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经济增长的背景范文1
关键词：湖北省产业集群经济增长战略
历史上，湖北省在我国地理和经济上一直都处于十分重要的地位，并享有“九省通衢”的美誉。改革开放以来，“千湖之省”的湖北尽管经济有所增长，但与东部沿海发达省份相比，差距却越来越大。
究其原因，主要是在全国普遍实行外向型经济的情况下，湖北省交通地理的优势不复存在，招商引资政策也不如沿海发达省份有吸引力，而招商引资政策引导下的外资流入正是过去二十多年来我国经济增长的主要驱动力。因此，湖北省必须要选择行之有效的经济增长战略，来保持经济的持续增长并力争赶超国内发达省份。
我国经济增长战略由政策优惠向产业集群的转移
经济增长应该依靠两方面的合力，一方面是外来资本的流入，包括国外资本的流入以及本地区外的资本流入；另一方面是本地自身产业升级，不断挖掘内部潜力、形成规模经济。但二十多年来，招商引资政策作为湖北省的对外开放和经济增长的主要发展战略，成效并不显著。对比1995年和2001年我国各省市利用外资的业绩指数来看，湖北在1995年的业绩指数为0.404，在全国居于第14位；2001年业绩指数为0.522，在全国居于第11位。
一般来说，企业在进行投资时主要考虑以下主要因素：
成本因素。成本因素主要包括劳动力成本和交易成本两个方面。劳动力成本主要是指支付给每个劳动力的工资的绝对数量。交易成本则可以看作是一系列制度成本，包括信息成本、谈判成本、拟定和实施契约的成本、界定和控制产权的成本、监督管理的成本和制度结构变化的成本。一般来说，企业总是倾向于成本较低的地区进行投资生产。
市场因素。市场因素包括市场规模及增长潜力、市场化程度和对外开放程度。市场规模及增长潜力能够体现市场的容量和市场的发展趋势，而较大的市场容量有助于企业形成规模经济，降低边际成本。市场化程度则是指市场机制对资源优化配置的影响程度，而且较高的市场化程度有助于减少交易成本，提高效率。对外开放水平是指一国与国际市场的关联程度，有助于生产的国际化发展。所以，企业倾向投资的地区往往都临近于原材料市场或者消费市场。
制度因素。我国在改革开放以来，对不同的地区实行不同的政策允许程度和对外开放时序，并制定了循序渐进的全方位的对外开放格局。这直接决定了不同省份、不同地区所享有的政策优惠是有很大区别的，也直接导致了改革开放实行后很长一段时间内资金的流动方向。
产业集群因素。产业集群因素包括基础设施、密集的厂商及专业化的生产、劳动力市场和知识技术创新与外溢等。基础设施主要包括交通基础设施和信息基础设施。密集的厂商及专业化的生产主要是通过专业化的分工来加强集群的整体竞争优势，来提供更便利的专业化服务，形成产业集群优势，吸引新的资本流入。劳动力市场对集群的形成和持续发展有着重大的影响，产业集群的持续发展需要的不仅仅是一般的劳动力，更重要的是劳动力素质较高的技术型和知识型人才的汇聚。而知识技术创新和外溢更加有助于集群内部企业的信息交流和共享，使得研发活动更加具有针对性和效率。总的来说，产业集群通过经济活动和相关生产设施的区域集中所产生正外部性和规模经济，构成资金流入的主要吸引力。
湖北省经济增长战略的现实选择
通过对以上影响投资流向的区位因素分析来看，湖北省相对于东部沿海省份的比较优势并不明显，不过同时也具有很大的发展潜力。
首先，目前兴盛的“打工经济”大大削弱了我国省市之间的劳动力成本的差距，较强的劳动力流动性使得湖北省的劳动力成本优势大打折扣，经济差距导致市场的交易成本增加。
其次，经济发展水平的差距直接导致了东部发达省份的消费能力、市场规模、发展潜力都超过湖北省。湖北省人均可支配收入在我国仅居于中游，因此无论是个人消费还是政府购买能力，湖北省的市场吸引力都还不够强劲。
再次，长期以来的我国对外开放政策的倾斜，使得东部沿海省份比湖北省享有更多的政策优惠。按照我国渐次的对外开放战略，东部沿海省份能够享受比中西部省份更多的税收优惠，直接影响了资本流向。就湖北省而言，享受政策优惠的区域包括：武汉（省会城市及沿江开放城市）、黄石（沿江开放城市）、宜昌（沿江开放城市）、四个国家级经济开发区（包括武汉经济技术开发区、武汉出口加工区、武汉东湖高新技术产业开发区和襄樊高新技术产业开发区）和66个省级开发区。
最后，产业集群是我国工业化的必然阶段，而且资本、技术和劳动力的集中使得我国长三角和珠三角地区出现了大批有特色的产业集群。湖北省与经济发达省份存在着十分明显的差距，不过结合湖北省自身的部分产业优势来看，同样也具有很大的发展潜力。尤其是在税制改革的大背景下，中资和外资企业的税率将会拉平，政策优惠差距的减小将会给产业集群的未来提供很大的发展空间。
总的来看，改革开放以来，湖北省的经济发展已经落在了经济发达省份的后面，因此充分利用产业集群的发展契机，利用后发优势，才是湖北省经济增长战略的可行之路。通过积极学习长三角和珠三角地区产业集群成功的发展经验，大力挖掘湖北省潜在优秀的产业集群，创建产业集群品牌优势，培育市场竞争力。通过竞争力强，产业分布合理的产业集群的迅速发展，来带动湖北省经济的持续增长。
湖北省产业集群发展现状
所谓产业集群，迈克尔?波特是这样定义的：“产业集群是相关企业和机构在某一特定区域的地理集中现象，由一系列相关联的企业和其他对竞争有重要影响的实体组成。”结合国内的集群发展现状来看，谢贞发认为我国目前主要的产业集群分为四类，分别为：浙江专业化产业区（“原生型”产业集群）、广东外向型产业集群（“嵌入型”产业集群）、中关村高新技术产业集群以及国有企业衍生形成的产业集群（“衍生型”产业集群）。
但是，湖北省与我国已有的长三角、珠三角以及北京中关村型的产业集群并不完全相同。改革开放二十多年来，伴随着经济的迅速发展，湖北省在继续发挥传统农业经济优势，大力培育农渔产品加工业的基础上，逐渐培育出一大批具有竞争力的制造产业，如汽车及零部件产业、纺织服装业以及船舶制造业等，同时还有一些拥有发展潜力的高新技术产业，如工业激光业、移动通信系统及设备业等。这些产业通过逐渐的数量积聚和质量提高，已经形成了大量拥有一定规模的产业集群。湖北省的主要产业集群可以主要分为三个层次：一是以武汉城市圈为中心而构成的跨区域产业集群；二是以国家高新技术开发区和地方各个省级开发区为核心的开发区产业集群；三是围绕各个县镇的产业优势而形成的县域特色产业集群。
（一）跨区域产业集群
跨区域产业集群在我国已经有着长足的发展，尤其以长三角地区的IT产业集群和珠三角地区的电子电器产业集群为代表，通过城市间的产业分工，以及相关联产业的横向和纵向分布为特点。而湖北省跨区域产业集群以支柱性产业为主，如汽车及零部件产业、纺织服装业等。
汽车及零部件产业。湖北省是全国三大零部件生产基地之一，围绕着神龙富康、东风本田、东风日产、三江雷诺等中外合资公司而形成了一系列多层次、全方位的零部件配套企业。截止到2005年底，全省汽车行业拥有各类零部件企业共700多家，其中形成一定生产规模的企业共433家，其中整车企业9家，改装车企业63家，汽车零部件企业361家。其中有4个年销售收入过100亿元的企业（东风有限、神龙富康、东风本田、三环），4个过50亿元的企业（东风德纳车桥、东风实业、中誉汽车），3个过30亿元的企业（东风车轮、东风客车底盘、东风创普）。湖北省主要的汽车及零部件企业都主要分布在两条汽车及零部件工业地带，即十堰到武汉沿线和荆州到黄冈沿线。通过两条汽车工业地带的建立，带动湖北省整个汽车行业的迅速发展，同时也能够对钢铁、纺织等相关行业产生一定的促进作用。
