導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇經濟發展動態，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

一、商貿流通業對經濟發展的促進作用

第三產業在國民經濟中占據愈來愈重要的地位和作用，尤其是商貿流通業，近年來商貿流通業發展非常迅速。2014年我國商貿流通業銷售總額為133689億元，比1978年的505.2億元增長了100多倍，年均增長率為10%以上，遠高于國內生產總值6%-8%左右的年均增速。商貿流通登記在冊的企業達到400多萬家，形成以購物中心、連鎖企業、專賣店為業態支撐的商貿流通體系。2015年商貿流通業生產總值占國內生產總值的18%左右，商貿流通業在國民經濟中的比重不斷增加，其對國民經濟的作用越來越大。首先，商貿流通業能夠促進消費增長、擴大社會生產。商貿流通業包括住宿餐飲、批發零售、會展、交通運輸、物流快遞、生活服務等行業，這些都是與居民生活有著直接、密切關聯的行業。商貿流通業可以變潛在消費成為即期消費，從而促進消費增長。當商貿流通業促進消費增長后，就需要擴大生產來滿足不斷增長的消費需求，以使生產能力匹配消費能力。其次，商貿流通業是勞動密集型產業，吸納了大量勞動力。2014年我國商貿流通業共有7685萬從業人員，就業貢獻率13.91%，占社會總從業人數的一半以上。其中住宿餐飲、零售批發行業從業人員最多，占社會總從業人數的四分之一左右。由此可見，商貿流通業對勞動力有很大的吸納能力，接收勞動力越多，失業人數就越少，社會就越穩定，經濟就越繁榮。最后，商貿流通業對三大產業的調整升級起到重要作用。隨著社會分工越來越精細化，三大產業之間形成了相互依賴、相互支撐的共同體，在這個共同體當中，商貿流周婷（廣東輕工職業技術學院廣州510610）基金項目：2014年廣東省科技計劃項目“面向企業服務的科技情報資源開發與利用方法研究”（編號2014A040401036）研究成果之一；廣東輕工職業技術學院科研項目：“外貿代工”與“品牌經營”模式的分化趨勢—基于“中國制造2025”背景下外貿代工工廠轉型實踐模式的探索（SK201522）研究成果之一中圖分類號：F724文獻標識碼：A通業作為服務主導行業是連接三大產業的重要橋梁，成為三大產業的中間需求，為各大產業的生產發展提供支撐，從而促進產業升級發展，提高經濟運行效率。

二、動態計量分析

（一）指標選取與計算方法基于以上理論分析，本文從經濟增長和產業結構優化兩個方面，計量分析商貿流通業對經濟發展的作用。經濟增長指標與產業結構優化指標如表1所示。國內生產總值是衡量經濟發展的重要指標，國內生產總值作用率是指商貿流通產業在國內生產總值中的比例。用公式表示為：國內生產總值作用率=商貿流通產業增加值/國內生產總值。就業率是衡量經濟發展水平的重要因素之一。經濟繁榮則就業率高，經濟蕭條則就業率低。就業作用率是指商貿流通產業從業人員人數占總就業人數的比例。用公式表示為：就業作用率=商貿流通產業從業人數/社會總從業人數。稅收作用率是指商貿流通產業所繳納的總稅額占商貿流通業總增加值的比例。用公式表示為：稅收作用率=商貿流通產業納稅總額/商貿流通產業增加值。稅收作用率越高，則說明商貿流通業繳稅越多，高稅收有助于推動經濟發展。資本作用率是指社會資產增加值在商貿流通業增加值中的比值。用公式表示為：資本作用率=社會資產增加值/商貿流通產業增加值。資本作用率越高，說明產業規模越大，對經濟發展就越有利。產業結構優化作用率是指商貿流通增加值在所屬的第三產業總增加值中的比例。用公式表示為：產業結構優化作用率=流通產業增加值/第三產業增加值。產業結構優化作用率越高，說明商貿流通產業在第三產業中的規模和比重越大，引導作用就更強。城市化作用率是指在城市中的商貿流通企業的總從業人數在城市所有產業總從業人數的比重。用公式表示為：城市化作用率=城市商貿流通企業總從業人數/城市就業總人數。城市化作用率越高，說明城市發展、產業發展有足夠的勞動力支持。對外貿易作用率是指商貿流通產業外貿總額占所有產業外貿總額的比重。用公式表示為：外貿作用率=商貿流通產業外貿總額/所有產業外貿總額。對外貿易作用率越高，說明開放程度越高，高度開放的經濟亦是反映經濟繁榮程度的體現。

（二）計量分析本文將整個經濟區域簡要劃分為東部區域和中西部區域。東部區域包括滬、蘇、浙、魯等東部沿海地區；中西部區域包括川、青、甘等地區。商貿流通業選取住宿、餐飲、零售、物流等主要行業數據進行統計。對經濟增長的作用分析。在國內生產總值作用率方面，2014年東部地區國內生產總值作用率為19.21，比中西部地區（12.6）高，如表2所示。而且東部地區國內生產總值作用率一直呈穩定增長趨勢，而中西部地區呈心電圖增長趨勢，甚至有下降趨勢，反映出其作用率不穩定。這主要是因為東部地區商貿流通業發展較好，而且東部地區是我國產業升級的“排頭兵”，在產業轉型升級的帶動作用下，東部地區第三產業尤其是商貿流通產業發展迅速，因此商貿流通業生產總值在國內生產總值中的比例越來越高，其作用率也遠大于中西部地區。在就業作用率方面，中西部地區的就業作用率略低于東部地區，但在2014年，中西部地區就業作用率實現反超，比東部地區的9.21高出0.16個百分點。2010-2014年，中西部地區商貿流通產業就業貢獻率雖然整體上落后于東部地區，但從表3可見其增速比東部地區快，至2014年實現了超越。這說明中西部地區這幾年來商貿流通業得到了較好發展，新增了大量就業崗位，而東部地區特別是上海市因出臺了一些限制人員流動的政策，一定程度上阻礙了勞動力的進入，商貿流通業正是低層次勞動力的吸納大戶，這些政策影響了商貿流通業對勞動力的吸納能力，進而影響了東部地區商貿流通業就業作用率（見表3）。在稅收作用率方面，2010-2014年，不管是東部地區還是中西部地區，商貿流通業稅收作用率都一直穩定提升。

特別是中西部地區，稅收作用率提升很快，甚至超過了東部地區。這主要是因為東部地區為了更好實現產業升級，大力發展以商貿流通業為主的第三產業，在稅收政策方面給予商貿流通企業很多優惠，也因此減少了稅收收入。但中西部地區商貿流通企業很多是國企，在整體發展水平不如東部地區的情況下，國企仍然要承擔較重的納稅責任（見表4）。在資本作用率方面，整體來說，不管是東部還是中西部地區，其資本作用率都不穩定，特別是商貿流通業發展水平更為落后的中西部地區，2010年資本作用率為1.61，2012年又驟升至8.78，可見其資產增加量極其不穩定。東部地區也是如此，但相對于中西部地區稍為穩定。總體來說，商貿流通業資本作用率比較低而且不穩定，與商貿流通業較為穩定的發展趨勢不相符（見表5）。對產業結構優化的作用分析。在產業結構優化作用率方面，東部地區和中西部地區的產業結構優化作用率都比較穩定，東部地區稍高于中西部地區，基本上東中西部地區的產業結構優化作用率都保持在30%-40%的水平，這說明商貿流通產業是第三產業的最主要主導產業，具體情況如表6所示。在城市化作用率方面，不管是東部地區還是中西部地區，城市化作用率都不高，說明商貿流通業對城市化發展作用不大。此外，從側面也可以反映出當前我國農村依然存在較多剩余勞動力，商貿流通業吸納第一產業剩余勞動力的能力還需要進一步提高（見表7）。在對外貿易作用率方面，2009年以前中西部地區外貿作用率一直很低，但是到了2013年以后開始直線上升，東部地區的外貿作用率保持穩定增長。這主要是因為“一帶一路”發展策略實施后，中西部地區的進出口貿易得到了良好發展，從而提高了外貿作用率。東部地區向來是我國開放前沿，對外開放程度也一直比內陸地區高，因此其商貿流通業的外貿作用率也比較高（見表8）。

（三）結果分析我國東部地區商貿流通業發展水平較高，因而國內生產總值作用率、就業作用率、納稅作用率、資本作用率、產業結構優化作用率、城市化作用率、對外貿易作用率等各項指標計算和分析結果普遍高于中西部地區。具體來看，東部和中西部地區的商貿流通業國內生產總值作用率、稅收作用率、產業結構優化作用率比較明顯；資本作用率、城市化作用率以及外貿作用率不太明顯；就業作用率還有很大提升空間。這反映了目前我國商貿流通業對經濟發展的作用主要是從增加稅收、增加國內生產總值以及提升第三產業作用和地位來體現。

三、商貿流通業優化發展建議

（一）科學規劃商貿流通業并建設現代商貿流通體系一方面，在完善的行業法律、法規指導下，建立起由政府主管、行業協會具體指導、管理有章有序的商貿流通業管理體系；在制度保障、管理規范的基礎上，科學規劃商貿流通業，規劃要以服務商貿經濟建設為中心、以提高服務質量為主線、以統籌城鄉商貿流通一體化為目標、以龍頭企業為引領典范，不斷完善商貿流通基礎設施，統籌規劃建設大型物流集散中心以及商貿綜合體，推進業態變革和創新，使商貿流通產業不斷適應新的發展形勢。另一方面，商貿流通產業要改變生產效率過慢和質量過差的狀況，需要建立現代商貿流通體系。商貿流通企業要大力發展電子商務模式，通過發展電子商務進行市場調查、信息收集、售前售后服務等活動，順應網絡購物發展趨勢，擴大企業銷售范圍和發展模式。

（二）構建商貿流通業交通體系我國商貿流通業基礎設施總體來說還不夠完善，尤其是中西部地區交通基礎設施不完善嚴重影響了商貿流通業生產效率，也阻礙了東部商貿流通企業與中西部企業的合作。對此，政府要統籌規劃，建設連接各省市、各地區的交通大網，包括航空建設、高鐵建設、公路建設和水路建設等，建成以北京、上海、廣州、深圳等商貿流通業發達地區為軸心的“12310”交通經濟圈，即1小時通達北、上、廣、深周邊城市，2小時可以到達北、上、廣、深所在或所近省市，3小時可以到達北、上、廣、深附近的省市，10小時可以到達國內其它主要城市，連接全國各地區成一張大網，提高商貿流通生產效率。

（三）統籌發展東部和中西部地區商貿流通業當前我國東部地區商貿流通業發展水平較高，而中西部地區商貿流通業發展落后，仍然以第一產業為主。因此東部地區商貿流通業對經濟發展的貢獻作用普遍高于中西部地區。同時經濟發展對商貿流通業也有反作用，經濟發展水平越高，商貿流通業就能得到更大發展空間。（四）加大對外開放根據上述分析可知，目前東部地區和中西部地區的商貿流通業外貿作用率均不明顯，這說明我國對外開放程度還不夠，尤其是中西部地區，因此在經濟全球一體化發展趨勢下要進一步改革開放，積極走出去和引進來。一方面，中西部地區要打破地區貿易壁壘，加強與東部沿海地區的經濟聯系，利用區域特色和優勢積極招商引資，讓東部帶動中西部發展。另一方面，東部地區要進一步深化改革，主動尋求與國際企業合作和交流，引進資本和人才，輸出商品和科技，為商貿流通業發展創造條件。（五）全面提高商貿流通業從業人員素質我國商貿流通業從業人員很多，就業作用率相對較高。但從業人員很多都是第一產業的剩余勞動力，相對來說受教育程度較低，當前我國正在進行經濟轉型，努力從粗放型經濟增長方式向集約型經濟增長方式轉變，經濟發展模式轉變對人才也有更高要求，因此，要全面提高商貿流通業從業人員素質，強化其技能水平，使其不斷適應新的發展形勢，以人才推動商貿流通業創新發展。

