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经济增长的第一动力范文1
【摘要】长期以来，人们对科技进步贡献率的内涵和测算方法都存在一些争议。为了使科技进步贡献率真正成为度量科技进步驱动经济增长的指标，本文结合上海经济增长核算的实践，对科技进步贡献率的传统测算方法做了改进。新的科技进步贡献率剔除了经济开放和非公有经济发展的制度创新影响，更加稳定合理。
关键词 科技进步；全要素生产率；制度创新
【作者简介】廖远甦，常熟理工学院讲师，博士，研究方向：经济增长、计量经济应用。
一、引言
因为科技进步贡献率的测算有助于跟踪经济创新驱动、转型发展的过程，所以它频繁出现在国家和地方政府的“十二五”规划中，几乎成为与GDP增速、万元GDP能耗并驾齐驱的宏观经济绩效考核指标（何锦义，2012）。学界也很重视科技进步贡献率的测算，涌现出大量相关研究（于洁等，2009；周绍森等，2010；李兰兰等，2011；杨少华等，2011）。虽然人们都认同科技进步贡献率测算的重要性，但对它的内涵和测算方法仍然存在一些争议（狄昂照，1997；周方，1997；杜希双，1998；何锦义，2006；何锦义，2012）。以广泛采用的索洛余值法为例，实践中碰到的共性问题有：①如何估计物质资本存量的基期值，设定合理的折旧率；②很多研究用从业人员数代替从业人员人力资本存量，忽略了人力资本中“质”的变化；③多数研究直接假设规模报酬不变，缺乏实证依据；④将科技进步视作全要素生产率的惟一源泉，进而将全要素生产率的贡献率等同于科技进步贡献率，导致科技进步贡献率的高估。为此，学者们探索了其他数学形式更复杂的研究方法，如数据包络分析、随机前沿模型、超越对数生产函数等。这些探索丰富了科技进步贡献率的测算研究，但仍未能够解决所有上述问题。结合上海经济增长核算的多年实践，本文对科技进步贡献率的传统测算方法做了改进，并针对测算的技术难点，给出了一个完整、系统的解决方案。
二、研究方法
在经典的索洛模型中，科技进步是一个平稳增长的外生变量，但科技进步主要来自技术创新，它应该能够被描述研发活动的变量所解释。与科技进步一样，制度创新也是上海经济效率提升的重要源泉，因此，需要构造反映上海经济制度创新的指标。本文借鉴被称为“市场化指数”的综合评价研究，该研究旨在全面、系统地测度中国经济的制度创新。具体到本文，不仅想知道制度创新对上海经济增长的贡献，还想探究制度创新的某些重要方面如何影响上海的经济效率。所以，构造了反映上海经济制度创新的3个重要维度的指数。
上海科技进步贡献率的测算可分为三个步骤。第一步，运用回归模型估计生产函数，得到物质资本和人力资本的产出弹性。不妨采用柯布道格拉斯生产函数，假定全要素生产率服从指数增长，那么有
其中， Y 表示GDP产出； K 表示物质资本存量； H 表示人力资本存量，有时为回避估计人力资本，常用劳动者数量L 代替人力资本存量； α和β 分别表示物质资本和人力资本的产出弹性；γ 表示全要素生产率的增长率。在生产函数的规模不变假设下（这个假设需要实证检验），（1）式转化为
第二步，首先将估计出的物质资本和人力资本的产出弹性代入（3） 式计算出全要素生产率，
然后再运用以下的回归模型估计研发资本存量和制度创新对全要素生产率的弹性，
其中， D 表示研发资本存量； MI 表示市场发育指数； OI 表示经济开放指数； PI 表示非公有经济发展指数。
第三步，根据前两步的模型设定，可以推导出以下的增长核算式
其中，符号g 的下标是变量名，与符号g 合起来表示该变量的增长率。最后一项表示未被模型解释的经济增长。科技进步贡献率等于研发资本存量对产出的贡献：
物质资本、人力资本、制度创新的贡献率与（6） 式类似，不再赘述。
三、数据处理
1.物质资本存量的估算。沿用永续盘存法，本期资本存量等于上一期资本存量扣除折旧加上本期投资，公式如下
361.30亿元；物质资本折旧率为10%。物质资本存量估计结果见表1。
2.研发资本存量的估算。从实物形态看，研发投入中大部分都转化成可用于研发的固定资产，因此，研发资本存量的估算可以直接沿用物质资本存量的估计方法，计算公式为
这里， D 表示研发资本存量； RDE 表示本期研发投入，用R&D经费内部支出指标作为本期研发投入； δ 表示研发资本存量的折旧率。基期值和折旧率需要合理的设定。
如前文所述，上海1978 年物质资本存量为361.30亿元，固定资本形成总额为31.69亿元，当期投资占物质资本存量的比例是8.77%。假设1978 年研发投入占研发资本存量的比例与此相同，当年R&D经费内部支出1.32亿元，可推算基期研发资本存量为15.05亿元。
因为知识的更新速度超过物质损耗，所以一般认为研发资本的折旧率高于物质资本存量的折旧率，Hall等（1995）、樊纲等（2011） 都取研发资本折旧率为15%，但李小平等（2006）、邓力群（2011） 则取偏低的折旧率，为5%。简化模型（4），去掉制度创新变量，然后测试从5%到30%一系列不同水平的折旧率。实证结果表明，随着折旧率的上升，研发资本存量的显著性和拟合优度都下降，5%的折旧率是最优的，所以研发资本存量的折旧率设为5%。
3.人力资本存量的估算。上海的人口系统具有高度的开放性，户籍人口与外来流动人口在人力资本方面存在显著的异质性：户籍人口中受高等教育的比例较高，外来流动人口则以农民工居多。考虑到人力资本的异质性，参照廖远甦和朱平芳（2012） 的研究，本文分别估计上海本地劳动力与外来劳动力的人力资本，然后根据两种劳动力的比例进行加总，1996年前的人力资本存量见表2。
至于1995 年以后的平均受教育年限，利用《中国劳动统计年鉴》提供的地区从业人员教育构成数据不难估计。将从业人员的平均受教育年限和从业人员数相乘就得到上海从业人员的人力资本存量。
4.制度创新的度量。根据研究目标，本文选取了反映上海经济制度创新的三个重要方面，即市场发育程度、经济开放程度、非公有经济发展程度，相应构造了市场发育指数、经济开放指数和非公有经济发展指数。其中，市场发育指数包括3 个维度：资金市场、劳动力市场和技术市场，分别用固定资产投资中利用外资、自筹投资和其他投资所占的比例、劳动力流动性（流动人口与户籍人口之比）、技术市场活跃度（技术市场成交金额与GDP之比） 等指标衡量。对外开放指数使用最常用的对外依存度衡量。非公有经济指数包含3个指标：非公有经济在就业、投资和产出三方面的比重。采取同级指标等权加总的方法，计算出3个指数，详见表3。
四、实证分析
1.生产函数的估计。首先估计模型（1），结果如下：
除了趋势项，其他系数都显著。物质资本、人力资本的产出弹性之和为1.19，与1 很接近，所以用Wald 统计量检验规模不变假设。Wald 统计量为1.19，P 值为0.28，不能拒绝规模不变的原假设，所以可认为上海宏观经济生产函数是规模不变的。加上规模不变假设，模型（2） 的估计结果如下：