纺织服装业。湖北省一直就是我国纺织品行业的重要生产基地，这些企业分布在武汉、襄樊、仙桃等市。经过几十年的发展，湖北的纺织服装业已经初步形成了从原产品生产（棉纺织、毛纺织、麻纺织等）、中间产品生产（丝绸、化纤等）、到制成品生产（服装、鞋帽等）以及制造机械生产（纺织机械）完整的产业结构。而且随着“十五”期间的产业技术改造的实施、高技术纺织设备的引进和产业生产流程的改造，纺织服务业正在逐步扩大高档纺织品的生产，如汽车高档内饰、医疗纺织用品等，加强对高档纺织品领域的开发。
（二）开发区产业集群
1988年以来，湖北省为了带动全省经济的发展，形成了一系列规模不等的经济开发区（全省最多时曾达到266个）。在2003年国家对各省经济开发区进行了集中清查之后，湖北省目前共有经济开发区70个，其中国家级开发区4个，省级开发区66个。这些经济开发区借助于经济开发区内的政策优惠，吸引相关行业的企业集中，通过规模经济和技术外溢来降低成本，提高企业竞争力。
武汉东湖新技术开发区共拥有近20家上市公司，这些上市公司成为高新技术产业集群发展的主要推动力量。工业激光产业和移动通信系统及设备产业是其中主要的两个产业集群。其中，工业激光产业集群以楚天激光、华工激光、团结激光和金石凯激光为主体，共有激光制造企业近30家，其市场占有率接近50%，是我国规模最大、产品最全的激光产品生产基地。而以上市公司烽火科技为主，普天北电、虹信通信和凡谷电子等一系列移动通信企业为辅的移动通信产业，已经形成了初步的产业集群，在我国3G移动通信产品的设计、研究和销售中都占据着一定的市场份额。
除此之外，湖北省设立的主要省级开发区也各自侧重于不同的产业领域（见表1），通过开发区内的产业集群的培育，带动地区经济发展。
（三）县域特色产业集群
在制造业产业集群迅速发展的同时，湖北省也出现了具有各地地域特色的县域特色产业集群。由于湖北省是我国主要的农产品基地，湖北省的产业集群中有较大一部分为资源型产业集群。江汉平原上广袤的商品粮基地和众多的湖泊使得湖北省粮食产品和水产品都非常丰富，加上各种矿业资源的开采，由此产生了一系列以农产品生产加工为主的产业集群，如罗田的板栗、潜江和洪湖的水产品、英山茶叶等。
湖北省“一镇一业”、“一乡一品”的县域产业集群也非常具有特色，这类产业的发展类似于浙江“原生型”产业集群，最初通过家庭手工作坊或者是小规模的民营企业的试探经营，然后借助于政府政策有效引导，相关联企业逐渐增长，形成规模优势。这其中包括世界无纺布生产基地—仙桃彭场、全国最大的金刚石刀具城—鄂州燕矶、鄂东食品第一城—武穴梅川、中国钉都—武穴花桥等等。
湖北省产业集群发展策略
总体来看，湖北省产业集群有所发展，但是大型产业集群数量仍然较少，绝大部分产业集群内企业间协作和关联度较低，产业集群仍然处于较低的水平。因此，必须通过实施有效的产业集群政策，借助政府的引导来推进产业集群的持续发展，增强产业集群的竞争力，打造产业集群品牌，进而带动湖北省经济的长期持续增长。但是，湖北省的经济基础和经济结构，以及产业集群的发展现状，与东部沿海发达省份不同，因此湖北省不可能完全照搬已有的成熟产业集群发展模式，而只能是因地制宜，因势利导。
（一）加强产业集群纵向一体化发展，融合湖北交通物流优势
产业集群纵向一体化分工，有利于形成从原材料到制成品的生产流程，能够有效地减少中间环节的成本，提高企业生产效率。从湖北省的发展现状来看，大部分产业集群都是大量生产同类产品的横向一体化分工为主，不仅产品附加值增值有限，而且容易造成过度竞争。因此，建立以核心产业为中心，积极发展上下游相关企业，打造原材料、中间产品、制成品的一体化产业流程，通过合理有效地分工降低生产成本，是湖北省产业集群发展的必然路径。
同时，湖北省还应该借助于交通物流优势，保障产业集群的发展。武汉市是我国主要高速公路干道的交汇地，沪宁和京珠高速公路拉近了湖北企业同东部江浙一带以及东南部广东一带的联系。湖北江河湖泊众多，依附于长江的水路交通几乎可以覆盖湖北省的中部和南部地区。如果加上正在建设中的全国高速铁路网，湖北省便捷的物流优势，使得湖北省发展产业集群战略时，已经变相地拥有了良好的制成品流通网络。
（二）转变政府职能，引导产业集群发展
一直以来，湖北省各级政府主要将政策导向集中于积极地招商引资，但是成效不大，所以今后政府在制定经济发展政策时应该积极往培育产业集群上倾斜。发展良好的产业集群，不仅能够带动经济的快速增长，而且能够通过示范效应，吸引资金的流入。而政府的主要作用一般体现在以下两个方面：一方面，各级政府应该采取针对性的扶持政策，将政策优惠集中于优势产业集群的培育和引导上，摒弃以往“小而全”的发展观念；另一方面，各级政府政策应该限于规范市场运行规则，而不应过于干预，影响市场机制发挥作用，通过集群内部适度竞争的优胜劣汰来保持强有力的竞争力。
（三）加快产业结构升级，提高产业集群技术含量
湖北省支柱型产业集群往往规模庞大，占有一定的市场份额，但是技术水平和产品的技术含量同国内同类产业集群相比，却并不占有优势。而企业的技术升级和产业结构的改造应该从以下两个方面来着手：一方面是结合原有国有企业的改制，剥离不盈利及低盈利资产，集中资源发展优势产业，提高企业的核心竞争力，同时通过企业剥离来建立配套的上下游产业，仍然维持完善的供应链。实际上也就是通过将原有企业的细分和专业化，有效提高资产运营效率，完善产业集群内产业链的合理配置。另一方面，湖北省的大部分产业集群仍然依托自然资源为主，农产品和矿产资源产业集群的整体技术含量还比较低。这类产业集群主要是初级加工为主要手段，绝大部分产品仍然属于中间产品，无法与消费市场直接挂钩，产品增值空间不大，如：围绕水稻生产进行的粮食加工、围绕水产品进行的水产品加工以及围绕矿产资源进行的开采加工等。有必要通过政府适度引导，提高技术水平，形成从原材料到制成品的完整产业链。
（四）着力培养特色产业集群，打造产业集群品牌
从我国成熟的产业集群发展经验来看，特色产业集群往往具有很强的生命力和市场竞争力。目前，湖北省已经初步形成了一批独具特色的产业集群，这些产业集群的生产往往数量众多而规模较小，主要通过企业地域上的集中形成合力，借助规模效应来分摊成本。但这些产业集群中往往缺少龙头企业，或者是龙头企业的作用不够显著，直接导致企业产业结构松散，抗风险能力较弱。因此，特色产业集群的未来发展，必须打破集群内企业平行发展的态势，重点扶持有竞争能力的企业，带动整个集群的技术升级和发展，在打造优秀企业的市场品牌的同时，打造整个产业集群竞争力，把特色产业集群培育成在全国乃至世界市场上的优秀品牌。
参考文献：
经济增长的背景范文2
美国次贷危机引发的全球性金融危机严重冲击着中国经济，危机爆发后，中国对外贸易出口额减速明显，其中以劳动密集型产品和对外加工贸易产品出口增幅明显回落。在中国，不同区域受次贷危机的影响也不同，这一现象引起众多学者的关注。郑智昕（2009）根据2007年1月-2009年2月数据，测算出次贷危机对以苏南模式、温州模式、东莞模式、晋江模式为代表的沿海区域经济的影响主要始于2008年末。周普生（2009）以甘肃省经济指标为研究样本，研究发现次贷危机对沿海地区外向型经济的冲击主要是由于欧美等经济实体的市场萎缩，与内陆地区经济所受到的影响模式截然不同。杨先明、梁双陆（2009）则进一步着眼于资源型地区的宏观经济运行状况，论证金融危机对该类地区存在一个滞后期。赵斌（2009）同样认为沿海地区和西部部分地区受危机波及较早，而湖北省作为资源型地区所受到的影响主要是由于信心下跌以及外部影响，对其区域经济增长冲击较小。国家外汇管理局湖北省分局课题组（2008）通过对湖北省2005-2008年第一季度的出口数据实证分析，进一步证明湖北省出口在短期内不会受到影响。