MercantileTheory參考文獻：

1.張曉峒.計量經濟分析（修訂版）[M].經濟科學出版社，2000

2.家順良，楊凡.全國商貿流通業對經濟增長貢獻的區域差異研究[J].山西經濟管理干部學院學報，2010（3）

篇2

中圖分類號：F207 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）14-0088-02

引言

2012年，義烏市登記流動人口數為159.5萬，遠遠超出常住人口。同時，2012年《中國城市競爭力報告》顯示，義烏市在中國最具競爭力百強縣（縣級市）排行榜排名位列14名。經濟增長主要是資本投入、勞動投入的增加、技術的進步，這其中又以人的因素為首，人的素質的提高才能推動技術的快速進步和產出的高速增長。發達國家的經濟實踐表明人力資本是經濟持續發展的動力。因此，從影響經濟增長的源頭因素來看，人力資本才是重要的因素，大量的流動人口對義烏市的社會發展和經濟建設起到了巨大的推進作用。

一、文獻綜述及概念界定

人力資本由舒爾茨（Schultz Theodore W，1960）首先提出，并經貝克爾（Becker Gary，1964）等人的補充和發展，形成人力資本理論。20世紀80年代中期以來，以盧卡斯（Lucas，1988）和羅默（Romer，1986）為代表人物的“新經濟增長理論”將人力資本作為同物質資本一樣的獨立生產要素納入經濟增長模型之中，運用微觀的方法分析了人力資本對經濟增長的作用，認為人力資本存量的差異會直接影響全要素生產力，從而影響長期的經濟增長率。新貿易理論的代表克魯格曼（Paul Krugman）認為，人力資本和物質資本一樣，也受到產業集聚等因素的重要影響，生產要素通過流動產生空間上的集聚，會對一個區域的經濟增長產生影響 [1]。

國內對人力資本的研究起步較晚，中國經濟正由粗放式增長向集約式增長轉變，加之有豐富的人力資源，因此，國內學者更加關注人力資本對經濟增長的影響。侯亞非和王金營以教育作為人力資本的外生變量來分析人力資本對經濟增長的影響 [2]；顧加寧對中國人力資本的集聚現狀進行了實證分析 [3]；郭永昌分析了上海市閔行區外來人口的基本特征、集聚成因和空間集聚基本形式與演化過程，并在此基礎上提出大城市外來人口的重構模式 [4]。

針對國內外學者對人力資本的研究，本文提出的“區域動態人力資本”在本質意義上與舒爾茨的人力資本的概念相同，它是指某一區域動態流動的、受過一定教育的、具有某種學歷（教育水平）和技能特征的勞動力。在本文的研究中，以流動的務工經商勞動力作為研究對象，所具有的教育水平和技能稱之為人力資本。需要說明的是，動態人力資本應包括人力的流入與流出兩個方向，但義烏數量眾多的中小企業提供較多的就業崗位，流出的人力資本相對流入的比例較小，因此在本文中將忽略流出人力資本存量。

二、義烏市動態人力資本存量分析

動態的務工經商勞動力的數據來源于義烏市2012年的流動人口數據分析報告和境內13個鎮街6 863份流動人口問卷調查情況匯總，得出義烏市流動人口的結構狀況 [5]。

（一） 以年齡、性別、學歷構成的人力資本

經濟學家加里·貝克爾在分析人力資本構成時，不僅關注經濟活動中人的學歷結構，還特別重視與學歷結構相關聯的年齡、性別構成特征 [6]。

將調查的年齡、性別、學歷構成的數據分析可以發現如下特點：從年齡特征看，年齡段以18—35歲為主，形成了勞動力聚集的峰尖，說明青壯年勞動力是流入義烏務工經商的主要群體。從學歷構成看，文化程度普遍較低，主要以初中為主，占84.69%，大專以上學歷只占3.35%。因此可以認為，具有中學教育學歷是進入義烏市形成勞動力供給的最低學歷臨界點。學歷水平的普遍低下，也造成產業結構升級過程中壓力的轉移，對產業升級轉型產生不利的影響。

（二）以職業分布的人力資本

以學歷為主要觀察標準來衡量，義烏市動態人力資本結構屬于低水平，主要從事生產制造、服務行業工作，占總崗位數的62.29%，主要從事以體力勞動為主的簡單再生產工作或從事非（低）技術工作，屬于低端職業領域的人群。這種崗位選擇的特征表明，流入到義烏市的勞動力主要集中在生產企業里，這與義烏市眾多的中小企業有著密切的關系，他們的職業選擇半徑不大，并且集中。

（三）來源地和工作地觀察下的人力資本

為了分析義烏市對流動的人力資本吸引狀況，筆者對流入的人力資本的來源地和在義烏的工作區域做了分析，顯示出兩個明顯的特點：一是在義烏市主城區工作的人占絕大多數，占73.51%，鄉鎮的吸引力還不強。二是流動人口中來自省外的占89.41%，大多數來自江西、貴州、河南、安徽等地，這四省的流入人口占總數的57.93%，說明義烏市的經濟輻射能力比較有限，帶動的是更不發達的地區；而經濟發達地區江蘇、廣東、北京、上海等地的人員流入很少，說明義烏市很難吸引經濟發達地區的高素質人才。這在義烏市建設綜合貿易改革試點過程中對高素質人力資本的需求是非常不利的。

三、義烏市人力資本與區域經濟的關系

各地區的發展經驗顯示，人力資本與區域經濟增長成正相關關系，即人力資本存量越多、質量越高，區域經濟增長水平就越高。同時，一個地區的產業結構調整在很大程度上也是根據人力資本存量和結構狀況進行的；產業結構的演進速度都是受到相應素質的人力資本和具有一定彈性的人力資本約束的。

（一）人力資本對區域產業結構的影響

人力資本可促進產業發展，有助于產業結構調整和升級，特別是有利于發展高科技產業。2012年，義烏市第三產業國內生產總值略高于第二產業，第一產業所占比重最低，僅為2.63%。經濟發展規律證明，發達國家的產業結構以第三產業為主，而第三產業中的高科技產業比重較大。義烏市的產業結構仍然存在不合理之處，需要進一步調整和完善，通過發展以高科技產業為主的第三產業實現產業結構升級。同時，人力資本存量的提升可使高素質的人力資源發揮優勢，使用更先進的機器、設備等，從而極大地提高了勞動生產效率，節約生產成本。人力資本的轉化會推動了勞動密集型產業的發展，提高產業的資本收益率，使第三產業得到快速發展，進而推動區域產業結構的升級。因此，人力資本對區域產業結構的調整升級有不可低估的影響。但是義烏市高素質、高學歷人才多分布于學校內，對科技的轉化效率存在一定制約。

（二）人力資本結構對區域經濟的影響

在對人力資本進行計量研究時，更多的是按受教育年限將人力資本分為基礎人力資本和專業化人力資本。基礎人力資本代表勞動力所必備的人力資本存量；相對基礎人力資本而言，專業化人力資本更強調知識、創新和研究能力（高素英，2009）。

在義烏2012年的調查中，基礎性人才占絕大多數，對經濟的貢獻度比較大，因此，提高一般人才的質量和數量，是構建區域競爭力的基礎，將會有利于區域經濟可持續發展。總體上加大對基礎性人才的投資，不斷提升他們的知識、技術和能力，提高區域整體人力資本的存量和質量。除了要對現有的一般人才的開發與利用外，還要想方設法提高區域一般人才的數量，高職高專等職業技術學校肩負著培養一般人才的重任，要積極探索職業技術學校的培養模式，提升職業技術學校的教師水平和辦學水平。

相反，義烏專業性人才對經濟增長的貢獻比較低，其原因可能有兩個：一是高層次人才多是決策的制定者，而不是執行者，其貢獻率不能直接體現在經濟指標上；二是因為高層次人才做的多是創造性的工作，成果的轉化有滯后性，有可能低估高層次人才的作用。因此，在高層次人才的發展上，筆者提出如下兩點建議：一是提升地區高層次人才的能力和素質，不斷增強他們的創新能力，培養更適合義烏市場具體情況的人才，為經濟發展做出更大的貢獻；二是吸引其他地區的高層次人才來本地區工作，尤其是海外的高層次人才。

（三）人力資本影響區域中心城市及城市群的形成

義烏市作為金義大都市、浙中商圈的重要組成部分，在經濟發展中承擔著物質運輸交換、要素流動、信息溝通的重要功能。從國內外的區域發展經驗可以看到，在區域的中心城市和城市群中，人力資本較為聚集，而且區域人力資本存量規模和結構也直接影響了區域中心城市和城市群的輻射范圍，影響著區域經濟發展。義烏市的動態人力資本遠遠超過了金華市其他地區，在浙江省也位于前列，這些人才基礎都為義烏市承擔貿易中心功能、生產中心功能、服務中心功能、金融中心功能、信息中心功能發揮了重要的作用。

四、結論

人力資本對經濟的推動作用，不僅取決于人才數量的多少，而且取決于其使用環境、組織制度和激勵的有效程度。因此，吸引專業人才的集聚，需要提供廣闊的發展空間，建設適合人才發展的環境，完善用人機制，改善人才的工作環境；需要建立合理的人才流動機制，注重對某些特殊領域專門技術人才的引進。經濟增長和人才增長這種相輔相成的關系，意味著人才的重要性不僅能促進區域經濟的發展，還對自身發展起到重要作用，好的人才發展模式會與經濟增長形成良性互動。

義烏市人力資本流動還存在區域流動結構不合理、人力資本區域流動方向不均衡、人力資本區域利用效率低等問題。人力資本區域流動對區域經濟發展的關聯效應總體上還有進一步提高的空間，進一步調整人力資本跨區域流動的方式和結構，合理規劃人力資本區域流動發展戰略是推動區域經濟增長的根本動力。

參考文獻：

[1] Paul Robin Krugman with Masahisa Fujita and Anthony Venables.The Spatial Economy-Cities，Regions and International Trade[M].Cambridge：MIT Press，1999.

[2] 侯亞非，王金營.人力資本與經濟增長方式轉變[J].人口研究，2001，（3）.

[3] 顧加寧.人力資本的區域集聚效應與中國的研究現狀[J].人力資源，2006，（7）.