规模不变假设提高了模型的估计性能，趋势项变得显著。物质资本产出弹性为0.58，那么人力资本产出弹性为0.42。将这两个参数代入到（3） 式计算出全要素生产率， 然后估计模型（4）。
2.全要素生产率的分解。模型（4） 的估计结果见表4。如表4所示，采用OLS估计原模型，所有解释变量都在1%水平下显著，但市场发育指数的符号与经济学常识相悖，初步怀疑是解释变量的多重共线性所致。考察解释变量的方差膨胀因子，发现都大于10的临界水平，市场发育指数的方差膨胀因子最大，而且它的符号异常。删除该异常变量后，估计结果并没有改善，其他解释变量的显著性下降，经济开放指数仅在10%水平下显著，非公有经济发展指数甚至变得不显著。尝试变量差分形式的回归模型，估计结果稍有改善，非公有经济发展指数在5%水平下显著，经济开放指数在10%水平下显著，但显著水平仍然低于原模型的估计结果。最后，运用岭回归估计参数，当有偏系数为0.73时，所有变量的符号都为正，符合理论预期。而且研发资本存量、经济开放指数和非公有经济发展指数都在1%水平下显著，只有市场发育指数不显著。四种估计一致表明，研发资本存量对全要素生产率有很强的解释能力，说明科技进步是上海经济效率提升的主要动力。
3.上海经济增长核算。根据岭回归的估计结果，利用（5） 式对改革开放以来的上海经济增长进行了核算。迄今为止，上海经济经历了从“六五”到“十一五”共6个五年发展时期。各个发展时期要素投入、科技进步、制度创新的贡献率见表5。
由于“七五”时期极低的经济增长率导致贡献率测算异常，所以，本文重点研究“七五”时期以后的贡献率。整体而言，从1978 年到2010年，物质资本是上海经济增长的第一动力，贡献率约占6成；科技进步是上海经济增长的第二动力， 贡献率为26.5%， 稍低于以往估算值的31.7%；制度创新的贡献率约占1成，其中经济开放的贡献率是3.2%，非公有经济发展的贡献率为7.1%；人力资本对上海经济增长的贡献相当有限，贡献率仅为2.7%。
值得注意的是，物质资本贡献率一直居高不下，“九五”时期甚至高达76.5%，体现了主要依赖固定资产投资拉动的经济增长方式。但从“八五”时期开始，人力资本贡献率开始上升，最近的“十一五”时期已经接近2成。“七五”时期以后，上海的科技进步贡献率呈现稳步上升的态势，大约每经历一个五年时期，就提高3 到5 个百分点，“十一五”时期，上海的科技进步贡献率达到22.9%，这主要得益于上海逐渐增加的研发投入强度。“六五”时期研发投入强度不超过1个百分点。2003年，上海的研发投入强度首次超过2%，接近法国等主要发达国家的水平。2011年研发投入强度高达3.1%，已经超过了美国同期的研发投入水平。
非公有经济的发展和经济开放是上海经济效率提升的两个主要引擎。民营经济的发展激发了上海经济的强劲活力，但是非公有经济发展的贡献率总体呈现下降的趋势，“十一五”时期的贡献率只有0.6 个百分点，值得警醒。然而这并不意味着发展民营经济的“制度红利”已经释放殆尽，相反它说明民营企业在融资、垄断行业的进入等方面存在的诸多隐性制度壁垒亟待突破。惟有如此，才能进一步增强民营经济的活力，提高上海的经济效率。另一方面，经济开放的贡献率整体也是上升的，但2007年美国次贷危机引发了全球经济衰退，导致上海“十一五”时期的进出口大幅下滑，经济开放的贡献率变成负值。可以相信，只要上海坚持以开放促改革，随着全球经济的复苏，经济开放的贡献率会逐渐回升。
比较科技进步贡献率的两个测算结果，可以发现本文的测算方法优于常用的索洛余值法。
五、主要结论
1.固定资产投资和科技进步是上海经济增长的两大动力。自改革开放以来，物质资本是上海经济增长的第一动力，贡献率约占6成；科技进步是上海经济增长的第二动力， 贡献率为26.5%，稍低于以往31.7%的估算值。虽然科技进步的贡献不足固定资产投资的一半，但贡献率呈现上升趋势。可以预见，随着上海经济的转型升级，上海经济增长方式将逐步转变。科技进步有望接替固定资产投资，成为上海经济增长的第一动力。
2.科技进步和制度创新是提升上海经济效率的两大引擎。上海全要素生产率的回归分析表明：研发资本存量每增加1个百分点，全要素生产率提高0.13 个百分点；经济开放程度每增加1个百分点，全要素生产率提高0.1 个百分点；非公有经济的发展水平每增加1个百分点，全要素生产率提高0.04个百分点。由此可见，上海应该继续加大研发投入，促进科技成果转化为生产力。同时，以上海自贸区试点为契机，深化改革开放，推动民营经济发展，释放新的制度红利。
3.科技进步贡献率的新测算方法显著优于传统测算方法。以索洛余值法为代表的传统测算方法，名为测算科技进步贡献率，实际估算的是全要素的贡献率，应用中容易出现望文生义的误解。本文测算的科技贡献率来源于研发资本存量的贡献，更加符合“科技进步”一词的含义。新算法的实证结果表明，上海全要素生产率的提升能够被科技进步和制度创新很好地解释，比传统测算方法揭示了更多的信息。传统方法的测算结果还因为残差的波动而不规则，甚至出现难以解释的负值。新方法克服了这个缺点，测算的科技进步贡献率呈现明显的上升趋势，测算结果更加合理，也更具有参考价值。
参考文献
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经济增长的第一动力范文2
关键词：劳动就业；经济增长；结构性矛盾；实证分析
一、引言
充分就业和经济增长是宏观经济追求的核心目标，也是当前经济和社会领域的一个热点问题，是民生之本，事关人民群众的切身利益，是政府、企业和个人所要长期面对的突出难题。经济增长是劳动就业的前提，自2001年加入WTO以来，我国经济实现了长期持续高速增长，促使就业规模不断扩大，就业形势也愈发严峻。2015年是“十二五”收官之年，安徽省经济保持了健康持续快速发展，但就业形势不容乐观，就业增长率逐年下降，经济下行压力存在，部分行业和企业用工需求减弱，就业结构性矛盾仍然突出。本文通过对就业与经济增长的基本现状和成因进行实证分析，并提出缓解安徽省就业问题政策建议，对努力走出一条具有安徽特色的就业之路，具有对策可操作性的现实意义。
二、文献综述
随着社会经济的发展，失业人口愈发增多，就业率长期处于亚健康状态，就业问题逐渐收到广大学者的关注。
以王经绫、黄颖为代表的学者从宏观角度分析了我国人口就业与经济增长之间的不均衡关系，揭示了现阶段我国农业剩余劳动力的减少与经济增长有着密切的关系。以田洪川、张绍合、贺建林为代表的学者从产业结构优化的角度分析我国劳动力就业和经济现状，并从产业升级为方向为促进劳动力就业给出理论建议。
以张绍合、贺建林，黄苏萍、王雅林为代表的学者结合内蒙古和东北等地方实际，分析了人口就业与经济增长的数量关系，认为经济增长是促进人口就业内在动力，并从不同方面给予促进人口就业的理论建议。