作为“中部崛起”战略的领头羊，湖北省经济相较沿海地区，其经济增长受到的影响出现明显的滞后性。本文基于此，以2008-2009年湖北省与典型沿海地区主要经济指标为依据，分析在次贷危机背景下湖北省经济增长呈现出的滞后特征。
二、次贷危机背景下湖北省经济增长呈现明显的滞后性
次贷危机的播散对全球经济增长造成了一定影响，对我国不同区域的经济影响亦呈现明显的不同。通过与东南沿海地区相关数据进行类比发现，沿海地区与中西部地区的经济增长相比存在明显的时滞特点。本文以经济体受影响时间及复苏速度为出发点，研究次贷危机影响湖北经济增长的滞后性特征。
（一）时间层面滞后特征分析
2007-2008年，规模以上工业对湖北省经济增长平均贡献率为33.8%，而规模以上工业对江苏省、浙江省、广东省等沿海地区的经济增长平均贡献率分别为49.12%、41.33%、37.57%。因此，该指标对经济增长变化有显著的反映。鉴于数据原因,本文以规模以上工业增加值为指标，分析次贷危机对湖北省经济增长在影响时间层面上与沿海地区的差异。
次贷危机爆发后，湖北省经济变化与东南沿海地区相比较呈现出明显不同（如图1）。次贷危机对江苏省影响始于2008年10月，对浙江、广东两省始于2008年12月，而后东南沿海地区经济出现大幅下滑，至2009年2月逐步缓慢回升。受次贷危机影响，湖北省经济增长同沿海地区相比首次下滑的时间出现明显滞后性，其同类指标于2009年1月左右开始出现持续性下滑，下滑速度相对较慢，宏观经济受次贷危机影响不显著。
根据鄂、浙、苏、粤四省统计局的规模以上工业利润增加值季度数据显示，在受调查的沿海地区中，广东省受次贷危机影响最大，下滑速度最快，而江苏省受影响时间则最早。2008年10月江苏省规模以上工业利润增加值开始下滑，下滑速度为6.32%；2008年12月浙江省、广东省同类指标开始下滑，下滑速度分别为6.54%与37.11%。相比沿海地区，2008年12月份湖北省规模以上工业利润增加值增长速度为3.93%，未出现明显下滑；次贷危机对湖北省规模以上工业利润的影响始于2009年1月份，其下滑速度为10.82%。相比东南沿海地区，次贷危机对湖北省经济增长呈现明显滞后性，相对江苏省滞后3个月，相对浙江省滞后1个月。
（二）地区生产总值回升速度不同
根据2008-2009年各省地区生产总值季度数据，从回升速度角度分析，湖北省总体经济恢复快于东南沿海地区。2008年第四季度，广东省、浙江省以及江苏省地区生产总值出现大幅下滑，至2009年第二季度，江苏省、浙江省地区生产总值逐步回升，广东省则在第四季度回升至下跌前水平。相比东南沿海地区，2009年第三季度湖北省地区生产总值止跌回升，且回升速度快于东南沿海地区。
根据各地区统计局公布数据，从下滑速度层面分析，受次贷危机影响。沿海大部分地区生产总值自2008年第四季度开始下跌，2009年第一季度后逐步回升。2008年第四季度广东省GDP为10396.78 亿元，2009年第一季度下滑至7687.73亿元，下滑速度为26.06%；浙江省2008年第四季度GDP为6185.00亿元，2009年第一季度为4632.10亿元，下滑25.11%。江苏省GDP则由2008年第四季度的8472.01亿元下跌至2009年第一季度的6653.17亿元，下跌速度为21.47%。从回升速度来看，粤、浙、苏三省2009年各季度GDP同期平均增长9.48%、6.26%与8.04%，2008年同期水平为16.37%、15.29%与13.03%，东南沿海地区区域经济增长趋于停滞。
与沿海地区相比，湖北省2008年第四季度地区生产总值为3416.89亿元，2009年第一季度为2423.15亿元，绝对量下降993.74亿元，下滑速度为29.08%。2009年第二季度至第三季度地区生产总值回升至3278.79亿元。广东省2009年第三季度地区生产总值回升至下跌前水平，GDP回升至9879.99亿元；浙江省2009年则在2009年第四季度GDP回升至 7004.30亿元；江苏省2009年第二季度止跌回升，GDP回升8877.33亿元。2009年湖北省以20.08%季平均增速增长回升，高于粤、浙、苏三省9.48%、6.26%与8.04%的回升速度。
三、次贷危机对湖北经济增长影响产生滞后性的原因
次贷危机对国内各区域经济冲击主要始于对外贸易行业。沿海地区经济增长主要依靠对外贸易拉动，对外贸易受冲击之后，省内经济增长受波及程度大，时效性强。湖北省产业构成与沿海地区存在明显不同，以内需经济为推动经济增长的主要动力。就经济发展模式来看，湖北省与沿海地区相比其对外贸易依存度较低，且在对外贸易路径与出口产品结构上存在显著差异。因此，次贷危机对湖北省经济增长影响出现明显的不同。
（一）对外贸易依存度低
次贷危机对各经济区域的影响，主要基于对外贸易传导机制。对外贸易依存度较高的地区，国际贸易对区域经济贡献率高，地区经济增长受次贷危机影响更显著。根据图2对湖北省对外贸易依存度测算，自2004年起，湖北对外贸易依存度线性增长，2009年受次贷危机影响小幅下降。2004-2008年，湖北省对外贸易依存度平均增长率为2%，2008年达到历史最高14.37%，2009年下跌至11.11%。
从横向比较来看，广东、江苏、浙江等沿海地区要远高于湖北地区。广东省达到128.52%以上，江苏达到86.76%以上，浙江的对外贸易程度也达到了60%以上，全国平均水平超过50%，湖北省对外贸易依存度不但低于浙江、江苏两省，而且处于全国水平之下。对外贸易对湖北省内经济贡献率低，对经济增长影响较小。在次贷危机影响下，区域经济受进出口额下降影响不显著。
（二）对外贸易的区域分布不同
次贷危机对各进口国经济增长的影响程度不同，因而对出口国经济增长影响不同。从贸易路径层面来看，湖北省与沿海地区主要贸易方向不同，主要集中在受危机影响较小地区。江苏、浙江、广东三省主要出口对象以欧美为主。湖北省则主要集中于亚洲及澳大利亚等地区。相对亚太地区，欧美国家受次贷危机冲击早，受影响程度更大。
2008-2009年，浙江省对美国进出口额占贸易总额的14.61%与14.43%；2008年江苏省对美国进出口额则占贸易总量的14.99%，2009年为16.01%；广东省则分别为13.27%与13.23%。相反，湖北省对美国贸易依赖度较低，2008-2009年湖北省对美国进出口总额所占比例分别占8.85%与9.41%，对欧盟的进出口总额分别为22.51%与23.16%；2009年湖北对日本进出口额占总量的10.07%，对韩国与澳大利亚的进出口额占总量的7.07%与5.13%。
与欧美地区等经济体相比，日本、韩国、澳大利亚为代表的亚太地区国内经济受次贷危机波及较晚、程度较小，其国内对市场进口需求萎缩不显著，经济复苏较快，因此，对湖北省对外贸易冲击较小。与沿海地区对外贸易主要依赖欧美等地区不同，湖北省对外贸易对象受冲击程度明显弱于东南沿海地区。
（三）出口产品结构不同