篇3

引言

臨空經濟是依托機場、產業和空間三要素而形成的一種特有的經濟形態，它的產生很大程度上是基于企業發展對效率和靈活性的訴求基礎之上的。“時間本位”策略的支持者，美國波士咨詢公司副總裁伊斯凡認為，總有一天速度必將超過成本或品質，成為“涵蓋全體的首要經營目標”。“速度經濟”一詞最早是由美國經濟學家小艾爾弗雷德?錢德勒于1987年在《看得見的手―美國企業的管理革命》一書中提出的，他認為“現代化的大量生產與現代化的大量分配以及現代化的運輸和通訊一樣，其經濟性主要來自速度，而非規模”。在經濟全球化日益蔓延的今天，依靠臨空經濟來帶動經濟發展已經逐漸被人們所推崇。臨空經濟區就是在機場周邊技術、資本、人口等要素的聚集而形成的一種多功能的經濟區域。臨空產業區內最早聚集的是制造業，但其并不具有臨空指向性，可能原因在于當時城市化的影響效果大于機場的影響效果。隨著臨空經濟發展的深入，逐漸吸引了一些臨空指向性產業，如商業中心、旅游公司、房地產以及高新技術產業等。在臨空經濟不斷發展的過程中，服務業起到了極其重要的作用。

本文首先介紹了臨空經濟發生的必然性、在我國的發展概況以及其對經濟發展的重要作用。其次以首都機場為例，分析了服務業在臨空經濟發展中所起的特殊作用。再次闡述了臨空經濟的發展對服務業的推動作用。最后筆者對文章進行了系統性總結。

臨空經濟發展概況

（一）臨空經濟產生的必然性

臨空經濟區是指由于機場對周邊地區產生的直接或間接經濟影響，促使在航空港鄰近地區及空港交通走廊沿線可達地區出現資金、技術和勞動力的聚集，從而產生集聚效應和擴散效應，形成具有多種性質和功能的經濟區域。它的產生不僅是交通工具革命的必然要求，也是知識經濟發展和高科技企業發展的必然要求。首先，它和歷史上的其他交通工具一樣，是在經濟發展的推動作用下出現的變革，它的產生與經濟發展具有同步性。其次，在全球經濟一體化和國際產業轉移深化的背景下，各種具有時間約束特征的產品及生產方式日益凸顯，很多企業都開始追求新產品的快速上市以及質量好、成本低的新方式來滿足利潤最大化的要求，這自然離不開機場的支撐，從而在機場周圍吸引了大量資本、技術、人才的聚集，形成臨空經濟。從這一角度來講，機場是臨空經濟發展中必不可少的一個因素，為臨空經濟的發展提供了潛在的可能性，但是僅僅有機場這一硬性設施是遠遠不夠的，還需要在機場周邊聚集一些具有臨空指向性的產業，這些企業趨于追求機場周圍的區位，因為時間因素已經開始影響企業的成本與收益。另外，機場周圍還需要有足夠的經濟腹地、完善的交通運輸體系、繁榮的地區經濟等作為保障才能為臨空經濟的形成提供現實可能性。

（二）我國臨空經濟的發展概況

1959年，愛爾蘭出現了世界上第一個臨空經濟區―愛爾蘭香農自由貿易區，而我國臨空經濟萌芽于20世紀90年代。2003年以前，我國的臨空經濟始終處于起步期，發展十分緩慢，直到2004年5月26日，第一次臨空經濟論壇―“北京順義?2004臨空經濟發展論壇”的開幕，才標志著我國的臨空經濟進入快速發展時期，截至2012年，全國已有27個省的51個城市共提出了54個臨空經濟區的規劃，其中中部地區的熱情尤為強烈。

表1是2008年北京市第二次經濟普查中六大高端產業功能區中的法人單位個數統計，可以看出臨空經濟區由于人流、物流、資金流的聚集而吸引了很多企業紛涌而至，法人單位數已經超過金融街功能區，占六大高端產業功能區法人單位總數的7.76%。另外，隨著臨空經濟在我國的發展，相關的政策法規也不斷出臺，近期影響較大的主要有以下兩個：2012年7月8日推出的《國務院關于促進民航業發展的若干意見》，它的提出是為了解決當前民航業發展不平衡、空間資源配置不合理、基礎設施發展較慢、專業人才不足、企業競爭力不強、管理體制有待理順等問題，并制定了相關政策措施，如加強立法和規劃、加大空域管理改革力度、強化科教和人才支撐等，致力于發展依托機場規劃的臨空經濟；2013年3月7日，國務院正式批復了《鄭州航空港經濟綜合實驗區發展規劃（2013-2025年）》，這是全國首個上升為國家戰略的航空港經濟發展先行區，力爭到2017年，實驗區基礎設施、公共服務、產業體系初步形成，主要功能區開發建設初具規模，航空港經濟發展初見成效，到2025年，建成富有生機活力、彰顯競爭優勢、具有國際影響力的實驗區。

（三）臨空經濟對經濟發展的推動作用

2009年牛津經濟研究所在倫敦了題為《航空業：連接現實世界的全球網絡》的研究報告，該報告就航空業對未來經濟和社會發展的影響進行了深入的研究。牛津的研究報告稱，如果將航空業的增長速度在當前水平上降低1%的話，全球將會損失600萬個就業機會，其中亞太地區將損失200萬個，歐洲和北美地區將損失約150萬個，非洲和拉丁美洲各損失約40萬-50萬個，中東地區將損失20多萬個。這份報告足以說明依托航空發展的臨空經濟區對經濟發展的重大作用。表2顯示了國內機場所在地區的GDP增長率與其所在地區GDP增長率五年平均值的比較，可以看出，臨空經濟的形成對地區經濟發展具有很大的拉動作用，漸漸成為地區發展的增長極。另外，臨空經濟對經濟不發達地區來說也是一種契機，因為它會帶動人流、物流、資金流等的聚集，促進經濟發展。臨空經濟發展還可以增加地區的就業，大量企業的聚集自然需要各種人才，從而提供了很多就業崗位。

服務業在臨空經濟中的特殊作用

在經濟發展過程中，服務業所占的比重不斷提高，其漸漸成為拉動經濟增長的核心支柱。隨著機場周邊臨空產業的不斷發展，其對各種服務業的需求也不斷加大，服務業發展的充分與否直接影響到臨空經濟的前景。因此各大城市在進行臨空經濟區規劃時都不斷提出要發展以服務業為主導的模式。臨空經濟區內的服務業主要分為兩種：航空樞紐服務業和生產業。

（一）航空樞紐服務業

截至2009年，首都臨空經濟區內航空樞紐服務業已達50家，主要包括航空公司、酒店、公司等，如：中國航空器材進出口集團公司、中國國際航空股份有限公司、北京新華空港航空食品有限公司。

圖1是首都臨空經濟區內航空樞紐服務業企業數量比例情況圖，品種越來越多。航空樞紐服務業之所以日益成為首都臨空經濟區的主導產業，是源于以下三個方面的原因：首先，隨著首都機場的不斷發展，其樞紐地位日益形成，從而對航空運輸保障服務、配餐、維修等方面需求的強度也不斷增大；其次，首都機場不斷擴建導致機場內土地資源呈現稀缺狀態，整個航空運輸業的發展過程中需要不斷探索其發展方式，使其成本達到最低，收益達到最大，這使得原本位于機場內部的一些保障企業開始向機場外部轉移，并布局在距離機場周邊一定距離的空間范圍內部，即所謂的臨空經濟區內，這不會對機場的運營造成任何不利影響；最后，首都機場的年航班規模逐漸增大，其對航空運輸保障服務的需求也日益增大。

圖2和圖3分別顯示了首都機場旅客吞吐量和貨郵吞吐量的趨勢圖，主要記載了2005-2012年首都機場旅客吞吐量和貨郵吞吐量的變化，其中2012年的旅客吞吐量是2005年的1.998倍，2012年的貨郵吞吐量比2005年增長了130%，增長幅度很明顯，而每次航班的起降都需要各個航空保障部門的協調配合。因此，航空樞紐服務業在首都臨空經濟區產業結構調整中逐漸占據著主導地位。

（二）生產業

生產業最早是由美國經濟學家H-Greenfield于1966年研究服務業及其分類時提出的，它是依附于制造業而存在的，我國在《國民經濟和社會發展第十一個五年規劃綱要》中將生產業分為交通運輸業、現代物流業、金融服務業、信息服務業和商務服務業。首都臨空經濟區逐漸發展生產業作為其配套主導產業，主要包括人才中介、金融服務、律師事務所、保險公司等。一方面，首都臨空經濟區內制造業企業的數量逐年增加，其對生產業的需求也相應提升，但現有的生產業發展明顯滯后，不足以滿足制造業發展的要求，如缺乏一些大型金融機構導致企業融資方面出現困難。另一方面，臨空經濟區內生產業的缺乏會造成企業交易成本的上升，如果一些制造業企業的金融需求是靠臨空經濟區外的企業來滿足，就會加大該企業的交易成本，不利于企業的綜合發展，因此亟需擴大臨空經濟區的生產業，保證與現有的制造業需求所配套。圖4是1992-2007年首都臨空經濟區內生產業企業的數量變化圖，可以看出其數量有逐年增加趨勢。

臨空經濟的發展對服務業發展的推動作用

本文分析了服務業在臨空經濟中的特殊作用，服務業的發展會推動臨空經濟區的完善，反之，臨空經濟區的發展是否會對服務業發展起促進作用呢？答案是肯定的，如1959年成立的愛爾蘭香農自由貿易區，伴隨著臨空經濟的發展，它經歷了四個階段：20世紀60年代前的農業型經濟，20世紀70至80年代的工業型經濟，20世紀80至90年代的服務型經濟，20世紀90年代后的知識型經濟。由此可見機場周邊區域的產業結構調整是依托臨空經濟的發展而不斷演進的。我國臨空經濟首創者曹允春教授在其書中說到：“隨著全球經濟的發展，機場這一航空口岸的國際交往功能在增加，機場周邊的信息、人才、技術資源不斷密集化和高端化，因而機場周邊產生了多樣的臨空制造業和樞紐業，隨著機場所在的區域經濟向后工業化邁進，這類企業的生產過程對培訓、融資、中介、物流等生產業的需求不斷增加，這類生產業以較強的專業能力贏得了巨大的市場空間，并在機場綜合地區日益顯現出更大的市場前景。”并且他認為這一產業變遷既是市場行為，又是臨空經濟區開發者的行政促進。本文利用2006-2011年的數據加以說明。

由于數據獲取的難度，并且據有關統計顯示，北京市順義區經濟的70%左右來自臨空產業，因此用一個固定系數 乘以首都臨空經濟區所在地順義區的第三產業產值表示臨空經濟區的服務業產值。另外，由于首都機場的規模及其業務量在國內一直居于領先地位，其總周轉量在國內民航運輸總周轉量中占比較大，因此再用固定系數 乘以國內民航運輸總周轉量（包括旅客周轉量和貨郵周轉量）近似代替首都機場的總周轉量。如表3顯示了2006-2011年我國民航運輸總周轉量及北京市順義區的第三產業總值。

令y為北京市順義區第三產業總值，x為我國民航運輸總周轉量，由圖5所示的北京市順義區第三產業總值與民航總周轉量的散點圖可以看出，兩者之間成線性正相關，利用Eviews軟件對其進行回歸，回歸結果式為yt=-401.4648+1.450681xt，模型通過了p值檢驗，擬和效果較好，因此可以得出以下結論：首都機場總周轉量每增加λ億噸公里，則首都臨空經濟區的服務業產值相應地增加1.450681λθ億元。由這組簡單的數據即可看出，臨空經濟的發展對服務業確實具有一定的促進作用。