从已有的研究成果看，仅仅是宏观角度分析了我国劳动力就业和经济增长的现状；部分学者虽然结合地方实际情况，但仅仅从分析了数量上的关系，对经济现象背后的本质问题涉及不多，研究还不够深入。本文以安徽省人口就业与就业增长为研究内容，将实证分析和规范分析相结合，阐述经济增长对就业的拉动效应逐年减弱的内在原因，具有一定的研究空间和研究意义。
三、安徽省就业和经济增长现状
1.就业与经济增长不协调关系
根据2001年-2015年统计数据，2015年安徽省生产总值22005.6亿元较2001年3246.71亿元，增加了近7倍，年均增长11.8%。按照经济学原理，经济增长会拉动就业的相应增长，而形成较大反差的是，安徽省2015年安徽省就业总人数4342.1万人比2001年3463万人仅仅增长了879万人，年均增长仅1.5%。2015年，就业增长率更是达到历史新低仅有0.7%。
2.经济增长对就业的拉动效应逐年减弱
以“十二五”期间为例，安徽省就业弹性系数先升，由2011年的0.13上升到2012年的0.172后降由2012年的0.172、2013年的0.158、2014年的0.089下降到2015年的0.083，说明伴随着调结构转方式促升级取得成效，新兴产业加快发展，特别是高新技术对经济增长贡献的提升，一些企业减少甚至排挤出部分劳动力，经济增长对就业人员的需求总体呈减少态势。
四、安徽省人口就业和经济增长关系的实证分析
1.变量选取和模型构建
本文选取2011年-2015年，“十二五”期间安徽省就业人员的增长率作为衡量人口就业增长的指标，安徽省生产总值的增长率除以居民消费价格指数得到实际增长率作为衡量经济增长的指标。通过观察数据，就业增长率和经济增长率存在线性关系，建立模型Y=C+aX+u其中Y、X分别代表t时期人口就业增长率和经济增长率，C为常数项，a系数，u为随机误差项。
2.回归结果
运用EVIEWS6.0软件，采用加权最小二乘法，对上述模型进行回归分析，回归结果如下：
从回归结果可以看出，拟合优度较高，回归系数较为显著，因此可判定模型具有一定的经济意义。通过上述回归方程进行分析，可以得出以下结论：
安徽省经济增长对就业的影响为正相关，与预期结果相符。经济每增长一个百分点，利润率增加接近0.25个百分点，明显低于奥肯定律阐述的GDP每增加2%，失业率大约下降1%，说明安徽省经济增长对劳动力的吸纳能力在下降。
五、安徽省就业与经济增长发展不对称的原因分析
根据奥肯定律，经济增长和失业率之间存在反方向变动关系，我国加入WTO以来，安徽省经济得到了高速发展，年均GDP增长高达11.8%，但近年来，失业率却总体稳定，就业形势日趋严峻，经济增长与就业出现不协调状况，究其原因主要可以分为下面四个方面：
1.劳动力供求的结构性矛盾
近年来安徽省劳动力供给持续增长，劳动力本身相对过剩，就业与需求不能完全匹配，部分职业供求矛盾突出，2015年度全省人力资源市场需求人数大于求职人数的前5个职业分别是裁剪缝纫工、营销人员、普通操作工、电气电子设备装配工、生产工人，缺口数分别为2.7、2.6、2.5、2.1和1.6万人，求人倍率分别为1.73、1.87、1.85、1.96和1.79；求职人数大于需求人数的前5个职业分别是机动车驾驶员、财务人员、行政业务人员、社会服务人员、治安保卫人员，分别多出1.7、1.5、1.3、1.3和1.3万人，求人倍率分别为0.48、0.52、0.56、0.48和0.48。
2.城市化进程和第三产业发展滞后
一方面，安徽省第三产业整体水平偏低，产业结构升级进程缓慢。近年来安徽省产业结构得到了一定的调整优化，2015年三次产业结构由上年的11.5∶53.1∶35.4调整为11.2∶51.5∶37.3，第一产业明显下降第二产业和第三产业比重不断提高，但从第三产业行业细分可以发现拉对经济增长的主要行业仍然是批发零售、贸易和餐饮业，由此可以说明安徽省第三产业仍处于一个相对较低的发展水平。整体而言，第三产业虽然占较大比重，但产出弹性不大，对经济增长的拉动效益甚微。
另一方面，城市是第三产业发展的前提和基础，城市规模和发展水平直接影响第三产业的发展，安徽作为农业大省，城市化水平相对较低，区域中心城市的集聚度低且功能小，难以形成辐射范围广、集聚能力强的大型区域中心城市，这对第三产业尤其是资本密集型行业的规模经济效应的发展产生了巨大的阻碍作用。
3.投资结构的影响
长期以来，安徽一直呈现出重工业增速明显快于轻工业的扩张期的特征，形成与我省比较优势不符的态势，近年来增速差距有所缩小，但基本格局仍没有根本改变。2015年安徽省固定资产投资较快增长，全年固定资产投资23965.6亿元，增长12.7%，增幅比全国高2.7个百分点。分产业看，第一产业投资763.3亿元，增长40.8%；第二产业投资10699.4亿元，增长13.6%；第三产业投资12502.9亿元，仅增长了10.7%。但从就业人数来看，相比较第一产业1396.2万人，减少了19.1万人；第二产业1232.1万人，增加了21万人；第三产业1713.8万人，却增加了29.2万人。随着经济的发展和技术的基本，资本对劳动的替代作用日益明显，在当前的投资结构影响下，就业形势将更加严峻。
4.企业有效利用率低
根据企业用工调查，2016年上半年用工增加的企业占16.9%，环比下降0.9个百分点；持平的占62.9%，下降4.8个百分点；减少的占21.1%，上升5.7个百分点。经济体制改革和以技术进步作为主要动力的经济增长方式，使安徽省人均资源不足、居民消费率低下与劳动力总体素质不高，总量相对过剩的矛盾凸显出来，使传统经济体制下严重存在的隐性失业逐渐转化为显性失业。在大量无效就业人员存在下，企业通过提高无效就业人员的利用率，而不必增加雇用人员，就可以提高产量，因此失业不因产量增加而减少。
六、促进安徽省就业增长的政策建议
展望2017年，影响和制约就业的因素主要有：内外经济存在下行压力，部分企业对生产形势不够乐观，裁员频繁，或急于消解成本压力被动裁员；传统产业企业加快改革重组、淘汰落后产能、部分行业持续低迷及产能过剩将造成结构性失业和转型性失业；技术人才供求失衡导致就业结构性矛盾加剧等。针对存在的问题，政府应通过以下几个方面激励和引导有利于扩大就业的经济投入、产业调整和企业发展，努力实现扩大就业与经济增长的良性互动。
第一，大力实施就业优先战略。建立公共投资和重大项目建设带动就业评估机制，同等条件下对创造就业岗位多、岗位质量好的项目优先安排。