中国海关统计，在次贷危机爆发过程中，海外市场需求明显萎缩，对一些低附加值，高能耗的资源与劳动密集型产品冲击较大；而对于一些具有自主知识产权的高新技术产品和一些品牌产品的影响相对较小。湖北省商务厅统计分析，2009年湖北省机电产品逆市而上，同期增加4183.6万美元，增长0.3%，占全省外贸出口额的50.5%。这与湖北省机电产品行业主要以生产技术密集型产品为主，同行业技术优势明显，具有显著相关性。
东南沿海地区主要是以外包贸易为主要生产模式，在国际分工位于低端价值链上。根据各省市对外贸易出口商品统计数据显示，东南沿海地区主要出口产品结构以劳动密集型为主，高新技术产品在出口额中所占份额较少。2008-2009年，浙江省以轻工业为代表的劳动密集型产品占出口商品总额的42.31%，以船舶、医药等为代表的高新技术产品只占到出口总额的11.19%；江苏省出口结构分布同样出现严重失衡，劳动密集型产品占出口总额22.56%，而高新技术产品则只占到7.27%；广东省高新技术产业与劳动密集型产业分布则相对平均，所占比例分别为22.45%、26.07%。
湖北省产业结构以资源及技术密集型产业为主。参考2008年湖北出口百强企业主营业务分类排名，湖北省优势产业主要集中在汽车及零配件制造业、光电子信息产业、生物技术和新医药产业为代表的技术知识密集型行业。其中，技术及资源密集型企业占总量的72%，劳动密集型企业仅占到28%。
同时，高新技术行业快速增长对湖北省对外贸易结构升级起到关键作用。2000-2008年，湖北省高新技术产品出口平均增速达24.52%，2008年高新技术产业产品出货值达到279亿元，同比增长40%。以武钢、长航、冠捷为代表的高新技术企业均为2008年中国对外贸易出口200强企业，在对外技术型密集产品中具有较高国际竞争力。出口产品产业结构与东南沿海地区的不同导致湖北省进出口行业在对外贸易传导机制下受次贷危机冲击较小，时间滞后特性显著。
四、结论及政策建议
次贷危机对湖北省冲击程度较小，呈现出现明显的滞后性特征。其根本原因在于湖北省贸易的方向不同、出口的产品结构具有显著差异、对外贸易依存度偏低。
而欧美地区作为推动世界经济发展的主要动力，短期冲击难以撼动其主体经济地位。在世界经济探底回稳之后，欧美地区仍然将主导世界贸易。湖北省应抓住时机，拓宽贸易口径，特别是发展与欧美地区的贸易关系，充分利用国内外两个市场，优化配置资源，促进湖北快速发展。
（一）提升省内经济外向水平
从湖北省对外贸易依存度的来看，湖北省经济增长主要依靠内需拉动。对外贸易对省内经济增长贡献率不足。随着全球经济一体化逐步深化，国与国之间的影响日益深远。随着世界经济逐步复苏，借助发展省内国际贸易可以帮助湖北经济改变原有内需经济发展模式，提升对外贸易依存度，并利用国际市场优化省内剩余产品资源分配，高效、合理地提升省内经济。同时，通过鼓励省内优势企业积极参与国际间竞争，可以促使企业扩大规模，提高生产效率，提升自身比较优势。为此，湖北省应依托现有的资源、技术研发和区位优势，积极探索发展省内对外贸易行业的方式方法。
鉴于湖北省对外贸易企业数量少，涉足的经营范围有限。湖北省应首先着眼于发展如武钢、长航、冠捷、美尔雅等优势品牌行业。利用大企业品牌优势，科学、合理地整合省内产业，形成从原材料到生产到配送产销一体的产业集聚模式，从而带动省内中小型生产上下游企业发展。同时，湖北省应出台更多优惠政策，为省内对外贸易行业发展提供税收优惠与资金补贴，提升研发实力与产品核心竞争力。
（二）拓宽对外贸易路径
湖北省对欧盟、美国等主要进口大国出口份额较小，贸易往来不足。近段时间，以美国为代表的几大世界经济体恢复势头良好。2009年第三季度至2010年第四季度，美国经济线性上升，2010年第四季度GDP为14,8610亿美元，平均增长速度为1.04%。作为推动世界经济发展主要动力，短期经济冲击难以对欧美地区经济实力造成严重影响。
在沿海地区经济增长受阻之后，国外进出口商转而向中西部地区需求新的合作伙伴。作为中部地区的经济领头羊，湖北省应借此机会，拓宽出口路径，与欧美等地区建立广泛多边贸易关系，为湖北省对外贸易产品扩宽出口市场。同时，欧美地区较高生产标准对企业核心竞争力提出了更大的挑战。对高利润的追求驱使企业投入更多资源提高生产效率以及科研创新能力，进而在短时间内提升产品比较优势。
（三）“两条腿走路”，加强在内需经济方面的比较优势
随着国家刺激内需计划的逐步实施，国内市场需求逐步上升。作为资源大省，内需消费一直是推动湖北省经济增长的主要动力，在一定程度上可以为企业积聚资金与研发、销售经验，从而为推动外向型经济提供强有力的保证。
在省内经济加强对外贸易依存度的同时，湖北应该继续依托在内需经济方面的优势。依托湖北教育、科研优势，加速政府与高校及科研机构进行更为密切的合作与交流，开创新的产、学、研究模式，以技术创新振兴湖北经济。同时，湖北省应借助“武汉城市圈”产业区位优势，合理优化省内内需产业资源配置，吸引外商直接投资，实现产业集聚，从而获得规模经济效应。在内需优势对经济增长的保证下，抓住经济复苏的好时机，积极参与国际竞争，增强湖北产业结构竞争力。
经济增长的背景范文3
[关键词]经济增长方式；全要素生产率；生产函数；索罗残差法
[DOI]1013939/jcnkizgsc201625020
1理论和文献分析
目前，学者们对全要素生产率理论的内涵尚未取得一致的看法，但是对其基本含义的看法是比较一致的。笔者根据实证分析的需要采用了刘建国、李国平和张军涛（2011）对全要素生产率的定义：“全要素生产率是总产量与全部要素投入量之比，是用来衡量单位总投入的总产量的生产率指标”[1]。
衡量经济增长方式是否发生集约化转型，学者们一般采用全要素生产率贡献率来表示，即全要素生产率增长率除以经济体经济增长率。孙辉、支大林和李宏瑾（2010）使用生产函数法对中国各省全要素生产率进行了估算，得出中国各省资本产出弹性与国外相比是非常高的，证明了中国各省目前经济增长主要是依靠资本投入而不是劳动和技术[2]。卢万青（2013）使用索罗残差法来估算多个国家全要素生产率对经济增长的贡献率，通过国别对比研究发现，经济增长方式转型的必要条件之一是完善的市场经济体制，而发展中国家经济增长方式转型失败的一个重要原因就是缺乏一个完善的市场经济体制[3]。
通过对上文的理论分析，可以看到使用生产函数法，使用索罗残差法从全要素生产率角度来研究经济增长方式的范式是比较成熟的。因此，本文决定采取这种方法。
2模型建立和数据择取
21实证模型建立
索罗（1957）是最早对全要素生产率进行理论分析和定量化研究的，提出了基于技术进步中性、规模报酬不变等假设条件下的总量生产函数，并对其进行一系列的数学推导和经济学意义上的论证，总结出可以用于测算技术进步对总产量增长的贡献大小，其方法思路是在总产量增长中减去劳动和资本对总量增长的贡献，剩下的余值就是技术进步对总产量增长的贡献，即所谓的索罗余值法[4]。本文采用这种方法和公式来建立的实证模型如下：
基于希克斯（Hicks）中性技术进步等假设条件，设立C-D生产函数：
Yt=AtKαtLβt（1）
其中，Yt表示实际产出，At表示全要素生产率，Lt表示劳动要素投入量，Kt表示资本要素投入量，α表示资本要素产出弹性，β表示劳动要素产出弹性。
22数据择取
221实际产出Yt
本文采用河北省地区支出法生产总值和河北省地区生产总值指数（1978年=100）的数据，根据每年实际支出法生产总值（以1991年不变价格折算）=1991年名义支出法生产总值×对应年份生产总值指数（1978年=100）/1991年地区总值指数（1978年=100）这一公式，折算出实际产出Yt。