結論

“臨空經濟”這一主題目前在國內外進行得如火如荼，這種模式的經濟發展方式已經成為大勢所趨，是當今區域經濟發展的重大課題之一。隨著全球經濟進入高速發展期，臨空經濟區已經成為連接全球價值鏈的一個重要地理空間，它的出現極大地促進了區域經濟的發展。機場不再是只起到運送旅客和貨物的單一作用，其逐漸對周邊的土地利用模式產生了一定的影響，從而聚集了一些具有臨空指向性的產業，帶動了整個地區的經濟發展。根據文章的分析可以得出以下結論：臨空經濟的發展確實與服務業之間存在一定的動態關系，并且服務業漸漸成為臨空經濟區內的主導性產業，尤其是生產業的地位逐漸凸顯。首先，起樞紐的機場由于其強大的客貨集散能力和全球易達性，使得物流、匯展、培訓、金融、咨詢等生產業環節聚集在臨空經濟區。其次，航空制造產業由于其自身產業鏈長，并且含有較高的技術含量和復雜的生產工藝，也對服務業提出了更多的需求。服務業的發展同樣受到臨空經濟發展進程的推動，以保證臨空經濟區的經濟發展更加穩定有效。因此，在全國各個地區都爭相提出臨空經濟區規劃的同時，一定不能忽視區內服務業的發展，要優化產業結構升級，大力發展具有臨空指向性的現代服務業。現有文獻多從宏觀角度分析臨空經濟產生的背景、形成機制及作用等，本文以首都臨空經濟區為例，刻畫了服務業的發展對臨空經濟的促進作用以及臨空經濟對服務業發展的反作用，理論與數據相結合，具有很大的研究意義，值得繼續探討。

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1.居民消費指標。居民消費水平是指居民在物質產品和勞務的消費過程中，對滿足人們生存、發展和享受需要方面所達到的程度。通過消費的物質產品和勞務的數量和質量反映出來。

 

居民消費水平，是按國內生產總值口徑，即包括勞務消費在內的總消費進行計算的。計算公式為：

 

居民消費水平(元/人)=報告期國內生產總值中的居民消費總額/報告期年平均人口

 

本文將天津市居民消費水平作為衡量天津市居民消費的指標。

 

2.經濟發展指標。GDP是反映國民經濟的綜合指標，它的權威性和可比性已被廣泛認可。鑒于此，本文采用天津市GDP指標作為衡量天津市經濟發展指標。

 

為了減少異方差，本文對居民消費水平(X)和地方生產總值(GDP)進行了自然對數變換，分別記為LNXt和LNGDP。變換后原時間序列的協整關系并不會受到影響。此外，本文中的所有數據均來自《中國統計年鑒》(2015)。

 

二、實證分析

 

1.基于VAR模型的分析。確定VAR模型的結構，一般用赤池信息準則(AIC)，選擇最大滯后期k值。原則是在增加k值的過程中使AIC的值達到最小。適當加大k可以消除誤差項中存在的自相關。但k值過大會導致自由度減小，影響模型參數估計量的有效性，并比較不同滯后期所建立的VAR模型的穩定性。經過比較，本文最后選擇滯后2期，即k取2。經檢驗，所建模型除LR和SC外，最終預測差(FPE)、赤池信息準則和漢南-奎因信息準則(Hannan-Quinn)最小，三個檢驗準則同時得到了滿足。在此基礎上，可以對和LNXt時間序列進行協整檢驗。本文采用Johansen檢驗方法。該檢驗能判定協整方程的個數，即協整秩。經過反復檢驗，確定協整變量含截距項并有確定趨勢。Johansen協整結果表明，在5%的顯著水平下，和時間序列只存在一個協整關系。

 

2.格蘭杰(Granger)因果關系。雖然通過實證研究可以得出和LNXt的協整關系，但沒有表明這兩個序列之間是否存在因果關系。 Granger(1980)指出，如果變量之間是協整的，則至少存在一個方向的Granger原因;在非協整情況下，任何原因的推斷將都是無效的。從前面確立的天津市經濟增長與居民消費水平的關系中，可以看出由于二者具有協整關系，所以他們之間至少存在一個方向上的因果關系。計量的檢驗結果表明(見下表)，在95%的置信度下，天津GDP增長是促進居民消費水平增加的Granger成因，但反向的影響關系則在統計意義不成立。

 

3.脈沖響應分析和方差分析。基于天津市GDP與居民消費水平的VAR模型的脈沖響應函數，可以描述二者的相互影響關系，基本思想是研究系統中個別方程中的新息(innovation，即隨機誤差項)產生變動時，由于變量間的相互影響而對系統中其他變量所產生的沖擊強度和影響時滯。由于研究沖擊響應時采用的是Cholesky分解技術，該方法的一個技巧是使誤差項正交化。所以Cholesky分解的結果依賴于系統內變量的排序。 Koop，Pesaran和Potter(1996)提出了廣義脈沖響應(Generalized ImpulseResponse)和廣義方差分解(GeneralizedVariance Decomposition)，以避免正交化對變量排序的依賴性。故本文采用廣義脈沖響應方法進行響應分析。

 

圖1的脈沖響應結果表明，當在本期給居民消費水平一個正沖擊后，天津GDP在第5期達到最低點，第5期以后呈現緩慢平穩上升的趨勢，這說明居民消費水平受到外部沖擊以后，給本市經濟增長能夠帶來反向的沖擊，但是這種沖擊并不大，并且對第5期以后緩慢回落有一定拉動作用，不具有顯著作用，這與上述格蘭杰因果檢驗中居民消費水平的增加不是促進GDP增長的Granger成因的結論相一致。

 

圖2中，LNXt的脈沖響應結果表明，當在本期給GDP一個正沖擊后，居民消費水平在第7期會達到最高點，從第7期開始保持平穩下降，而且作用效果明顯。這表明GDP的某一沖擊會給居民消費水平帶來同向沖擊，且從第七年后對居民消費水平產生穩定的拉動作用。同時，它也印證了上述格蘭杰因果檢驗結果。

 

與脈沖響應函數的分析視角相反，方差分解是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為各方程新息(innovation)相關聯的組成部分，從而可以判斷各新息對內生變量的相互重要性。方差分析圖說明，是LNXt的重要影響因素，經過10期，其貢獻率從42.38%上升為 82.23%;LNXt對的影響較弱，其貢獻率最高僅為15.64%。

 

4.VAR模型預測。基于VAR(3)模型，可以對天津市經濟增長和居民消費水平做出樣本內預測和樣本外短期動態預測。從樣本內預測序列圖可以看到，因為靜態預測是使用樣本實際觀測值進行預測，所以靜態預測的效果要好于動態預測，但是，樣本內動態預測可以預測出序列的變化趨勢。VAR模型的特點之一就是做樣本外近期預測非常準確。本文結果很好的證明了這一點。如據統計，2014年天津市GDP和居民消費水平分別為 15726.53億元和 28492元，取對數后分別為 9.6631億元和 10.2574元，而該VAR(3)模型對2007年天津市GDP和居民消費水平的預測值分別是9.7425億元和10.2547元，模型預測誤差分別為 0.008和-0.0003.

 

三、結論和建議

 

雖然社會經濟系統的復雜性決定了我們不能依據任何實證工具進行簡單的決策，但本文的實證結果有助于我們對天津居民消費水平與經濟發展的關系做出一個大致的判斷。

 

從計量分析結果看，天津居民消費水平和GDP構成一個相互有長期影響的動態線性系統，只是程度有所不同，即GDP增長是促進居民消費水平增加的Granger成因，但反向的影響不顯著。在受到經濟波動的沖擊下，GDP會對居民消費水平產生同向顯著而持續的影響。這在一定程度上表明天津居民消費水平與母城經濟發展水平息息相關，而居民消費水平對母城經濟發展的帶動作用有限。

 

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自1978年中國實行改革開放以來,在市場經濟體制之下,政府的只能由經濟的指揮和計劃者轉變成了經濟的調節和服務者。政府對經濟的控制力量較改革開放前較為減低。然而,在新型經濟制度的要求下,舊體制中國企的“大鍋飯”及社會責任制度逐漸淡化。中國逐漸需要引入新型的社會保障制度及實施新型的財政支出政策來發展經濟。于是,這些財政支出政策的作用即成為改革開放以來研究的一個重點。本文使用協整理論、誤差修正模型及脈沖響應函數,試圖分析主要的財政支出政策與中國經濟增長的長期均衡關系及短期動態調整關系,并對政府實行新型的財政支出政策做出建議。

一、文獻綜述

對于政府財政支出對經濟影響的研究,國內已有眾多的研究文獻。董秀良、郝淑媛(2005)運用協整關系檢驗、脈沖響應函數和方差分解技術,對我國財政支出變量與實際GDP、私人投資進行分析發現存在顯著的協整關系。牛沖槐、唐朝永、江海洋(2008)對1980~2005年國家財政科技投入和經濟增長的協整性及因果關系進行的分析表明:兩者之間只存在單向因果關系,即財政科技投入是經濟增長的原因。趙國旭,鄔華明(2008)使用協整理論對開放經濟下財政政策有效性進行了研究,發現財政政策是有效的,但存在時滯與擠出效應,提出優化財政政策結構的建議。賈文、楊小容(2009)利用協整和向量自回歸模型,研究了中央財政支持對牧民收入水平的影響實證分析,得出藏族在中央財政支持是受益最大的,否定了某些認為藏族被邊緣化的觀點。楊敏利,賀利平(2009)對我國1989-2005年的公共財政科技投資與社會科技投資之間的關系進行了協整及誤差修正模型分析,得出公共財政科技投資對社會科技投資具有帶動效應的結論。梁蕾(2009)對我國1952-2007年的GDP和財政收入之間的關系進行實證研究,研究表明:(1)中國的財政收入與GDP互為因果關系;(2)中國財政收入與GDP有長期協整的關系;(3)中國財政收入對GDP的彈性小于1。湯鵬主(2009)運用Johansen協整模型的理論方法研究財政稅收、投資總額與我國經濟增長的關系,得出結論是投資總額對經濟增長的影響推動作用基本上要大于財政稅收對經濟增長的影響推動作用。

然而,以上的文獻中研究的財政政策支出變量數目較少,沒有同時涉及財量中科學研究投入、撫恤和社會福利救濟、文教衛生支出、政府基建支出對經濟發展的綜合關系分析。因此,本文試圖從一個新的角度來分析改革開放以來我國財政支出與經濟發展的長期與短期動態關系。

二、實證分析

1. 數據的選取

為了研究國家財政支出對經濟發展的影響,本文選取了以下四個數據。分別是1)國家財政決算支出中的科學研究支出2)國家財政決算支出中的基本建設支出3)國家財政決算中的撫恤和社會福利救濟支出4)國家財政決算中的文教、科學、衛生事業費用 5)按支出法核算國內生產總值。以上五個時間序列數據來源與中宏數據庫的年度數據庫。本文選擇了1978年-2006的年度數據,單位為億元人民幣,采用現行價格計算。數據選取的主要原因如下:其一,1978年后我國實行改革開放政策,只有在這個時期建立的模型才能夠反映市場要素間自發的內部相互動態反應,用1978年之前計劃經濟條件下的數據來分析是達不到研究目的。其二,本文還考慮研究國家財政支出中的其他項目,如高等教育投入經費等。但由于樣本量不足以進行計量經濟學分析,故放棄。