第二，通过产业转型升级拓展就业空间。第三产业具有吸纳就业能力强的特点，应把第三产业作为扩大就业主要途径。大力发展电子商务、服务外包、设计服务等生产业，支持发展旅游休闲、健康养老、家庭服务等生活业，不断打造新的就业增长点。培育电子信息、节能环保、新能源等战略性新兴产业，发展技术转移转化、科技金融、认证认可等科技服务业，创造更多高质量就业岗位。加快新一代信息技术与制造业深度融合，继续挖掘第二产业就业潜力。加快转变农业发展方式，培养新型职业农民，鼓励有文化、有技术、有资金的各类城乡劳动者到农村就业创业。
第三，充分发挥中小企业就业主渠道作用。中小企业已经成为繁荣经济、增加就业、推动创新和改善民生的重要动力源泉。在安徽，这一动力更加突出。与2002年相比，安徽的中小企业无论在数量上，抑或增加值方面，均实现了数倍的增长。目前，中小企业已经成为拉动安徽经济增长的“主力军”。据统计显示，2015年安徽省中小企业达到50.6万户，是2002年的4.3倍，占全省企业总数的98.3%。资产总额占60%，就业人数占80%以上，以同样产值计算，中小企业吸纳劳动容量是大型企业近两倍。
第四，提高待就业人员的综合素质。一方面，引导劳动者树立正确的劳动就业观念。另一方面，密切关注人力资源市场的的发展变化，适时调整培训专业结构，不断更新培训内容，规范培训专业设置，努力缓解劳动力供求的结构性矛盾。
第五，积极推进大众创业。一方面，营造宽松便捷的准入环境，大力培育创业创新公共平台，支持社会力量发展创客空间、创业咖啡、创新工场等新型孵化机构，促进创新创意和市场需求、社会资本有效对接。另一方面，大力扶持网络创业，积极发展“互联网+”和电子商务，推动电子商务与制造业、服务业深度融合，催生新兴业态。同时完善创业投融资机制，运用财税政策和市场机制，引导社会资金和金融资本支持创业活动，壮大创业投资规模。
参考文献：
经济增长的第一动力范文3
【关键词】全要素生产效率 动态效率 调整弹性
一、引言
自改革开放以来，中国经济增长的高速度几乎是不容置疑的。以GDP的增长率衡量，我国改革开放以来其年均增长速度几乎保持在两位数以上，可谓创造了经济奇迹。然而从效率角度分析，努力的空间还十分巨大。单从能源利用效率来看，作为占全球总人口1/5的中国，2004年GDP只占全球GDP的4%，但单位产值能耗是发达国家的3至4倍，主要产品能耗比国外平均高出40%。其中，原油消耗了全球的8%、电力消耗了10%、铝19%、铜20%、煤炭31%、钢材30%。我国单位GDP的能耗是日本的7倍、美国的6倍，甚至是印度的2.8倍。这些数据意味着改革开放20多年来，虽然中国经济总量一直以接近于两位数的速度增长，但经济质量和效益却不尽人意，我们这些年费尽心机取得的高速增长实际上是付出了极大能耗成本和承担了极大技术安全风险的。如果再加上环境污染和生态破坏所造成的损失，则中国经济增长的效率更低。
依据增长经济学的一般原理，经济增长的原动力不外乎资源投入数量的增加和资源使用效率的提高。前者是指资本、自然资源和劳动力等生产要素在数量上的增加；后者一般用全要素生产效率来衡量，以扣除各种生产要素贡献之后的余项表示。显然，中国经济增长的高速与高效率是两回事，如果全要素生产效率不高，哪怕增长率再高，经济增长也不能说是高效率的。但全要素生产率也是一个十分宽泛的概念，其中不仅包括技术知识的进步，还包括资源配置、规模经济等要素投入所没有包括的内容。这样，即使中国经济具有较高的全要素生产效率，也不能说明中国具有较高的纯技术意义上的知识进展。对于以渐进主义为转轨政策的中国宏观经济而言，增量改革或鼓励新兴工业部门的横向进入，可能会改善部门间的资源配置效率，由此可能成为全要素生产率提高的重要原因。因此，考察中国转轨过程中经济增长的原动力，要素结构的优化配置效率不容忽视。
值得注意的是，从均衡增长路径的动态角度考虑，按照索洛经济增长模型，如果两国经济具有相同的要素生产率增长率，则无论初始点如何，人均产出增长率相同，且与要素生产率增长率一致。然而，对于两个具有完全相同的人口增长率、技术进步和资本折旧率的国家而言，如果储蓄率不同，那么均衡增长路径上单位有效劳动的消费水平也会不同。在均衡增长路径上，有一个使得家庭总效用最大的储蓄率和资本存量的黄金率水平，在该水平上，经济处于动态效率最佳的增长轨道。而中国的储蓄率恰恰是非常高的，这使得中国的投资水平很高，而消费需求不足。由此，中国的经济增长主要由投资增长推动，消费需求的贡献相对较少。
二、中国经济增长率的分解
假设生产函数的一般形式为：
Y（t）=A（t）F［X1（t），X2（t）…Xn（t）］。
其中：［X1（t），X2（t）…Xn（t）］为各种生产要素在t时刻的存量向量；A（t）表示除要素数量以外的影响产出增长的因素，即全要素生产效率。关于A（t），戴维・罗默（2001）认为，它可以解释为劳动与资本之外的影响产出的其他因素的杂物袋，其他可能的解释是劳动力的教育与技能、产权的力量、基础设施的力量、对企业家精神与工作的文化态度等。丹尼森认为，全要素生产效率取决于资源配置状况、规模经济和知识进展。对中国当前的转型经济而言，由于制度变革导致了资源的重新配置，因而资源配置效率是中国全要素生产效率中必须考察的重要内容。为了方便分析，我们假设该生产函数采取柯布―道格拉斯生产函数的形式，故可以通过分析柯布―道格拉斯生产函数来分析资源配置效率。
中国经济的转型过程既是经济体制的改革过程，也是经济结构的调整过程，这一过程主要是以新兴产业为突破口，通过新增资源的合理配置，使k1，k2之间及其内部达到最优比例。不过，资源配置效率的改进对经济增长的贡献会随着市场化程度的提高而趋于下降，也就是说，资源从低收益部门向高收益部门的转移所推动的增长在很大程度上是“一次性的”。
库兹涅茨认为，发达国家的增长过程实际上也是经济结构的转变过程。从部门来看，资源先是从农业活动转向非农业活动，后又从工业活动转移到服务行业。从生产单位的平均规模来看，是从家庭或独资企业发展到全国性，甚至跨国性的大公司。从劳动力在农业和非农业生产部门的配置来看，发达国家增长时期的总体增长率和生产结构的转变速度都比它们在现代化以前高得多。而在经济结构优化后的现代化时期，经济增长率则相对低得多。考虑到作为全生产要素生产率内容之一的资源配置效率的“一次性”特性，在中国经济结构改革潜力释放后，要保持中国经济今后的高速增长，就必须快速提升中国知识进展的速度，否则就只能依赖于资本的积累，走外延式的增长道路，而这条道路将会受到资源与环境的严重制约。
从（1）式和（2）式可以得出，在支付给资本的收入份额?琢k一定的条件下，人均产出增长率在短期内是由两种因素推动的：资本―产出比率的增长率或资本―劳动比率的增长率；全要素生产效率增长率。