222劳动要素投入量Lt
劳动要素投入量是指就业人员在经济活动中投入的劳动量。我国要素市场尚未建立起完善的价格调节机制，劳动要素缺乏市场化的价格定价。因此，国内学者们一般使用就业人数来表示劳动要素投入量，本文也将采取该方法，利用河北经济年鉴中的就业人数数据。
223资本要素投入量Kt
大多数学者经常使用永续盘存法计算资本要素投入量，这一方法能够简单、比较准确地估算出资本要素投入量，因此本文也将采取该方法，其计算公式：
Kt=It+（1-δ）Kt-1（2）
本文使用Ulrich RKohli方法来估算基年资本存量（1991年），方法是：K1991=I1991 /（δ+r）。其中：K1991为1991年河北省的资本存量；I1991为1991年河北省的固定资产投资完成额；δ为资本折旧率，比较常见的是将δ直接取值为5%；r为1991―2014年河北实际固定资产完成额的平均增长率。
根据上述方法整理出数据，如下表所示。
23模型检验
根据LnYt（即图中LNY）和lnKt（即图中LNK）、LnLt（即图中LNL）两个序列数据通过Eviews60软件做散点图，如图1所示。
从图1中可以看到，LNPY与LNPK之间的关系可以拟合为一条直线，证明本文所构建的线性模型Ln（Yt/Lt）=ln（At）+αln（Kt/Lt）是合理的。
3实证结果和分析
分别计算全要素生产率增长率、全要素生产率贡献率，结果如图2、图3所示。
从图2中可以看出，河北省1992―2013年间全要素生产率增长率波动幅度比较大，其均值仅为001%，这反映了河北省经济集约型成分增长缓慢。在1996―2000年间和2008―2013年间呈现出负增长的情况，期间分别有1997年东亚金融危机和2008年金融危机，后者对河北省全要素生产率增长率的影响，不论是在持续时间还是波动幅度来说，都是远超过前者，这既反映了河北省经济对外开放程度的不断加深，也说明了其应付外部性金融危机或经济危机的脆弱性。一般地，经济增长方式的集约型特征越多，该经济体应付外部性经济危机的能力就越强，从这一点来看，河北省经济增长方式的集约型特征是比较少的。
从图3中可以看出，河北省1992―2013年间全要素生产率贡献率波动幅度比较大，其均值为-217%，这反映出在这段时间内技术进步对经济增长的贡献度在下降，结合图2的结论来说，就是技术进步对经济增长提升的作用虽然在缓慢增长，但其相对作用在不断下降，特别是从2008年开始，这表明了河北省经济增长方式的粗放型成分不断增多。
4研究结论
从实证研究的结果来看：目前河北省经济增长方式是一种粗放型特征为主导的以及其不断增多的情况；该经济体应付外部金融危机或是经济危机的能力比较差，这进一步证明了其经济增长方式粗放型特征过多的现状；全要素生产率增长率与经济增长率是互相促进彼此增长的关系，很有可能是一种互为因果的关系。
从全要素生产率角度来看，河北省经济增长方式转型具有其特殊的地方，这表现在其产业结构与发达经济体相比，其失衡状况比较严重，特别是产业之间劳动力转移问题，仅凭河北省地方政府是无法彻底解决的，这涉及全国层面的一系列制度安排。
河北省本身经济发展落后于大多数东部省份，这些比较发达省份大多也没有实现经济增长方式的集约化，这说明了河北省地区经济增长方式的集约化转型还需要一段比较长的时间。河北省地区面临着严重的资源瓶颈、产能过剩、环境污染和居民消费需求不足等问题，而这些问题的解决直接或间接与经济增长方式集约化相联系。面对这种困境，河北省经济增长方式的转型应走上同时发展技术密集型产业和劳动密集型产业，以及同时提高劳动生产率和全要素生产率的二元策略[5]。
参考文献：
[1]刘建国，李国平，张军涛经济效率与全要生产率研究进展[J].地理科学进展，2011，30（10）：1263-1275
[2]孙辉，支大林，李宏瑾基于生产函数法的省际全要素生产率估算：1990―2008[J].南方金融，2010（5）：10-13
[3]卢万青经济增长方式的国际比较及其关联定位[J].宏观经济，2013（6）：34-42
经济增长的背景范文4
关键词：区域金融发展；区域经济增长；误差修正模型（ECM）；Granger因果检验
文章编号：1003－4625（2008）09－0042－04中图分类号：F831.2文献标识码：A
一、引言
经济与金融之间的关系历来是经济学家争论的一个焦点，虽然这一问题在理论上迄今尚无定论，但在实践中，金融是现代经济核心的观点却日益深入人心，大力发展金融业已成为国内很多经济中心城市共同的政策选择,一些城市甚至提出了“金融立市”的经济发展思路和建立金融中心的宏伟目标。国内各大城市一浪高过一浪的金融热,使得金融发展与经济增长之间关系问题再次摆在经济学家面前。
北京是中国的政治、经济和文化中心，改革开放30年来，北京经济一直保持高速增长，已成为国内经济发展的领头羊之一。与此同时，首都金融产业也继续保持快速增长势头。2007年，北京市金融业实现增加值1126.3亿元，占全市GDP的12.5%；当年金融业对北京经济贡献率达到10.1%。在这种背景下，2008年4月30日，北京市委市政府又正式《关于促进首都金融业发展的意见》（以下简称《意见》），明确提出了将北京建设成为具有国际影响力的金融中心城市的目标。那么，北京区域金融发展与区域经济增长的关系如何？这不仅需要我们进行深入的理论研究，更需要我们对此进行科学的实证分析。本文拟运用数量经济方法，选取区域金融与区域经济的代表性指标，在单整和协整检验的基础上，利用误差修正模型（ECM）和Granger因果检验对北京地区金融发展与经济增长的内在联系进行实证分析，并在此基础上提出北京经济增长与首都国际金融中心建设的政策建议。
二、实证方法、变量和数据
近年来国内外对于区域金融发展与经济增长问题的研究普遍采用数量经济方法，大体分为两类：一是依据横截面数据进行面板回归分析；二是使用时间数列数据的时间数列分析法。对于经济金融问题，两者相比，时间数列分析法能够更好地克服截面数据回归分析法侧重过于简单化的一般结论的缺陷，可以更加精确地反映诸如金融系统结构、政策制度、政府管理等环境因素，尤其适合分析像我国这样的发展中国家的经济金融环境。正因为如此，本文运用时间数列分析法分析北京区域金融发展与经济增长的关系问题，采用计量方法，主要使用单整、协整方法检验各变量之间的长期均衡关系，构建误差修正模型实证分析变量间的内在联系，并运用Granger因果检验确定各变量之间的因果关系。
改革开放以来，伴随经济的快速增长，北京金融业发展迅速。北京市委市政府的《意见》又进一步将北京金融业定位为“国家金融决策中心、金融管理中心、金融信息中心和金融服务中心”，同时确定了“将北京建设成为具有国际影响力的金融中心城市”的目标。但另一方面，在金融业发展过程中，北京并未建立正式的证券（股票）交易市场，而且相对于在京众多银行类金融机构的间接融资而言，股票等直接融资在北京地区仍处于附属地位。因此，本文在选择区域金融发展指标时舍弃了股票市场相关发展指标，而是选用北京地区银行等金融机构贷款总额占北京地区国内生产总值（GDP）的比例（Deepen）作为衡量北京区域金融发展水平的指标，同时选取北京地区人均GDP（Growth）作为衡量北京区域经济发展水平的指标。
考虑到相关数据的可得性，本文选取1990-2006年作为实证分析的考察期。根据统计学原理，本文对所选数据进行对数化处理，以剔除个别变量间存在的异常关系、平滑时间数列指数关系消除异方差。相关实证数据如表1所示。