在進行數據分析之前,對以上五個時間序列變量取自然對數,目的是為了消除異方差現象。經過處理,五個時間序列變量分別命名為:1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP。

2. ADF單位根檢驗

本文研究財政支出對中國經濟發展的影響主要通過協整分析進行。根據協整理論,時間序列變量間存在協整關系的前提條件是各個序列都是同階單整非平穩時間序列。因此,首先使用ADF單位根檢驗方法對五個時間序列進行平穩性檢驗。

若時間序列的均值、方差和自協方差都不取決于時刻t,則稱此時間序列為平穩的時間序列變量。然而,在現實中,大多數宏觀經濟變量都存在均值隨時間而變化的趨勢。因此,這些存在時間趨勢項的序列都不屬于平穩的時間序列。非平穩時間序列一般可以通過差分變換轉換為平穩時間序列。若序列通過一階差分變換轉換為平穩時間序列,則稱該序列為一階單整序列。同樣地,若序列通過若干階差分轉換為平穩時間序列,則稱該序列為若干階單整序列。檢驗時間序列平穩性的主要方法是ADF單位根檢驗方法。在ADF檢驗中,先通過作圖等方法確定時間序列變量是否存在時間趨勢項及截距項,再進行原假設為存在單位根的檢驗。若結果拒絕存在單位根的原假設,則該序列為平穩的。若不能拒絕,則該序列為非平穩的,需要進行差分變換直到轉換為平穩時間序列。

對“1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP”作圖,確定其是否存在時間趨勢項及截距項并進行ADF單位根檢驗,滯后水平采用SIC信息準則自動設定,檢驗結果如下:

注:D指差分運算 檢驗的顯著性水平設定為5%

檢驗結果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP為一階單整非平穩時間序列,LNRE為二階單整非平穩時間序列。因此,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP間可能存在協整關系,而LNRE則與其余的變量不存在協整關系,應予以舍去。這意味著,國家財政決算中科學研究支出可能與中國經濟發展并不存在長期均衡協整關系。

3. 建立VAR模型

本文使用的協整關系檢驗主要基于Johansen協整檢驗,Johansen協整檢驗是以VAR(向量自回歸模型)為基礎的檢驗回歸系數的方法,主要用以研究多變量間的協整關系。因此,為進行Johansen協整檢驗,首先建立VAR(向量自回歸模型)。

由于研究中所獲得信息的局限性,本文只考慮非限制性的向量自回歸模型(unrestricted VAR)。VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型。VAR模型常用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動項對變量系統的動態沖擊,從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。

含有k個時間序列變量的VAR模型的數學表達式為:

其中,表示第k個時期t滯后p期的內生時間序列變量,表示第d個在時期t的外生時間序列變量,表示第k個在時期t的隨機擾動項(白噪音項),也可稱為沖擊向量。分別是維和維系數矩陣。

基于本文的研究對象,下文中建立的VAR模型不含外生變量。對LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP建立VAR模型,使用AIC準則確定滯后期為2,輸出結果如下:

小括號中為滯后期,中括號為t統計量

4. Johansen協整檢驗

隨后我們基于VAR模型,進行協整檢驗。協整關系的主要原理 是若存在兩個時間序列和,,,其中為隨時間變化的趨勢變量、為隨機擾動項。

若存在一個向量V () 使得: 。其中,ε為隨機擾動項,則稱與具有協整關系,V為協整向量。

在協整關系檢驗中我們設定協整方程有截距項但沒有趨勢項,檢驗結果如下:

檢驗結果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之間可能存在三個協整向量,即我們可以確定LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之間具有長期均衡的協整關系。

5. 向量誤差修正模型

前文已經檢驗出LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之間存在長期均衡的協整關系,在這里,通過構建向量誤差修正模型來分析當變量偏離長期均衡水平時,系統對偏離的修正過程。

這里通過前文構建的VAR模型和協整方程構建向量誤差修正模型,結果如下:

構建的向量誤差修正模型的誤差項修正系數為符合反向修正機制。模型中的協整方程為

可以看到,若LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP四者的波動偏離了長期均衡關系,則會以誤差修正系數的修正速度重新返回長期均衡狀態。

6. 脈沖響應函數分析

在這里,我們利用脈沖響應函數來分析當LNFRA,LNWEA,LNHY遭受系統外部沖擊時對LNGDP序列的影響。脈沖響應函數的主要思想是對VAR模型中某一變量的誤差項施加一正向沖擊,并計算另一變量在未來某個時期內波動的數值,以得出外部沖擊的動態影響。

若對LNFRA的VAR模型誤差項施加一個正向沖擊后,在未來10期內,LNGDP對此沖擊的響應如圖1所示:

若對LNWEA的VAR模型誤差項施加一個正向沖擊后,在未來10期內,LNGDP對此沖擊的響應如圖2所示:

若對LNHY的VAR模型誤差項施加一個正向沖擊后,在未來10期內,LNGDP對此沖擊的響應如圖3所示:

從脈沖響應函數分析可以看出以下三個現象:其一,當國家財政加大基建投入后,在隨后的1-2年內, GDP受到了一定的負面影響,但在1-2年后,GDP隨即受到持續的正向促進。其二,當國家財政加大社會撫恤及福利保障投入時,在隨后的1-2年內,GDP受到了一定的負面影響,但在1-2年后,GDP獲得持續的快速增長。其三,當國家財政加大文教、衛生、科技投入時,GDP在當期即獲得正向沖擊,隨即獲得持續的增長。

三、實證分析結果的經濟意義解釋

第一,根據平穩性檢驗,發現我國財政決算中的科學研究支出與其他的變量不存在長期的均衡關系。根據我國的經濟增長方式,在長期以來,我國都是以粗放形式發展經濟,即經濟發展主要通過大量低技術的投資建設,而較為忽視技術密集型的第三產業的發展。這導致我國沒有形成依靠科技進步的集約性生產方式。在以低技術產業為主導的經濟體中,科技投入就不能有效地推動經濟整體的發展。此外,我國科技投入規模小,尚未形成與經濟總量水平穩定的增長方式。

第二,根據協整性檢驗,發現我國財政決算中的基建支出、撫恤和福利保障救濟支出、科技文教衛生與經濟總量存在長期的均衡關系。這說明了這些財政支出項目與經濟增長的重要內在均衡關系。結果表明,控制主要的財政支出變量,對中國的經濟發展可以起到宏觀調控作用。此外,中國的經濟發展也會使這些財政支出獲得穩定增長。兩者互為穩定增長關系。

第三,通過向量誤差修正模型,可以發現我國財政決算中的基建支出、撫恤和福利保障救濟支出、科技文教衛生與經濟總量存在短期波動時的動態修正機制。可以看出,變量之間存在穩定收斂的動態修正機制。

第四,通過脈沖響應函數,可以清晰地發現各財政支出變量對經濟總量的持續影響。其一,若國家基建項目的支出在短期內迅速增大,則在1-2年內國家投資對私人投資的擠出效應明顯,國內生產總值在短期內受到不利影響,然而,在長期中,國家基建項目對經濟增長起到持續的促進作用。這得益與基建項目對生產活動產生的加速效果。如青藏鐵路的建設,使得與中原地區的工商業交流更加方便快捷。其二,若國家撫恤與社會福利救濟支出增加,則在短期內對國內生產總值產生負向沖擊,但在長期內則起到持續的增長作用。撫恤與社會福利救濟項目是一種收入再分配政策。將較高收入者的收入轉移到低收入群體中。若國家撫恤與社會福利救濟支出在短期內大幅增加,則可能導致高收入群體的激勵扭曲,造成經濟效率的一定損失。然而在長期中,由于低收入者生活水平的提升,其消費產生的乘數效應對經濟發展起到了持續作用。其三,若國家財政加大文教、衛生、科技投入,經濟總量在當期即獲得正向沖擊,隨即獲得持續的增長。實證結果證明了文教、衛生、科技投入的巨大促進作用。根據現代內生經濟增長理論,投資與勞動力數量的增長不能使經濟體獲得持續的人均經濟增長,只有全要素生產率的持續增長才能對經濟產生持續的正向促進作用。根據實證結果可以發現,文教、衛生、科技投入的正向沖擊具有持續經濟增長作用,這是因為該變量可以大幅提高社會全要素生產率,在投資與勞動力增長率不變的情況下,大幅度提升人均經濟產出,并使得經濟獲得可持續發展。

四、結論與建議

1. 優化產業結構,增加科學研究投入規模與應用程度

研究中發現科學研究的投入對經濟增長是無長期均衡作用的。根據上文的分析結果,本文建議我國應當在新的知識經濟時期大力進行產業轉型。在轉型中增大科技含量高的技術密集型產業比重,使得經濟增長可以充分利用國家科學研究的先進成果。并建立高效率的產學轉換基地,鼓勵各行各業應用新型的高效率科學技術。此外,中央財政還需加大科學研究的投入規模,并進行國際前沿課題的研究,以使中國在某些科技領域達到或接近世界先進水平,并使經濟部門獲得科學上的自然壟斷。

2. 合理利用國家基建支出等反周期財政政策

在研究中充分識別出了國家基建投資對私人投資的擠出效應。因此,在遭遇經濟周期波動時,我國要謹慎使用增大基建投資的反周期財政政策。準確識別其對私人部門的擠出效應。

3. 建立完善的社會保障制度

研究中發現雖然對低收入者的轉移支付在短期內對經濟效率有所影響,但在長期內,是對經濟發展有利的。因此,我國更應該加速建設及完善全民社會保障制度。完善對低收入者的救濟體系。努力減少社會貧富差別產生的不公平現象。促進和諧社會的發展。

4. 加大文教、衛生、科技投入

文教、衛生、科技投入可以增加居民的教育水平,期望壽命,生產力水平等。在目前,國內這方面的投入占GDP的比重還是相對較少的。具體來說,文教的投入具有明顯的地區不公平性。在大城市中,外來戶籍人員的子女無法就讀公立優質學校,在教育上存在無效率及不公平,導致眾多潛在優秀人才失去成才的機會。而在醫療方面,則對部分人群還是欠缺保障。如外來務工人員就只能享受賠付比例相對較小的醫療保險。而部分偏遠城鎮的醫療設備落后,也間接導致了勞動力流失等現象。對于科技投入,對勞動力生產力則有巨大影響。因此,國家財政加大文教、衛生、科技的投入對經濟長遠發展具有重大意義。

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[5] 楊敏利,賀利平,《基于協整的公共財政科技投資對社會科技投資的帶動效應研究》[J],科技進步與對策,2009(4):13~16

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固定資產投資是一個國家(地區)經濟增長的前提保證,是優化產業結構的重要途徑,也是實現經濟持續健康發展的重要動力。通過建造和購置固定資產的活動,國民經濟不斷采用先進技術裝備,建立新興部門,進一步調整經濟結構和生產力的地區分布,增強經濟實力,對加快經濟發展,構建社會主義和諧社會具有重要的意義。

一、數據的選取與說明

數據來源于江蘇省統計年鑒年度數據。文章選取1974―2008年江蘇省的GDP和固定資產投資總額。對數據取對數,以消除異方差。LNGDP代表國內生產總值,LNTZ代表固定資產投資。