张军（2002，2003）考察了改革开放以来中国经济的资本―产出比率，发现中国年平均增长率为-0.89%。但在不同时期，资本―产出比率的增长情况是不一样的：大概在1994年以后，资本―产出比率开始出现显著而持续的上升趋势，其中在1995-1998年以后，资本―产出比率为1.92%。相比之下，1979-1998年间全生产要素的增长率为2.81%，到1992年以后出现明显的递减趋势。同时，改革开放以来中国的实际资本―劳动比率一直在稳定上升，而且越到后期上升速度越快。这些数据说明，在1994年以前的改革期间，中国的全要素生产效率具有高增长率，这显然与资源配置效率的提高有关，否则1994年以后，随着资源配置结构调整的逐步到位，全要素生产效率的增长减缓就无法解释。但是，当全要素生产效率减缓以后，中国的GDP增长率却并没有明显地下降，这更明显意味着投资推动是中国经济增长的第一动力。
根据索洛模型，在长期均衡增长轨道上，资本―产出比率的增长率将趋于零，人均产出增长率将仅由全要素生产率的增长率决定。这意味着以资本积累的快速扩张来推动人均产出的增长是不能长期起作用的。Young（1994）的一些实证分析也支持了这一结论。这意味着，中国目前的经济增长已进入了一个转折时期，如果不能增加知识进展的推动作用、提高全要素生产效率，由资本积累所推动的增长迟早会走到尽头。
三、中国经济增长的动态无效率
经济的动态无效意味着经济运行过程中资本积累过度。正如第二部分所分析的，这是资本―劳动比率不断快速上升的直接结果。资本积累过度所对应的动态无效本身是一个相对的经济学概念：一是指总资本存量与有效劳动之比的值过高；二是指单位有效劳动的资本存量积累到它的边际生产率与折旧之差相对小于经济增长率时的状态。图1显示的k?鄢点处于动态无效区域，在A点的切线斜率小于持平投资线斜率n+g+?啄。中国的资本―劳动比率在20世纪90年代中期加速上升到k?鄢后所导致的资本边际产出率的迅速下降是造成我国经济动态无效的主要原因。
另一方面，经济的动态无效，同时也意味着经济运行中储蓄过度。如图1，S所对应的投资线曲线Sf（k）表示储蓄过度，如果储蓄率降低到SGR，则此时的SGR和对应的资本存量 都分别达到黄金率水平。所以从理论上说，要摆脱经济动态无效的困境，可以通过降低储蓄率，当然也可以将要素生产率的增长率由g提高到gGR的方法解决。事实上，高储蓄率的确是中国宏观经济中的一个明显特征。从20世纪80年代至今，中国年平均储蓄率高达40%左右，而且有不断增加的趋势。即便是被世界公认为高储蓄率国家的日本，根据OECD国民核算年鉴，20世纪80年代净国民储蓄率也只有20.8%，比中国低近20个百分点。尽管高储蓄率所带来的高投资率为中国的经济高增长奠定了基础，但在均衡增长的路径上，高储蓄率的增长只有产出水平效应，且对产出仅有中度的影响，不会长期影响产出。更为严重的是，高储蓄率为资本的快速积累进而使经济步入动态无效区域创造了条件。
四、中国经济增长的调整弹性
与动态无效率有关的另一个问题是经济增长的调整弹性。一个弹性较好的经济必定具有灵活的经济结构，可以根据外界条件的变化而改变自己的运作方式，以获得最佳的经济效率。换言之，一个弹性较好的经济是可以适应外界情况变化、在变动中寻求发展的经济。反过来，一个弹性较差的经济则意味着当外界条件发生变化时，增长将相应地受到影响。为了更好地说明这一问题，我们作如下定义：E=G/S。
在上式中，E代表一个经济对外界的反应弹性，G代表经济增长率在外界条件变化后相应变化的程度，S代表外部冲击的程度。从这个公式可以看出，对于S的单位变化，G的反应越大，则弹性系数越大，反之，G的反应越小，则弹性系数越小。由此推论，对于一个结构灵活的经济来说，S的变化一定会引起G的较小变化，因为这种经济消化冲击的能力较强，故弹性系数较小；反之，对于一个结构僵硬的经济来说，S的变化一定会引起G的较大变化，因为它消化外部冲击的能力较弱，故弹性系数较大。
用这种方法来分析中国的经济增长可以发现，中国经济的弹性系数是较大的。也就是说，在面对外部冲击时调整起来是困难的。由于中国经济增长在20世纪90年代以后越来越倚重于资本的快速积累，这就使得资本积累的变动对增长率有着巨大的影响，投资一旦减少，增长率就将迅速下降。由于中国的整个增长方式偏向于粗放型，即实际上是各种投入的增长造就了中国GNP高速增长的奇迹，因此，一旦投入的供应出现问题，增长也就终结了，而资源的稀缺性意味着这一天迟早会到来。
另一方面，回顾改革开放以来的中国经济的增长历程，中国对外部市场和资源的依赖程度越来越高，外贸增长在很大程度上表现为整个经济增长的“发动机”，同时各种资源的进口量越来越大。这意味着中国越来越处于外部冲击的威胁之下，一旦这些外部因素发生变化，中国的经济增长将随即受到影响。这也就是说中国经济增长的反应弹性系数是很大的。在反应弹性很大的情况下，经济调整起来，往往是痛苦而困难的。最近几年，虽然石油价格大幅上升和铁矿石价格成倍上涨，但我们却无法减少对它们的需求，反而不断增加需求；而许多出口商品的价格下降，但我们却无法减少出口，都是明显的例子。
五、若干政策含义
我国经济转型时期GDP的高增长率可能并不代表中国经济的高效率。一方面，从全要素生产效率的角度考虑，全要素生产效率相当程度上表现为结构调整的资源配置效率的贡献，纯技术性的知识增进表现并不显著。20世纪90年代中期资源配置效率的能量释放后，为了推动中国持续增长，投资推动带来了资本的迅速积累，并造成了人均资本存量的积累过度。另一方面，从长期均衡的动态角度考虑，正是由于以高储蓄率为条件的资本迅速积累导致了中国经济处于动态无效区域，并使经济在面对外部冲击时缺乏调整弹性。因此，中国经济存在着帕累托改进的余地。据此，应从以下几个方面采取措施。
1、加强自主创新，大力提升中国技术进步速度。一是加大教育、科技等知识部门的投入，提高人力资本的素质，加快科技转化为生产力的步伐；二是充分发挥后发优势，模仿和引进国外先进技术和管理经验。因为技术进步对我国经济增长有双重效应，不仅可以推动经济的持续高增长，并使经济转入集约型增长方式；而且也可以改变均衡时的资本过度积累的状况，调整经济的均衡增长轨道，使经济处于动态有效状态。
2、降低储蓄率，以改善资本的过度积累状况。尽管一国储蓄率与该国的文化观念相关，具有一定的稳定性，但也可以通过适当的政策措施和制度改革进行调整。一是完善社会保障体系，增强人们对未来的稳定预期，以减少人们的谨慎性储蓄；二是发展和完善消费信贷市场，培育新的消费热点，转变人们的消费观念，以增加现期消费，由此激发内需，减少对国外市场的依赖，从而尽量避免国外冲击对国内增长的不利影响。
3、大力推动循环经济的发展，加快增长方式的转变。以减少经济增长对资本投入的依赖，提升生产的技术含量，促进经济结构灵活化，达到降低调整弹性系数的目的。
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[7] R.Solow：Technical Progress,Capital Formation, and Economic Growth[J].American EconomicReview，1962 （52）.