三、实证过程及结果
（一）单整检验
本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller Test）方法进行单位根检验，依据原Deepen、Growth数列图形，确定两变量数列均含有常数项和时间趋势项，由SIC（Schwarz Info Criterion）准则确定滞后阶数(p)均为1。两数列的ADF检验结果如表2、3所示。
检验结果显示，两变量数列均不能拒绝原假设，因而可以认为是一个非平稳的序列。下面再对两变量的一阶差分数列进行ADF单位根检验，结果如表4、5所示。
结果显示，两变量的一阶差分数列可以在给定显著性水平α下拒绝原假设，认为其一阶差分数列是平稳的。由此，数列Deepen和Growth是一阶单整数列。
（二）协整检验
由前述分析，一阶单整数列Deepen和Growth满足协整检验假设前提。首先分别以Deepen为自变量、Growth为因变量对北京区域时间数列数据进行OLS（Ordinary Least Square）回归，即对下面（1）式进行OLS估计。
由于变量已取对数，系数1.181为弹性，表示金融增长1%会使经济增长1.181%。
接着对（2）式残差进行ADF单位根检验，由（2）估计结果可得：
对t数列（见表6）进行单位根检验，根据计量经济原理，选择不含常数项和时间趋势，并由SIC准则确定滞后阶数（p）为3，结果如表7所示。
检验结果显示，t数列在给定显著性水平α下拒绝原假设，认为不存在单位根，即t数列平稳。
综上，检验表明：Growth和Deepen之间存在协整关系，协整向量为(1,-1.181)′。
（三）误差修正模型（ECM）
对Deepen、Growth作均衡误差修正模型检验：
上述误差修正模型表明：北京地区金融发展对经济增长具有显著的促进作用，依前述，其弹性系数为1.62，即Deepen每提高1%，会引起经济增长提高1.62%，而且Deepen的滞后变量对经济增长也具有显著的正向影响。具体来讲，经济增长变动可以分为两部分：一是短期金融增长的影响，二是偏离长期均衡的影响。误差修正项ecmt-1的系数0.66反映了对偏离长期均衡的调整力度，即短期波动偏离长期均衡时，将以0.66的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
（四）Granger因果检验
下面对北京区域Deepen、Growth数列进行Granger因果检验。同时为考察金融发展指标Deepen的不同滞后期对区域经济增长的因果关系，分别选取Deepen一阶差分的滞后1期、2期和3期与Growth一阶差分进行Granger因果检验，结果如表8所示。
根据检验结果，Deepen的一阶差分的三期滞后变量是Growth的一阶差分的Granger原因，而Growth的一阶差分的一期滞后变量又是Deepen一阶差分的Granger原因。由此可见，北京地区金融发展和经济增长之间存在一定的双向因果关系。
（五）实证结论简要分析
从上述实证结果来看，北京地区金融发展与经济增长之间不仅存在正向促进关系，而且存在Granger意义上的因果关系。此外，从影响作用力来看，北京地区金融发展对经济增长的影响较为显著。
四、结论与政策建议
（一）结论
本文在对北京地区经济增长与金融发展相关指标进行单整和协整检验的基础上，构造误差修正模型（DCM）对其进行实证并进行Granger检验，得出如下结论：
1.北京地区金融发展对经济增长具有显著的促进作用，同时北京地区的经济增长对金融发展也有较为明显的带动作用。
2.北京地区金融发展与经济增长之间不仅存在正向促进关系，而且存在Granger意义上的因果关系，其中相比较，北京地区金融发展对经济增长的影响较为显著，二者长期看将均衡发展。
3.由上述两个结论可知，加快北京金融业发展、推动金融中心建设进程，对北京经济增长作用显著；同时北京地区持续的经济增长也将对北京金融资源聚集和金融中心建设产生促进作用。
（二）政策建议
根据上述实证分析结果，结合北京市委市政府《意见》所确定的首都金融业定位和工作目标，本文提出如下政策建议：
1.促进各种金融资源的聚集，加速金融中心建设的进程。为了保持首都经济的持续快速发展，北京市应当采取有力措施吸引国内外金融资源，促进金融资源积聚，加速金融中心建设。金融资源的聚集应当是全方位、宽领域、多种类的积聚，而不应仅限于某一领域或某一类型金融资源。世界上著名的国际金融中心（如纽约、伦敦等）都既有发达的银行业，又有发达的证券业，还有发达的保险业和其他金融业。因此，在北京聚集金融资源和建设金融中心的过程中，一方面要注重国内外银行类金融资源的聚集，另一方面也要注重国内外证券、保险以及其他类型金融资源的聚集，以便使北京最终发展成为具有国际影响力的综合性的金融中心城市。
2.培育金融市场，完善金融市场体系。市场经济条件下，金融业对经济的促进作用是通过金融市场的资金融通来实现的，离开金融市场，金融对经济的促进作用便无从发挥。世界上著名国际金融中心的运作实践表明，这些金融中心都既有发达的金融业，也有发达的金融市场，二者相辅相成。因此，北京在聚集金融资源、发展各种金融业的同时，也要注意培育各种金融市场，逐渐完善金融市场体系。首先要培育和发展各种货币市场。鉴于银行间债券市场和银行同业拆借市场早已落户上海，因此，北京发展货币市场的重点应当放在银行短期信贷市场、票据市场（包括票据承兑市场、票据贴现市场和票据交易市场等）以及其他短期资金市场方面。其次要培育和完善资本市场。一方面，北京市应当充分利用现有的主板市场、债券市场和未来的创业板市场筹集资金，促进企业发展；另一方面，也要逐步培育自己的资本市场体系，既要积极支持建立统一监管下的全国性场外交易市场，也要做强做大北京产权交易所，促进北京产权交易市场的丰富与完善，还要积极推动产业投资、创业投资等股权投资市场发展，并应探索培育期货等衍生性金融市场。此外，还要着力培育和发展保险市场、信托市场和金融租赁市场等。
3.科学规划金融发展布局，优化金融资源配置。为了提高金融业运行效率，促进首都经济发展，在金融中心建设过程中，还要科学规划金融业发展的空间布局，优化存量和增量金融资源的配置。借鉴伦敦和纽约等著名国际金融中心建设和运作的经验，我们认为，北京金融中心建设应当采取“单中心”的金融资源空间布局模式，有意识地引导各类金融资源向金融街聚集，集中力量将金融街打造成北京的“华尔街” 和“金融城”，以便扩大北京金融中心的知名度和影响力。
4.优化金融业发展环境，增强对国内外金融机构的吸引力。金融中心建设的过程就是金融机构和金融资源聚集的过程，为了增强北京对国内外金融机构的吸引力，必须不断优化首都金融业发展环境，包括金融服务环境、金融政策环境、金融法律环境、金融监管环境、金融信息环境、社会信用环境、中介服务环境、金融安全环境等等。为此，北京市政府部门必须进一步转变职能，增强服务意识，强化服务工作，为北京金融业发展创造良好的外部条件。
5.继续保持实体经济的快速发展。本文的实证结果表明，北京地区金融发展和经济增长之间存在一定的双向因果关系，因此，在充分利用金融业促进首都经济增长的同时，也要继续采取有力措施，保持实体经济的较快增长，强化北京作为经济中心的功能，以此带动北京金融业的发展和金融中心的建设。
参考文献：
[1]戈德史密斯.金融结构与金融发展[M].上海:上海三联书店,1990.