二、研究方法說明

首先檢驗兩者之間的協整關系,這樣建立二者長期均衡關系才有實際意義,并且通過實證研究得到的政策建議才具有未來的推測性。并且由于經濟的發展,江蘇省的經濟結構不斷地發生變化,經濟變量影響關系也可能發生變化。利用狀態空間模型可以很好地反映二者之間的動態關系,以消除經濟結構變化所帶來的干擾。

三、數據平穩性檢驗

由表1可以看出,LNGDP、LNTZ的檢驗統計值大于臨界值,說明原序列是非平穩的;兩序列的差分序列的檢驗統計值小于臨界值,說明二者的差分序列是平穩的,兩個原序列都是一階單整的。

四、協整關系檢驗

在進行協整檢驗之前,首先建立無約束的向量自回歸(VAR)模型,確定模型中變量的最佳滯后階數,根據AIC準則,確定VAR模型最優滯后階數為1。本文采用Johansen協整檢驗對LNGDP、LNTZ兩個序列進行檢驗。

表2結果表明:在顯著水平5%的水平下,GDP與固定資產投資存在一個協整關系。這說明江蘇省GDP與固定資產投資存在長期變動關系。

五、格蘭杰因果關系

前面的檢驗結果說明,能源消費與產出水平之間存在著協整關系。為了理解江蘇固定資產投資與經濟增長之間的相互關系,有必要測算兩者之間的因果方向。在回歸方程中,一個解釋變量影響因變量,意味著解釋變量的變化引起了因變量的變化,這就是所謂的變量間的因果關系。運用Granger因果檢驗方法對江蘇省經濟產出數據與固定資產投資數據進行關系檢驗的結果如表3所示。

檢驗結果顯示,固定資產投資是經濟增長Granger原因,經濟增長不是固定資產投資Granger原因,但是兩者都不存在反向的關系。這說明盡管江蘇省的固定資產投資與經濟增長之間存在長期的均衡關系,但并不是嚴格的雙向因果關系。江蘇省的經濟增長受投資拉動的跡象明顯。

六、建立狀態空間模型

狀態空間模型是由一組觀察方程和狀態方程構成。在這里,以狀態空間模型考察GDP與固定資產投資的關系,建立如下形式模型:

得到的估計模型如下:

量測方程LNGDP=4.21+SC1?鄢LNTZ+εt

狀態方程SC1=0.025+0.959sc1(-1)+ηt

圖1是狀態方程的估計值的線圖。

在考慮經濟結構變化的基礎上以及估計的SC1可以看出,投資的產出彈性是出于震動的上漲,但是總體的趨勢向上的,這意味固定資產投資對于經濟增長的拉動作用還是很明顯的。

七、結論

第一,投資對經濟增長的作用具有雙重作用,它既能增加生產能力,又對生產構成需求,即兼有供給效應和需求效應。短期內,投資主要是作為一種需求影響經濟發展,而從長遠來,投資供給效應的作用更為時顯。江蘇省固定資產投資與經濟增長存在長期的均衡關系。固定資產投資是江蘇省經濟增長的一個主要拉動因素。第二,通過Ganger因果檢驗表明,江蘇固定資產投資和GDP增長之間存在單向因果關系,固定資產投資的增加或減少必然會引起GDP的增加或減少,而GDP的變化對固定資產投資的變化沒有直接因果關系。從協整檢驗可以看出,固定資產投資對經濟的長期增長影響顯著。這表明江蘇省固定資產投資始終是經濟快速健康發展不可或缺的推動力,而固定資產的投資由于其存在的內在剛性,對經濟波動的反映程度較弱。第三,通過狀態空間模型可以看出,固定資產投資對于經濟增長的拉動作用愈來愈大,已經基本上達到了0.62,江蘇省應該提高投資效率,發揮其重要作用。統籌兼顧,優化固定資產投資結構;充分利用資本市場,拓寬投融資渠道;注重規劃,確保投資均衡發展;堅持市場規范和結構改善并舉,進一步完善房地產市場調控。

篇7

一是創新了動態優化理論。通過動態優化理論，創立了包含環境因素的綠色索洛模型，得出在只存在規模效應時，平衡增長路徑仍然是存在的，但與之相對應的污染排放路徑卻一直呈上升趨勢的結論；通過污染對經濟影響的動態優化模型得出，環境污染對經濟具有門檻效應，放棄經濟發展來保護環境是不可行的，需要以優化環境來促進經濟發展。

二是時間序列協整分析方法在經濟與環境問題中的探索。利用1981-2005年的統計數據，擬合了“工業三廢”與經濟增長的關系、對外貿易對環境的影響并進行了廣義脈沖分析，得出經濟與環境對相互沖擊的響應與污染物類型有關。

三是面板單位根與因果關系檢驗方法在經濟與環境問題中的嘗試。利用分省市、分區域的統計資料，采用面板單位根與協整方法，得出經濟增長加速了污染排放；采用面板時間固定效應模型，得出市場化與環境保護是有可能形成良性循環的；按東中西部三大區域進行分類，采用面板數據因果關系檢驗分析了外商直接投資與環境的關系，得出較松的環境管制是外資流入的重要原因，同時外商直接投資也加劇了當地的二氧化硫排放。

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長江口民營經濟發展論壇開展至今已經越來越受鋼鐵服務業企業的關注，每年區政府在人代會上的工作報告都加以充分肯定，已經成為一張寶山名片。據悉，每屆論壇都會邀請相關政府官員解讀政策；邀請全國工商聯和市工商聯領導出席；邀請中國鋼鐵工業協會和各地鋼鐵商會代表與會，鋼鐵業界權威作十分專業的演講；都有著名企業家縱論市場、交流經驗；都有專家學者預測趨勢、解析難點；每屆論壇寶山區領導都到會推介寶山理念、展示商機，區委書記和區長往往雙雙到會演講，區四套班子領導出席。

在論壇影響力逐年提升的同時，論壇主題也是逐步趨向專業化。首屆論壇討論了長江口經濟圈如何互動發展，引導民營企業家關注長江口分工與優勢，及時捕捉鋼鐵產業投資機會。第二屆是在國家對鋼鐵產業進行宏觀調整，國內外鋼材市場價格大幅波動的情況下召開的，通過政策解讀、市場分析等，為民營企業家提供生存之道、發展思路。第五屆面對國內外經濟不確定因素增多，企業經營風險加大，傳統營銷模式受到嚴峻挑戰的形勢，重點討論鋼鐵服務業如何爬過山坡，突破瓶頸。2013年隨著理想信念教育實踐活動的開展，論壇主題也慢慢從聚焦鋼鐵服務業向聚焦新形勢下民營經濟的發展轉變。第十屆論壇圍繞互聯網和上海自貿區給企業轉型發展帶來的重大變化展開了研究成果和實戰經驗的交流，共同展望互聯網時代和上海自貿區建設企業未來發展的趨勢和前景。第十一屆圍繞民營企業在復雜多變的經濟形勢下如何適應新常態，保持戰略上的平常心態，把握主動、保持定力，抓住新機遇，應對新挑戰，加快轉型升級，實現新的跨越進行深入探討。而剛剛結束的第十二屆論壇上，圍繞“民營經濟新的增長動能”這個主題，由專家學者、民營企業家通過演講交流、專題探討的形式，從宏觀經濟、企業發展等層面，闡釋了中國宏觀經濟趨勢及政策，形成民營經濟新的增長動能根本出路在于探求新的發展模式，激發新的發展動力的路徑和方法。

由于主題貼近企業實際、專業程度高，深受企業家歡迎。十二屆參會者共接近一萬人次。第二屆起，參會者從長三角擴大到全國，國際鋼鐵服務業巨頭也派代表參會。實際參會者往往超出報名者，經常出現座位不夠，部分與會者站立數小時傾聽演講的火爆場面。

品牌服務 引發對工商聯工作的思考

如今，長江口民營經濟發展論壇已成為寶山區工商聯一項品牌化服務工作，在11年的協助籌辦下，區工商聯也將此項工作作為在新形勢下服務非公企業工作新的著力點，同時引發了對工商聯工作的幾點思考。

審時度勢，找到工商聯工作的切入點，順勢而為，事半功倍。近年來，寶山區鋼鐵服務企業出現散、多、小的現狀，各地企業家到寶山尋找發展機會的動態。對此，寶山區逐步明確了發展鋼鐵服務業，并出臺了一系列鼓勵多成分、多元化、多渠道投入鋼鐵服務業的產業政策和措施。結合實際，區工商聯適時搭建鋼鐵服務業合作、共贏的平臺，因“勢”用“勢”，順“勢”造“勢”，收到了事半功倍的效果。

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基金項目：湖北省自然科學基金項目（軟科學研究計劃）（批準號：BZY12023）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

原標題：湖北省民族地區經濟動態發展水平研究

收錄日期：2015年4月4日

一、引言

少數民族地區的經濟發展是實現民族“共同團結奮斗、共同繁榮發展”目標的關鍵，也是實現湖北經濟社會發展的薄弱環節和關鍵所在。湖北少數民族縣市共10個，包括恩施州的8縣市（恩施市、利川市、建始縣、巴東縣、宣恩縣、咸豐縣、來鳳縣、鶴峰縣）和宜昌市的長陽縣和五峰縣，人口共計247萬，國土面積近3萬平方公里，占湖北省的15.8%。由于自然地理因素和歷史條件等多方面的原因，民族地區經濟發展基礎薄弱，經濟總量不大，是湖北經濟發展的“短板”，多數經濟指標存在5～10年較大的差距。2013年，10個民族縣市的GDP為670億元，僅占湖北的2.83%。因此，深入研究湖北民族地區的經濟動態發展情況，緩和發展失衡、協調區域發展，顯得十分迫切和重要。

民族地區經濟發展水平和發展模式研究，主要集中在三個方面：一是研究指出民族地區經濟發展失衡的原因。高新才等（2006）全面考察了西北民族地區經濟發展中存在的多重差距，認為多重差距的產生是由區域產業結構不合理、區域產業發展水平低等導致。周民良（2008）提出民族地區經濟呈現出經濟增長、結構優化、效益改善的趨勢，但是民族地區的經濟發展方式還沒有發生變化。李美娟（2012）認為區位條件、不平衡的區域發展戰略、少數民族文化等原因導致了云南少數民族地區經濟發展失衡；二是研究探討民族經濟發展的有效途徑。任維德（2005）認為民族地區經濟發展可從中央政府通過強有力的政治領導、切實可行的法律與政策、規范地方政府之間的競爭等著手，以及民族地區要從立足自身、認識差距、圍繞制度創新、技術創新等方面著手發展民族地區經濟。姚F（2009）分析創意產業與西部民族地區經濟發展之間關系，得出創新產業的特點非常契合西部民族地區經濟發展，將會成為西部民族地區經濟發展的引擎。劉萍萍（2014）分析了生態文明視角下我國民族地區經濟的模式，依據民族地區資源稟賦優勢，實現民族地區經濟增長和可持續發展；三是區域經濟發展水平的評價研究。劉堅等（2009）基于全局主成分分析方法和雷達圖分析方法，動態描述了重慶東南地區區域經濟差異。馮建中等（2012）采用時序全局主成分分析方法研究河南省經濟動態發展水平，得出經濟發展動態軌跡與客觀實際能夠很好的吻合。鹿晨昱等（2012）根據地理信息系統技術，采用主成分分析和空間自相關分析方法研究西北民族地區經濟發展的空間分異，得出西北民族地區的經濟發展水平的較高聚集區太少、較低的聚集區太多，存在極化效應較強的“熱點”現象。