经济增长的第一动力范文4
一、文献综述与理论预期
（一）文献综述
在目前研究区域金融与区域经济增长关系的文献中，研究者都是以中国某一区域或某一省份为例来研究区域金融与区域经济增长的关系。在分析框架中，研究者普遍都采用了金融相关率这一指标来衡量区域金融发展状况，但是各研究者并不只是采用金融相关率作为唯一的指标，毕竟金融发展是一个立体化的概念，因此需要从不同侧面去观测金融发展状况，因此也就需要设计不同的衡量指标。例如卢宁（2009）采用了金融规模指标和金融效率指标来衡量金融发展水平，而张萍、陈福中（2009）采用了股票市场发展程度、保险市场发展程度来衡量金融发展水平，另外杜莉、王宏来（2009）采用非政府投资占总投资的比重、贷存比来衡量金融发展。在结论上，研究者普遍得出了金融发展对经济增长存在正相关关系的结论，即区域金融与区域经济是相互促进的。总体来看，目前研究区域金融与区域经济增长的文献可以两大类，一类是定性分析即不采用实证模型进行分析，代表者有刘宁、申锦（2009）等，另一类则采用实证模型进行分析，代表者有杜莉、王宏来（2009）等。
在第一类中，刘宁、申锦（2009）分析了贵州经济增长与金融成长的耦合性，将金融发展分解为金融增长和金融发展效率，对金融增长的衡量指标是M2/GDP，对金融发展效率的衡量指标是存款和贷款之比。通过分析其得出的结果是：贵州的金融相关率低于全国水平；贵州的M2/GDP自进入新世纪以来一直高于全国水平；贵州的金融中介效率在时间和空间上与经济增长趋势和经济发展程度相背离。对于第一个结果，作者的解释是由中国金融发展的二元特性决定的，即中国金融发展在东部和中西部呈现二元发展的特性导致了贵州的金融发展水平低于全国水平。但是二元发展特性只是中国金融发展在地域上一种分布状态，只是一种现象，而非根本原因，即导致贵州金融发展低于全国水平另有其根本原因。对于第二个结果，作者从经济的信用化和国有银行信用垄断两方面来解释。但是经济的信用化和国有银行信用垄断只是M2/GDP上升的一般性原因，而并不能成为贵州的M2/GDP高于全国水平的特殊性原因。在与刘宁、申锦（2009）同样采用了金融相关度指标来衡量金融发展之外，涂人猛（2009）还采用了金融机构、保险密度、保险深度来衡量区域金融实力，同时采用上市公司总市值与GDP之比来衡量区域直接融资水平。在这些指标下，作者分析了湖北省金融发展与经济增长的关系。但是，作者只是罗列了一系列衡量指标，而并未就这些指标赋予具体数据进行分析。
在第二类中，杜莉、王宏来（2009）以吉林省1985-2007年的相关时间序列数据为样本，利用协整检验和格兰杰因果检验分析了吉林省金融业对经济增长的贡献。与其他研究者大都选择金融相关率来衡量金融发展不同，作者选择了贷存比和非政府投资占投资总额比率作为金融体系效率的指标。在结论中，贷存比和非政府投资占比都与经济增长存在正相关关系。而这一结论为作者提高贷存比的政策建议提供了依据。但是，不可忽视的是盲目地提高贷存比有可能导致银行不良资产的增加，而不良资产又会危及到金融的稳定。因此，与提高贷存比相比，完善金融市场结构、增强金融自生能力似乎更为重要和更具有可行性。与杜莉、王宏来（2009）采用时间序列模型不同，卢宁（2009）采用了向量自回归模型来分析欠发达地区的金融发展与经济增长。其用金融机构贷款/名义GDP构建金融规模指标，同时用全部金融机构存款与贷款之比来构建金融效率指标，而经济增长则用全要素生产率来表示。其得出的结论是金融发展和区域经济增长具有正相关关系。其对这一结论的解释是金融效率和金融规模通过对资本投入、劳动投入和全要素生产率三个渠道的影响，进而影响到区域经济总量的增长。张萍、陈福中（2009）同样采用了时间序列模型来分析金融发展与经济增长。与杜莉、王宏来（2009）不同的是，其用来衡量金融发展的指标是金融相关率、金融效率、股票市场发展程度、保险市场发展程度。其通过对江苏省的数据进行实证检验得出的结论是，金融相关率、股票市场发展程度与经济增长呈正相关关系，而金融效率化、保险市场发展程度则与经济增长呈负相关关系。对于前一个结果，金融发展与经济增长呈正相关关系符合一般的理论假设，而对于后一个结果，以金融效率和保险市场发展程度衡量的金融发展与经济增长呈负相关关系，这与一般的理论假设出现相悖，作者对这一相悖的解释是低效率的国有企业大量退出市场对经济产生了负向冲击，由此形成金融效率化与经济增长负相关的局面，而保险市场发展则由于提高了生产投资者的成本而对经济增长形成负向作用。
在第二类中，与大多数研究采用实证模型来检验金融发展与经济增长的关系不同，张云（2009）则利用了动态均衡来分析区域金融发展水平与经济发展之间的关系。在动态均衡分析中，其分两种情况来探讨金融发展与经济增长的关系。第一种情况是金融过度，其分析得出在金融过度情况下，经济发展与金融发展都会受损。第二种情况是金融不足，其分析得出在金融不足的情况下，通过经济发展因素的作用，可以提高金融发展水平并相互促进。其还将这一动态均衡应用于对中国区域金融的分析，认为在我国东部地区，金融发展与经济发展相互促进，而在中部西部地区则相反。周丽华（2009）用多元线性回归模型检验了西部地区金融发展对经济发展的支持作用。其对金融发展的衡量指标是储蓄、储蓄与投资的转化、投资率、投资效率。其得出的结论是西部地区金融发展对经济增长有着显著的正向促进作用，同时西部地区金融发展的滞后也对经济增长形成了制约。
从以上的研究可以看出，目前对区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析要么采用多元线性回归模型，要么采用时间序列模型，还没有研究者采用面板数据来分析中国某一区域的金融发展与经济增长的关系。虽然周丽华（2009）对西部地区金融发展与经济增长的关系进行了研究，但是其采用的是多元线性回归模型。本文着眼于对欠发达地区金融发展与经济增长的关系分析，采用了西部九省1990-2012的面板数据，以此来检验金融发展和经济增长的关系在欠发达地区的不同表现形态。
（二）理论预期