[2]韩延春.金融发展与经济增长――理论、实证与政策[M].北京:清华大学出版社,2002.
[3]黄达主编.金融学[M].北京:中国人民大学出版社,2003.
[4]麦金农.经济发展中的货币与资本[M].上海:上海三联书店,1988.
[5]周立.中国各地区金融发展与经济增长[M].北京:清华大学出版社,2004.
[6]Bencivenga, V.R. , B.D. Financial Intermediation Endogenous Growth, Review of Economic Studies, 1991.
经济增长的背景范文5
美国的经济繁荣在相当长时期内都是建立在其庞大的富有活力的中产阶级基础上的，美国中产阶级在相当长的时期内都是全世界最富裕的。如今，中产阶级作为一个阶层在美国已经走向了没落，这无疑标志着美国梦的幻灭。
卢森堡收入研究数据库是一个非常权威的研究发达国家收入状况的数据库，根据该数据库的数据，虽然美国的超富阶层在收入方面一直傲视全球，但美国的中产阶层和低收入阶层在过去三十年中却是发达国家中收入增长最迟缓的。
2000年，美国的中产阶级挣的比加拿大的多，如今情况却掉过头来了，而且欧洲很多国家的穷人挣得也比美国的穷人多。这使我想起了2006年我在英国时的一件趣事，我在报纸上读到了这样一则新闻，一个美国人居然到英国来申请作难民，理由是他的家乡新奥尔良被卡特里娜飓风袭击了。现在我理解了，在英国做穷人要比在美国舒服多了。
卢森堡收入研究数据库基于过去35年的调研成果，为不同发达国家之间，不同收入阶层之间的比较，提供了可兹公开调用的最精细的数据。这些数据表明，绝大多数美国家庭正在为美国不断拉大的巨大收入差距付出高昂的代价。
虽然在发达国家中美国的经济复苏表现颇佳，但只有一小部分家庭从中得到了好处。加拿大的个人收入中值在2010年和美国的打了个平手，之后便超过了对方。尽管西欧国家 （包括英国、荷兰和瑞典）的个人收入中值依然落后于美国，但之间的差距比起10年前却小多了。可见美国的中产阶级几乎是被经济复苏遗忘了。
美国穷人的状况比中产阶级还要惨。一个收入分布的百分位数为20%的美国家庭（意即全美有80%的家庭的收入高于这个家庭，有20%的家庭收入低于这个家庭）挣得的收入要显著少于在加拿大、瑞典、挪威、芬兰或荷兰处于同等收入分布状况的家庭。这在30年前是很难想象的。这种情况继续下去，美国穷人申请到欧洲国家来作难民的情况就不会再属于奇闻怪谈的范畴了。同样的道理，咱们国家以前常有人说，去美国干麦当劳都比在国内作白领强，这句话很快就要成为不切实际的笑谈了。
这里需要指出的是，卢森堡收入研究数据库所计的税后收入包括薪水、利息收入、股票分红和政府福利等。这让我想到，美联储主席伯南克在为量化宽松辩解时说过，美联储海量印钱，可以让股票这样的资产增值，由此产生的财富效应会让美国家庭增加支出，从而带动经济复苏。美股是美国经济复苏最大的受益者，美股牛市自第一轮量化宽松以来已经持续了5年多，这么长久的牛市为世所罕见，美国家庭应该如伯南克主席所言利用这天赐良机闷声发大财才是，否则天理难容，怎么结果反而如卢森堡收入研究数据库所指那样折堕起来？原因在于穷人和中产阶级是玩不起股票的，全美最富裕的20%的家庭拥有全国95%的金融资产，穷人和中产阶级只能玩剩下的5%。因为美国是个金融业挂帅的国家，像股票这样的金融资产成了收入分配的最重要渠道，所以靠出卖劳动力来创收的穷人和中产阶级怎能不每况愈下？
看到这里，不少看官难免会大为惊讶，因为主要的经济数据表明美国在世界大国里依然是首屈一指的富国，怎么会越来越穷起来呢？原因很简单，像人均GDP这样的主流经济数据反映不了收入分配的状况。尽管美国经济增长在发达国家里依然名列前茅，但其经济增长所带来的收入增长的大头却被少数超富家庭给吸收了，绝大多数的美国家庭并没有跟上时代潮流，而是被潮流遗忘了。这就是占领华尔街运动爆发的原因，99%的家庭要向金字塔顶端1%的家庭讨公道。
经济增长的背景范文6
关键词？演环境治理投资；协整检验；格兰杰因果检验
中图分类号？演F062.2 ？眼文献标识码？演A ？眼文章编号？演1673-0461（2013）12-0057-04
一、引 言
20世纪30年代以来，以凯恩斯为代表的一批经济学家提出了经济增长理论，认为推动经济增长的主要是消费和投资，消费和投资是经济增长的扩张力量和源泉。投资增长对经济增长具有决定性作用，是经济增长的第一推动力。环境治理投资作为一类相对独立而又比较特殊的国民经济和社会发展投资，既有一般固定资产投资的性质，又具有不同于一般固定资产投资的特殊性质。
河北省自改革开放以来，经济实现了快速、持续地增长，人民生活水平得到了显著改善。但是河北省作为一个工业大省，自身的生态环境基础比较脆弱，再加上长期实行的是一种高污染、高消耗的粗放式发展模式，近年来随着工业化进程的不断加快，河北省的环境问题更是不容忽视。据最新统计，2013年第一季度，石家庄、邢台、保定、邯郸、衡水、唐山、廊坊这几个城市一起位居最重污染城市前十名。河北省的环境问题已经成为一个非常突出的问题，急需解决。为了治理环境污染，改善生态状况，需要投入大量的资金，而这有赖于环境治理投资。环境治理投资是环境问题与经济发展之间非常重要的一环。环境保护与经济增长之间的关系是社会发展必须考虑的一个重要问题，环境治理投资是促进经济增长与环境治理协调发展的重要手段。近年来，一些学者对经济增长与环境治理投资之间的关系做了不少研究工作。包群等（2005）对1996年～2002年中国面板数据进行考察，认为倒U型曲线很大程度上取决于污染指标以及方法的选取。[1]李国柱等（2005）通过对河北省废水、废气、粉尘及固体废弃物估计得出四个库兹涅兹曲线模型，除水质量处于好转，其他几方面都在不断恶化。[2]苏婕（2009）利用协整分析对全国数据进行分析研究，研究结果表明环境治理投资与GDP之间存在长期稳定的均衡关系，合理增加环境治理投资并不会影响我国经济的发展，相反能使经济效益提高，国民收入增长。[3]
二、 理论基础与数据说明
1987年Engle和Granger提出的协整理论及其方法，解决了非平稳序列建模引起的虚假回归，并把由非平稳经济变量的线性组合组成的平稳性序列称作协整方程，来反映经济变量之间长期稳定的均衡关系。协整分析一般分为三个步骤完成：首先对序列进行单位根检验，判断其平稳性，对于两个时间序列Xt和Yt，只有在它们都是d阶单整即I（d）时，才可能存在协整；然后对这两个同阶单整的序列进行协整检验；最后对存在协整的序列构建误差修正模型，研究序列在短期波动中偏离它们长期均衡的程度，并且可以通过Granger检验来说明经济变量之间的因果关系，确定变量间的因果方向和强度。
1. 理论基础
（1）序列平稳性检验。首先对变量的平稳性进行检验，判断变量平稳性的过程称为单位根检验，其方法通常有DF检验法、PP检验法和ADF检验法。实践中人们通常使用的是ADF检验法，其模型为：
ΔX■=σX■+■βΔX■+ε■ （1）
ΔX■=α+σX■+■βΔX■+ε■ （2）