基于上述研究，本文擬采用全局主成分分析方法，以湖北10個民族縣市2003年、2009年和2013年相關的統計數據為樣本，對湖北省民族地區經濟動態發展進行分析，并綜合評價湖北省民族地區經濟動態發展水平，并提出相應的對策和建議，為湖北省民族經濟發展提供定量和定性的決策參考。

二、指標設定、數據說明與分析方法

本文以湖北省少數民族縣市經濟動態發展為研究內容，建立縣域經濟動態發展的指標體系，基于《湖北省統計年鑒》2003～2013年數據、湖北縣域經濟考核2003～2013年數據，采用全局主成分分析方法評價湖北省少數民族地區經濟發展水平。

（一）指標設定和數據說明。指標設定：基于全面性、代表性和可操作性等原則，以及相關的研究成果，本文建立涵蓋經濟、人均收入、產業結構和發展后勁等4個方面的11個指標，據此觀察湖北少數民族地區的經濟發展動態情況。具體指標體系如表1所示。（表1）

數據說明：根據湖北省民族地區2003～2013年經濟發展的原始數據，構成湖北省民族地區的經濟動態發展的數據表。本文以該數據表為分析對象，評價湖北省少數民族地區經濟動態發展水平。

（二）分析方法

1、采取全局主成分方法的原因。目前，地區經濟發展水平的研究方法主要有綜合指標法、層次分析法、模糊評價法等方法，這些方法各有其優勢，但又有其局限性，即在具體分析過程中模型精度是難以控制的。由于本文采取較多的指標體系，且要保證模型的精度，故采取全局主成分方法，其思想本質是對高維變量進行降維，將多指標客觀地轉化為少數幾個綜合指標，盡可能地反映原來變量的信息，能夠保證系統分析的統一性，整體性和可比性。本文建立11個具體指標分析湖北少數民族地區經濟發展水平，以主成分分析方法為前提條件，即按時間順序排放的數據表序列進行主成分分析。

2、全局主成分分析法的前提條件。全局主成分方法是有前提條件的，其需要原始變量之間存在較強的相關性，因為原始變量之間不存在較強的相關性，就無法提出包含原始變量間共同特征的幾個綜合指標。因此，在進行主成分分析時，需要對原始變量間的相關性進行檢驗。對原始變量間的相關性的檢驗一般轉為KMO檢驗。KMO檢驗是Kaiser1974年提出的，它是檢驗原始變量是否適合進行主成分分析的方法。一般來說，KMO>0.5適合進行主成分分析，KMO

3、全局主成分法分析的具體步驟。（1）確定分析目標，建立指標體系，收集數據；（2）對原始數據進行標準化處理，消除變量在數量級或量綱上的影響；（3）計算標準化處理后數據的相關系數矩陣；（4）求解相關系數矩陣的特征值、特征向量和方差貢獻率；（5）確定主成分個數，提取主成分；（6）計算各主成分的權重，綜合各主成分并計算評價目標綜合得分。

三、湖北民族地區經濟動態發展水平全局主成分分析

基于湖北省10個少數民族縣市11項經濟指標的原始評價數據，根據全局主成分分析方法，采用SPSS統計軟件進行計算分析，可得湖北省民族地區經濟動態發展水平。

首先，對這11項指標的原始數據進行標準化處理，然后對其進行KMO檢驗和巴列特球度檢驗。其檢驗結果為：KMO值為0.739，該值是大于0.5；巴列特球度檢驗的卡方統計量為514.274；P值為0.000，該值是少于0.05，這些檢驗結果說明本文所建立的指標體系是可以進行主成分分析的。

基于SPSS軟件，可得湖北省民族地區經濟動態發展的全局主成分分析的總方差解釋，如表2所示。（表2）從表2可知，前面2個主因子F1、F2的累計方差貢獻率為76.325%，這說明這2個主因子的包含原始變量的信息量達到了76.325%。因此，可用這2個主因子F1、F2替代原來的11個指標。

隨后，可得F1、F2的載荷矩陣，該矩陣是表示F1、F2與變量x1，x2，…，x11之間的相關系數，即這兩個主因子能在多大程度上解釋這11個指標的信息。兩個主因子的載荷矩陣見表3。（表3）從表3可知，第一個主因子F1在原始指標x1、x3、x4、x6上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區的總體經濟因素和人均經濟因素，因此，第一個主因子F1可以命名為湖北省民族地區總體經濟水平和人均經濟水平因子。第二個主因子F2在原始指標x8、x9上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區的經濟結構因素，因此第二個主因子F2可以命名為湖北省民族地區經濟結構因子。

之后，將這2個主因子的載荷矩陣除以相應特征根的算術平方根，可得這2個主因子的得分，如表4所示。（表4）基于這2個因子得分系數矩陣，可得這2個主成分的表達式：

F1=0.358x1+0.338x2+0.344x3+0.344x4+0.288x5+0.362x6+0.324x7+0.050x8+0.125x9+0.227x10+0.363x11

F2=0.012x1+0.134x2+0.085x3+0.160x4-0.201x5-0.037x6-0.193x7+0.514x8+0.620x9-0.470x10+0.010x11

其中，x1，x2，…，x11是經過標準化處理后的變量。基于上述公式，可得湖北省民族地區10個縣市2003年、2009年和2013年的F1，F2兩個主因子的得分，見表5。（表5）表5所表示的湖北省10個民族地區經濟發展水平在F1、F2兩個主因子的得分，但是這只是反映湖北省民族地區經濟發展的某一個方面，不能綜合地反映湖北省民族地區經濟發展水平。因此，需要對F1、F2兩個主因子進行綜合分析。以F1、F2兩個主因子的方差貢獻率為權重，加權后得到一個衡量湖北省民族地區經濟發展水平的綜合評價得分函數；

F=0.653F1+0.110F2

根據湖北省民族地區中10個縣市的主因子F1、F2的得分，代入到上式中，可得湖北省民族地區10個縣市的綜合得分，如表6所示。（表6）

四、結論和政策建議

（一）結論

1、民族縣市經濟發展水平不斷提高。比較2013年、2009年、2003年數據，10個民族縣市經濟發展綜合得分顯著提高，表明這10年間民族地區經濟發展較快，而且研究表明，2009～2013年的發展速度，比2003～2009年進一步加快。具體而言，2003年民族地區的經濟發展水平的綜合得分為負數；2009年除了恩施市和長陽縣，其他8個民族地區得分為負數，但每個縣市得分得以提高；2013年各縣市綜合得分都為正數。

2、民族縣市發展梯隊特征已經顯現。恩施市、長陽縣在2003～2013年的經濟發展水平排名都是名列第一、第二，說明恩施、長陽在湖北民族地區經濟發展水平較好，成為名副其實的第一梯隊。宣恩縣和咸豐縣的經濟發展水平排名都是擺尾，說明宣恩縣和咸豐縣的經濟發展空間巨大，需要更多強有力的措施。其余縣市處于發展中游位置。

3、民族縣市經濟發展水平表現較大差異。從模型結果來看，10個民族縣市的經濟發展水平，特別是經濟總量、人均收入、財政收入等均表現出較大的差異，最高的與最低的相差近6倍，這與各縣市資源分布不均衡、經濟結構調整的思路和政策執行等方面均有較大聯系，這與湖北民族縣市的經濟發展水平的實際情況是相符合的。

4、民族縣市綜合排名出現調整變化。比較2003年、2009年、2013年10個民族縣市經濟發展排名，恩施在2009年取代長陽后，保持第一位置；咸豐位次從末位上升為第7位，利川躋身前三甲，巴東穩定在3～4位之間，建始、來風位次一直在第5位、第8位。鶴峰從第3位下降至第6位。

（二）政策建議

1、依托武陵山試驗區先行先試金字招牌，加快深化改革創新步伐。湖北省民族地區10個縣市涵括在武陵山試驗區中，因此湖北省民族地區可以依托武陵山試驗區進行經濟發展。首先，湖北省民族地區可以與國家層面進行創新對接，積極落實國家在民族地區各項經濟政策；其次，與大武陵圈進行創新對接，湖北省民族地區可與武陵山民族區域進行橫向比較，在經濟合作和交往中，實現規劃銜接，遵循市場經濟規律，避免惡性競爭；最后，可與省級層面進行創新對接，促進湖北省民族地區經濟建設“深入轉型”，從“開發”轉向“開放”，從“開山門”轉向“開腦門”，從“打基礎”步入“快富民”，從“工程項目大干快上”步入“基本公共服務均等化”，從“政策輸血”到“形成造血機制”。

2、加強交通基礎設施建設，提高產業承載容納能力。首先，建設綜合大交通。構建“兩縱兩橫”大通道，“兩縱”指安（安康）張（張家界）常（常德）鐵路和安（安康）吉（吉首）高速公路。構筑“周邊廣輻射、城鄉全覆蓋、銜接大交通、快速集疏遠”的干線公路網絡，形成“干支相連、惠民便民”的農村公路網絡；其次，加強生產要素保障。激活民間資本，拓寬直接融資渠道，發展多層次的資本市場體系，以實現項目、資金、資本的有效連接為目標，支持發展村鎮銀行、小額貸款公司、私募基金；最后，做好產業基礎配套。加大對湖北省民族地區經濟開發區和工業園區支持力度，完善配套設施和服務平臺建設，促進產業集群發展。有效提高土地承載能力，提升城鄉電力、通信、郵政、網絡、廣播電視等設施體系建設水平，推進城市公交、供水、燃氣、污水和垃圾處理向周邊村延伸。

3、發揮資源要素稟賦優勢，著力培植壯大特色優勢產業。首先，發展文化旅游業。湖北省民族地區旅游資源豐富，文化積淀深厚，是古人類文化的發祥地、巴文化的搖籃。把民族地區作為鄂西圈旅游開發資金重點投向地區之一，打造具有較高知名度和吸引力的品牌景區和精品線路，實現湖北省民族地區旅游經濟一體化，形成拉動經濟增長極；其次，發展特色農產品加工業。湖北省民族地區經濟植物多達3，000余種，有藥用植物達2，000余種，適宜各種山野菜生長的土壤、氣候。依托資源優勢，建設優質糧食、畜禽、水產、蔬菜、森林食品、茶葉、煙葉、油料、藥材、林果等特色農業板塊基地；最后，發展清潔能源業。湖北省民族地區水能蘊藏量豐富，發展水電產業有其獨一無二的條件。水資源的充分利用，不僅會在建設期間加大移民規劃、小城鎮建設，改善基礎設施，拉動流域經濟，還會在建成后改善生態環境，為流域內的航運、灌溉、養殖、旅游業的發展起到積極作用。

主要參考文獻：

[1]葛忠興.少數民族和民族地區經濟發展的現狀與思路[J].西南民族大學學報（人文社科版），2006.173.

[2]高新才，滕堂偉.西北民族地區經濟發展差距及其產業經濟分析[J].民族研究，2006.1.