区域金融发展以其能促进区域内储蓄和投资的增长，并能优化区域内及不同经济区之间资金配置结构和提高投资收益而对经济产生推动作用，此即为金融发展的经济增长效应。若将金融发展的经济增长效应进行分解，则可以分解为这几个方面。一方面，区域金融发展能提高储蓄率及储蓄向投资转化的比率，从而促进区域经济增长。另一方面，区域金融发展能提高资本使用效率。区域经济增长要求储蓄资源的优化配置及投资结构。金融体系将分散的资金市场融为一体，使资金在整个社会实现重组和分配。同时，金融体系利用自身信息优势和监督优势，将资金引导到预期收益好、发展潜力大的区域、行业，提高资金使用效率。在资本总量不变的条件下，资本使用率的提高促使经济增长速度加快和经济总量迅速扩大。此外，区域金融发展水平影响着区域经济结构的调整和产业结构的优化，从而影响经济增长。区域经济结构调整及优化的重要内容之一就是资本在不同产业的流动的和在配置，而金融的快速发展为产业的优化提供资金和资本支持，为产业结构调整创造良好的资本环境，从而促进经济增长。
二、模型设定与数据说明
（一）模型设定
面板数据模型有混合模型、固定效应模型、随机效应模型三种。根据前面的理论预期以及后面实证检验过程中的F检验、Hausman检验、B-P检验，以及对三种面板数据模型估计结果的比较，本文最终选取了随机效应模型来检验西部地区金融发展与经济增长的关系。本文选取的随机效应模型的表达式如下：
GDPit=αi+β1JRFit+β2GDZit+β3CYRit+μit
i=广西，四川，贵州，云南，西藏，甘肃，青海，宁夏，新疆；
t=1990，1991，∧，2012。
其中，GDPit表示经济增长，JRFit表示金融发展，GDZit表示投资，CYRit表示劳动力。
（二）数据与变量说明
考虑到数据的可获得性以及整理难度，本文选取1990-2012年我国西部九省（广西、四川、贵州、云南、西藏、甘肃、青海、宁夏、新疆）的数据作为样本数据。数据均来源于中国经济与社会发展统计数据库。
1、GDPit是因变量，表示经济增长。本文采用西部九省（广西、四川、贵州、云南、西藏、甘肃、青海、宁夏、新疆）在1990-2012年的GDP值来衡量经济增长。GDP值的单位为亿元，数据来源于中国经济与社会发展统计数据库西部九省的国内生产总值。
2、JRFit表示金融发展。国际上通常采用戈氏和麦氏两种指标来衡量金融发展水平。戈德史密斯提出用金融相关比率来衡量一国金融发展水平，金融相关比率等于金融资产总量与GDP之比。本文引入金融相关比率来衡量金融发展。由于中国缺乏各地金融资产的统计数据，无法直接使用戈氏指标。因为银行存款是主要的金融资产，而储蓄存款又在银行存款中占有重要比例，且中国各地区城乡居民储蓄存款的数据较易获得，因此本文用西部九省在1990―2012年的城乡居民储蓄存款额与GDP之比来计算金融相关比率，从而衡量金融发展。西部九省的城乡居民储蓄存款数据来源于中国经济与社会发展统计数据库。
3、GDZit是控制变量，表示投资。投资是最主要的生产要素之一，对经济增长有着重要的影响。本文采用西部九省在1990-2012年的固定资产投资额来衡量投资。数据来源于中国经济与社会发展统计数据库西部九省的全社会固定资产投资总额，单位为亿元。
4、CYRit也是控制变量，表示劳动力。劳动力也是最主要的生产要素之一，对经济增长也有着重要的影响。本文采用西部九省在1990-2012年的从业人员数来衡量劳动力。数据来源于中国经济与社会发展统计数据库西部九省的从业人员，单位为万人。
本文中各变量的描述性统计见表1。
三、实证检验
（一）面板数据模型估计的结果
1、三种面板数据模型的估计结果。本文用Sstata9.0对JRF、GDZ、CYR对GDP的影响在三种面板数据模型下进行了回归分析，回归结果如表2所示。
2、固定效应显著性检验（F检验）。F统计量检验旨在确定应该建立混合回归模型，还是固定效应回归模型。由表二中的F检验结果可知，F（8， 159） = 21.30， Prob>F = 0.0000。因此，在1%的水平拒绝原假设，建立固定效应模型比较合理。
3、Hausman检验。Hausman检验旨在确定应该建立随机效应回归模型还是固定效应模型。从表2中的Hausman检验结果可以看出，chi2（2） =61.67，Prob>chi2 = 0.0000，因此在1%的显著性水平拒绝原假设。但是到底是建立随机效应模型还是建立固定效应模型还要参考后面的B-P检验，同时对三种模型的回归结果进行比较来最终确定。
4、B-P检验。B-P检验是用来检验模型是否存在随机效应。从表2中可知，B-P检验的结果为：chi2（1） =82.80，Prob > chi2 = 0.0000，在1%的显著性水平拒绝原假设，即模型存在随机效应。
通过一系列检验，发现模型存在随机效应，同时在比较三种模型的回归结果时发现，在最小二乘估计模型和随机效应模型中，劳动力的估计系数都是正的，而在固定效应模型中劳动力的估计系数是负的，而根据一般经济理论，劳动力与经济增长应该存在正相关关系，因此最小二乘估计模型和随机效应模型对劳动力的估计系数比较可信。因此，在模型存在随机效应，同时对劳动力的估计系数比较可信的情况下，本文最终确定采用随机效应模型来检验西部地区金融发展与经济增长的关系，而实证检验的结果反映在表2中。
（二）对实证检验结果的解释
通过一系列的检验，本文最终确定用随机效应模型来检验西部地区金融发展与经济增长的关系。随机效应的估计结果列在表2中。从结果中可以看出组内R2、组间R2、总体R2都很高，表明方程的拟合优度较高。金融发展的回归系数为正，并且在1%的显著性水平通过了T检验，表明金融发展对经济增长存在显著的正向影响。投资的回归系数也为正，并且在1%的的显著性水平上通过了T检验，表明投资对经济增长存在显著的正向影响。劳动力的回归系数也为正，并且在1%的显著性水平通过了T检验，表明劳动力对经济增长存在显著的正向影响。对于以上的实证检验结果，本文的解释如下。