ΔX■=α+βt+σX■+■βΔX■+ε■ （3）
其中，{ε■}为白噪声，Δ表示变量的一阶差分，原假设为H0 ∶ ρ=1，即{Xt}有一个单位根（非平稳），t为时间趋势因素，如果ADF的值小于Mackinnon临界值，那么序列是平稳的。
（2）协整关系检验和误差修正模型。根据Engle和Granger1987年提出的EG检验法，对于同时d阶单整序列yt和xt，首先用一个变量对另一个变量进行回归，即有：
y■=β■+β■x■+ε■ （4）
其次对残差序列估计值■■=yt-■■-■■x■做平稳性检验，若■■～I（0），则yt和xt有协整关系，也就是具有长期均衡关系，引入误差项，建立如下误差修正模型：
Δy■=■α■Δy■+■β■Δx■+γ（y■-■■-■■x■）+μ■
（5）
其中（y■-■■-■■x■）为误差修正项■■，即协整方程的残差项，在误差修正模型中，各个差分项表明变量短期波动的影响，短期变量Δx■和γ（y■-■■-■■x■）联合决定yt的短期变化Δyt的方向。
（3）Granger检验。虽然协整检验可判断变量X和Y之间是否存在长期均衡关系，但是否构成因果关系，还需要进一步检验。如果利用过去X和Y的值对Y进行回归，比单用Y的过去值回归能够显著地增强解释能力，则X是Y的Granger原因，否则称X是Y的非Granger原因。Granger检验形式如下：
y■=c+■α■y■+■β■x■+ε■ （6）
检验的零假设：x不是y的Granger成因，即H0 ∶ β1=β2=……=βq=0，常用F检验进行，如果大于临界值则拒绝零假设，x不能Granger引起y。
2. 数据说明
本文选取1997年～2011年间的数据作为样本空间。用地区生产总值（GDP）表示经济增长，用环境治理投资支出（TZ）表示环境投资情况。数据来源于《河北省经济年鉴》，使用往年的CPI数据进行平减，并换算成1997年的不变价数据。
三、河北省经济增长与环境治理投资关系模型构建
1. 研究区概况
在全球气候变化和社会经济高速发展的影响下，河北省环境问题日益严重，已严重制约河北省社会经济的可持续发展。国内污染最重城市扎堆河北有诸多原因。[4]首先，产业结构偏重，钢铁、建材、石化、电力等“两高”行业集中，其中，钢铁粗钢产量超全国总量的1/4；其次，能源结构不尽合理，能源消费居全国第二位，单位GDP能耗比全国水平高近60%。这样的产业和能源结构给予环境巨大的压力。如何应对环境污染变化，减轻环境污染对河北省经济和社会发展的不利影响，已经成为一项紧迫任务。
环境保护与经济增长之间的关系是社会发展必须考虑的一个重要问题，而环境治理投资是促进经济增长与环境治理协调发展的重要手段。近年来，河北省逐步加大环境治理投资，环境治理投资额由1997年的18.3亿元增加到2011年的443.6亿元，如图1所示，年均增长率23.68%。河北省环境治理投资额呈上升趋势，但环境治理投资在社会固定资产投资中所占比重波动较大。由图2可知，1997年～2002年，河北省环境治理投资在社会固定资产投资中所占比重逐年上升，到2002年达到峰值。2002年～2009年投资比重总的来看呈逐渐下降趋势，2010年之后再次开始增加投资比重。这主要是因为2002年以前，河北省政府注重污染治理，尤其2002年开展环境保护年，以建设“绿色河北”为总目标，全社会环保意识明显增强，加大了环境保护投入。环境质量得到改善后，环境治理投资比重降低。近几年，环境污染日益严重，政府再次开始重视污染治理。
环境保护与经济增长密切相关，二者相互影响。为了加强对环境治理投资与经济发展之间关系的研究工作，本文通过协整分析来研究河北省经济增长与环境治理之间的关系。
2. 模型构建
（1）单位根检验。为了消除数据间的异方差现象，对数据进行对数处理。用LNGDP代表对GDP取对数后的值，用LNTZ表示对TZ取对数的值。这种变换不会改变变量间的长期均衡关系和短期动态稳定关系。
在对地区生产总值、环境治理投资支出的所对应的对数序列的单位根检验过程中，本文首先利用ADF检验法对各个序列的平稳性进行检验，得到检验结果。
在滞后三期时，AIC和SC的值最小，所以选择滞后三期时的数值，从表1可见，LNGDP、LNTZ在经过一阶差分后，ADF值分别小于5%显著水平的临界值，也就是说两个序列在95%的置信水平下是平稳的。由于序列之间存在同阶单整，因此这两个变量符合协整检验的前提条件，可以对其进行协整分析。
（2）协整检验。本文应用的协整检验方法是E-G检验法，这种协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验。通过以上单位根检验可以得知，LNGDP和LNTZ属于同阶单整，都是I（1）序列，因此满足两变量协整所具备的基本要求。根据协整的定义，利用普通最小二乘法对LNGDP和LNTZ进行回归得到两者之间的协整方程如下：
LNGDP■=6.437+0.563LNTZ■+ε■
（41.95）（17.24）
R2=0.958113 DW=1.627595
上式中参数都是显著的，R2较大，DW值接近于2，说明模型整体上对数据拟合的比较好。从上式中得到的残差方程：
ε■=LNGDP■-6.437-0.563LNTZ■
运用E-G检验法基于协整回归残差的ADF检验对残差序列进行单位根检验，滞后阶由SIC准则自动选择，最大滞后项从0开始逐一设定并在此过程中选择能使SC达到最小值的滞后阶（剔除了过度滞后所导致的SC为最小的情况），从而可获得三种设定情况下的检验结果，如表2所示。
其结果显示，残差序列已为平稳序列。在5%的显著性水平下，残差序列的t检验统计量绝对值有大于相应的临界值的结果，拒绝H0假设，即残差序列不存在单位根，是平稳序列。从对残差序列的稳定性检验中可以看出，1997年～2011年地区生产总值与环境污染治理投资之间具有显著的协整关系，也就是说河北省环境治理投资与GDP之间存在一种长期的均衡关系。
通过协整分析，我们可以得出结论：近几年来，河北省的地区生产总值与环境污染治理投资同向变化。环境污染治理投资数量增加1%，地区生产总值将会增加0.563%。从分析结果可以看出，环境治理投资对经济增长有促进作用。
（3）格兰杰（Granger）因果关系检验。协整检验论证了变量之间是否存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系还需要进一步进行因果关系检验。对河北省经济增长和环境污染治理投资支出进行Granger因果关系检验，结果见表3。
由表3我们可以观察到，在5%的显著性水平下，不同的滞后期，GDP和环境投资之间存在着不同的Granger因果关系。滞后期数为1时，经济增长会引起环境污染治理投资数量的增加，环境污染治理投资的增加不会带来经济的增长；滞后期为2时，环境污染治理投资的增加会带来经济的增长，但是经济增长不再带来环境污染治理投资的增加；滞后期为3时，二者因果关系不明显，互不为格兰杰因果关系。
四、结论和政策建议