[3]周民良.論民族地區經濟發展方式的轉變[J].民族研究，2008.4.

[4]姚F.創意產業與西部民族地區經濟發展[J].經濟問題，2010.3.

[5]鄭長德.中國少數民族地區經濟發展質量研究[J].民族學刊，2011.3.

篇10

一、文獻綜述

國內外關于金融發展與經濟增長、收入差距之間關系的研究較多，但得出的結論存在較大的差異，研究工作既有成果，也有困惑。本文從以下三個方面來闡述較為重要的文獻。

1.金融發展與經濟增長的關系

亞當?斯密[1]等古典經濟學家很早就認識到銀行可以通過信用創造積聚資本，促進社會現實資本的流動，促進經濟增長；熊比特[2]發現，銀行有媒介資本和信用創造的功能，能夠通過購買力的創造，將資金不斷地投向創新活動領域，給經濟注入活力，從而促進經濟增長。羅納德?麥金農[3]和愛德華?肖[4]認識到金融發展對經濟增長具有顯著的正向作用，同時，他們也注意到了發展中國家普遍存在金融抑制問題，主要表現為政府對信貸供給的行政干預，扭曲了資源的配置，降低了金融活動和經濟活動的效率。我國學者談儒勇[5]以實證的方法對金融與經濟之間的關系進行研究，認為中國金融中介規模的擴大能促進經濟發展，二者同向發展。武志[6]采用戈氏指標對我國金融發展水平進行考察，并研究了我國金融發展與經濟增長的關系，得出我國金融發展能夠促進經濟增長的結論。

2.金融發展與收入差距的關系

Greenwood等[7]研究了金融發展與收入差距的關系，發現兩者間存在著“倒U”型庫茲尼茨曲線關系。他們對這種“倒U”型關系的解釋是：在金融發展初期，由于金融發展水平較低，收入分配不平等現象比較嚴重；而到了金融發展逐漸完善的時期，收入分配狀況不斷合理化，差距就逐漸縮小。Beck等[8]對99個國家1960―1999年的相關數據進行了研究，發現：金融支持和投資對解決貧困是有益處的，金融發展有利于減少貧困，縮小窮富之間的收入差距。

李勇輝等[9]根據國內1952―2005年的相關數據分析我國金融發展與收入差距的關系并得出結論：我國的金融深化與居民收入分配狀況之間呈現“倒U”關系。張立軍[10]用廣義貨幣M2和國內生產總值GDP的比值作為選取項目，研究金融與城鄉收入差距的關系，認為中國的金融發展很大程度上會造成收入差距增大。喬海曙等[11]根據中國城鄉二元經濟結構的特征，選用非參數相關檢驗等方法進行實證研究，得出我國金融發展與收入分配間呈現“倒U”形的庫茲尼茨曲線關系。

鄭 州 輕 工 業 學 院 學 報 （ 社 會 科 學 版 ） 2013年

第3期 王偉濤，等：金融發展、經濟增長和收入差距的動態關系研究

3.經濟增長與收入差距的關系

Barro[12]考察了收入差距對經濟增長效應與經濟發展水平的非線性關系，在解釋變量中不僅包括收入差距，還包括收入差距與經濟發展水平的交互作用項，發現發達國家收入不均與經濟增長之間是正相關，而在發展中國家，兩者之間是負相關。陸銘等[13]基于聯立方程和分布滯后模型對我國1987―2001年的省際面板數據進行了研究，發現收入差距對經濟增長的影響為負。王少平等[14-15]在研究我國城鄉二元結構的基礎上，對我國經濟增長與收入差距的非線性關系和不同時期的閾值效應進行了研究，得出了不同時期我國收入差距與經濟增長的關系。曹裕等[16]運用省級面板數據對我國的城市化、城鄉收入差距與經濟增長的關系進行研究，得出城鄉收入差距對經濟增長具有抑制效應，不利于經濟增長但存在區域差異效應的結論。

雖然國內外學者對經濟增長、金融發展與收入差距關系的研究結論有較大差異，但仍然有一定的參考意義。隨著經濟社會的發展，金融在社會發展中的重要地位逐漸凸顯，與社會各個方面的聯系越來越密切，包括關系民生的收入分配問題，因此需要進一步結合中國具體國情和不同經濟發展階段特點來研究并分析經濟增長、金融發展、收入差距之間的關系。

二、實證分析

本文選取1990―2012年的相關數據，以金融相關率（FIR）、基尼系數（GC）、經濟增長率（GDPR）3個指標分別衡量我國金融發展水平、經濟增長和收入差距3個變量。其中金融相關率指標通過M2/GDP計算可得。由于1990―2002年的基尼系數官方未公布，不同學者采用的計算方法有所差異，計算結果也不盡相同。本文根據定義，同時參考世界銀行網站和國內相關文獻計算得出1990―2002年的數據[17]，2003―2012年的基尼系數采用國家統計局公布數據，經濟增長率為國內生產總值增長率，數據來源于中國人民銀行、國家統計局、世界銀行和中國統計年鑒。各指標1990―2012年變化趨勢如圖1所示。

圖1 1990―2012年我國金融相關率、

經濟增長率和基尼系數變化趨勢1.模型的構建和求解

自 Sims于1980年首次提出向量自回歸模型（VAR）以來，該模型已經獲得了廣泛應用。由于 VAR 回避了結構模型設定，在經濟學理論不足以指出變量之間的動態關系、估計模型及出現內生性問題時，提供了很好的解決辦法。本文采用向量自回歸模型，通過脈沖響應分析、方差分解分析等方法分析金融發展、經濟增長與收入差距之間的動態關系。

根據選取的指標，構建包含FIR、GDPR、GC的3向量自回歸模型：

Yt=L+∑ni=1βi×Yt-i+ε

式中Yt=[FIRt，GDPRt，GCt]T，代表因變量和自變量的即期值；i為滯后期數，βi為系數矩陣，ε為擾動列向量。

（1）樣本數據平穩性檢驗和協整檢驗

為了在一定程度上消除異方差，在實際檢驗前對變量取對數。數據序列的平穩性檢驗采用ADF檢驗，顯著性水平取0.05。表1的結果顯示3個變量存在共同的時間趨勢，在5%的顯著性水平下一階差分后均為平穩序列。在此基礎上運用Johansen協整檢驗方法對3個變量進行協整檢驗，從表2中的跡統計量檢驗結果可以看出lnFIR，lnGC，lnGDPR 3個變量存在一個協整關系，可以通過構建VAR模型來研究三者之間的關系。

表1 單位根檢驗結果

表2 協整檢驗結果

（2）模型求解

通過對樣本數據的VAR估計，結合滯后階數選取的AIC和SC準則，確定滯后階數為2，以FIR，GC，GDPR這3個變量建立VAR（2）模型，然后進行模型的平穩性檢驗，變量特征根均落在單位圓內，因此建立的VAR（2）模型是平穩的。在此基礎上運用EViews7.0進行向量自回歸分析，大部分估計系數在10%的顯著水平下是顯著的，模型求解結果如下：

2.脈沖響應函數及沖擊反映分析

在VAR模型平穩性檢驗通過的基礎上，運用脈沖響應函數分析來研究在擾動項上加上一個標準差的沖擊對內生變量的影響，分析結果才是可信的。圖2為金融發展、經濟增長和收入差距3個變量間沖擊的脈沖響應函數圖，實線表示脈沖響應函數，虛線表示在脈沖響應圖像兩側的置信帶，滯后期數取為10。

由圖2可知，FIR對GDPR的沖擊影響在前5期均為負向，第5期以后轉為正向，并逐漸收斂，說明金融發展對經濟增長具有較長的滯后效應，隨著時期推移，金融發展會對經濟增長產生積極的影響。GDPR對FIR的影響保持正向，原因在于經濟增長過程中對金融發展的需求增加，對金融發展水平的要求提高，從而推動了金融發展。FIR對GC的沖擊影響一直為負向，在FIR給GC一個正向沖擊后，基尼系數逐漸減小，說明金融發展水平的提高能夠縮小收入差距。GC對FIR的沖擊影響基本為負向，且負向波動增大，說明收入差距的擴大，阻礙了金融發展水平的提高。原因在于，收入差距的增大使得收入分配兩極分化嚴重，財富集中，但收入較低的群體是社會的主體，占人口的比重較大，收入差距的拉大無疑會造成低收入群體的金融需求不足，從而不利于金融發展。GDPR對GC的沖擊影響為負，但負向影響程度逐漸減弱，說明經濟增長能減少收入差距。GC對GDPR沖擊略有波動，但基本保持正向，兩者存在正向效應，這說明了基尼系數的增加，在短期內對經濟增長有利。原因可能在于，在經濟發展的低級階段，社會的經濟效率較低，收入差距的擴大，使得一部分人和地區的經濟效率得到提高，一定程度上有利于經濟增長，這與改革開放來中國經濟發展政策產生的現實結果是一致的。

3.方差分解分析

根據所構建的VAR模型，進行方差分解，研究模型的動態特征，把內生變量的波動分解為與各方程相關聯的組成部分，來研究各外生變量對內生變

圖2 金融發展、經濟增長和收入差距間的脈沖響應函數圖

量的相對重要性。表3為FIR、GC、GDPR 3個變量的方差分解結果，S.E表示標準誤差，其他列為各變量的貢獻程度。

從FIR的方差分解結果可以看出，GC和GDPR對FIR的貢獻程度均呈上升趨勢，在第10期，分別達到24.305%，5.083%。從GC的方差分解結果可以看出，FIR和GDPR對GC的貢獻程度保持增長趨勢，到第10期，分別達到17.967%，5.962%，GC對自身的貢獻程度逐期下降，第6期之后基本穩定在76%的程度。從GDPR的方差分解結果可以看出，FIR對GDPR的貢獻程度逐漸下降，但保持在17%以上的較高水平，說明金融發展對經濟增長的貢獻程度較大；GC對GDPR的貢獻程度除了第1期有所減少外，基本保持增長趨勢，但貢獻程度較小，保持在2.5%以內。

三、結論和政策建議

通過本文的實證研究，可以得出以下結論――

經濟增長能夠推動金融發展，反之也成立，但金融發展對經濟增長的推動存在一定的滯后期，這與武志[6]的研究結論相符。經濟增長對金融發展水平、金融體系完善程度有內在的要求，這是經濟增長和發展的趨勢。但同時從研究結果發現，金融發展前期對經濟增長的作用不明顯，存在滯后效應。金融發展和經濟增長能夠減少收入差距，收入差距的擴大不利于金融發展，但對經濟增長具有短期效應，即在經濟發展初期對經濟增長有一定的促進作用，從長期均衡角度來看，收入差距的擴大不利于經濟增長和金融發展。控制和減少收入差距，已經成為現階段我國宏觀調控較為突出的現實問題。

根據本文的研究結果，提出以下政策建議。

（1）注重經濟增長、金融發展、收入差距間可能存在的庫茲尼茨曲線關系和拐點效應。充分關注理論研究成果，把握現階段改革和發展的關鍵時期，積極推動經濟和金融進一步發展。在我國經濟發展到目前這種階段下，應追求協調可持續發展。經濟、金融的發展和改革要更多地注重內在質量，為提高經濟發展質量、縮小收入差距提供金融支持。