对于西部地区金融发展对经济增长存在显著的正向影响，前面的理论预期已经有所预期。一方面，西部地区金融发展通过提高西部地区资金使用效率，从而在资本总量不变的条件下，使西部地区经济增长速度加快以及经济总量迅速扩大。另一方面，西部地区金融发展还通过影响西部地区经济结构调整和产业结构优化来给西部地区经济增长提供动力。经济结构的调整和产业结构的优化对西部地区的经济发展有着重要意义。在东部地区率先推进经济结构调整和优化产业结构并实现经济持续增长后，西部地区面临着中国经济二元特性的压力，在二元特性中，经济发达地区的经济发展的良性循环和经济欠发达地区经济发展的恶性循环的并存使西部地区在谋求经济发展、摆脱恶性循环中必须在常规路径之外另辟蹊径。而金融发展作为一条独特的路径被引入到西部经济发展的策略中便有了重要意义。因此，在西部地区金融发展对经济增长有着正向影响作用的实证检验结果的情况下，探索西部地区金融发展与经济增长的耦合方式就有了实际意义。
经济增长的第一动力范文5
每到岁末，人们最关注的宏观经济问题之一就是明年的经济增长率目标是多少。在告别了多年8%的目标之后，最近几年的经济增长目标已经进入“7时代”，但是业界对于具体目标的预测和看法却存在分歧。对于2013年的经济增长率目标，有两个取向，一是7.5%，二是7%。这0.5%的差异看似不大，实际上却有不同的深意。
回顾与预测
2012年的中国宏观经济有两个主题：一是从经济增长短周期角度看，处在下行通道中；二是从中长期潜在增长率角度看，也处于下行阶段。具体来说，投资方面，企业经历了去库存的阶段。在此过程中，企业的投资水平降低，导致实体经济中的需求减少。另外，房地产调控导致房价下跌，房地产交易和投资下滑很快。出口方面，今年制定的10%的出口目标很难实现，净出口对经济增长率的贡献为负值。预计2012年的GDP增长率仅有7.6%左右。
不过，过去几个月中国经济开始企稳回升，主要原因有三点。首先，5月份以来，财政政策和货币政策两方面都出台了一系列稳增长措施。经过一至三个季度之后，这些措施对经济的拉动作用越来越明显。最明显的是在投资方面，基建投资，尤其是铁路、地铁方面的投资增速非常快。其次，三季度以来房地产市场慢慢出现探底回稳迹象，房价也有温和的回升。第三，企业库存量开始回升，实体经济最终需求反弹。
总结2012年中国经济政策，有一些失误，也有很大的改进。失误在于年初对经济形势的判断过于乐观，政策放松有些滞后。但是5月份之后，稳增长措施的出台还是比较值得称赞的。
预判明年的经济增长率是8%。从短期经济形势来看，明年一季度中国经济面临的风险相对大一些。从外部环境看，明年的国际经济将呈现前低后高的态势，而且一季度将出现像美国“财政悬崖”以及欧元区的一些问题，短期风险更大。
2013年的中国经济同样也是有两个主题。从周期性的角度来看，中国经济处于周期性恢复的过程，所以对明年的整体判断是持续温和回升的走势，但是和2009年V型反弹有本质性的区别。
2013年的消费、投资、出口和今年整体形势相差不会太多，增长比较平稳。出口行业与全球经济关联度非常大。根据摩根大通的预测，明年全球经济的增长率与今年相当，发达国家整体经济增长率比今年还略低一些。但是发达国家的经济增长趋势和中国有所不同，今年是逐步下行，明年正好相反，一季度最差，之后会慢慢好起来，所以对明年中国的出口提供了比较温和的支持。明年的出口形势会比今年好一些，预计增长13%。但是净出口对GDP增长率的贡献和今年差不多，可能还会拖经济增长率的后腿。
预计投资对GDP的贡献率将上升。摩根大通判断明年投资增速是21.5%，比今年的21.1%略高，如果考虑到明年的通胀水平同样比今年略高，实际增速应该差不多。投资应该是维持一个比较稳定的增长，而不会出现明显的反弹。
投资中分量最重的有三：第一是制造业投资，占35%左右；第二是房地产投资，25%左右；第三是基建投资，约占20%。对明年的预测，制造业投资增速和今年差不多。房地产投资预计还会持续下滑，具体来说，商品房投资会上升，但是保障房的投资增速会大幅度下滑。过去两年保障房的目标分别为1000万套、700万套，明年可能是600万套，逐渐减少，降低了房地产整体投资的增速。基建投资将是明年经济的一个亮点，今年三季度之后基建投资增速大幅上升，明年还会维持在比较高的水平。
消费方面，预计明年还会实现稳定的增长，最主要的动力来自于工资的增长。劳动力收入占GDP的比重最近几年一直呈上升态势，但消费对GDP增长贡献率的上升是个缓慢的过程，估计明年消费对经济的拉动作用和今年差不多。
对于明年的宏观经济政策，中央经济工作会议已作出指示，从文字表述上仍然是积极的财政政策和稳健的货币政策。不过，积极的财政政策在中国意味着适度宽松，中国不存在特别积极、特别宽松的财政政策。稳健的货币政策的意思是比较中性的货币政策。具体来说，预计明年的利率政策不会有明显变化，央行会更多关注流动性管理。就目前的情况看，存款准备金率明年上半年有两次下调空间，一季度一次，二季度一次。预计明年货币供应量增长幅度还是14%，与今年持平。汇率方面，最近几个月，央行对市场的干预明显减少，这可能是改革汇率机制的主要部分。预计人民币明年还有一定升值空间，将会持续今年双向波动的态势，不会呈单向线性的升值趋势。
投资风险与结构转型
尽管业界对于明年经济增长率的预测都在8%左右，但是中央政府会将经济增长目标定为7%或7.5%。据判断，7%的可能性大一些，也更稳妥。明年中国经济面临的最大的内部风险，是政策风险，主要体现在投资方面，就是投资冲动会不会重现？这其中涉及到中央和地方的博弈。如果定为7.5%，容易给市场或者是地方政府造成仍然比较强调经济增速的印象。而定为7%的话，相对来说，会给地方一个更明显的信号：可以容忍经济增速稍微慢一点，但是对经济增长的质量要求会更高。因此，从这个角度分析，将明年经济增速目标降为7%，对于经济结构调整会是一个更积极的信号。
从拉动经济增长的“三驾马车”——消费、投资、出口来看，投资的不确定性是最大的。比如2008年、2009年的“四万亿”经济刺激计划最终变成了“十万亿”。 2012年的稳增长措施和2008年、2009年相比有明显的不同。首先，这次力度要小很多，没有重复以前的“四万亿”计划。今年中央政府将问题看得比较清楚，一直坚持“稳增长”是适度的稳增长，而不是一定要把经济刺激上去。其次，从政策组合来看，“四万亿”虽然是财政刺激政策，但是却一直采取了银行信贷刺激手段。而今年的政策组合中，最明显的是增加了财政预算，所以更多是来自于财政的刺激，银行信贷今年下半年虽然有所放松，但是步伐控制得不错。
按照经验，正式换届以后中国往往出现较大的投资反弹。过去的五年规划里，基本上在第三年的投资增速明显要高于往年。明年是否会出现同样的现象，取决于中国政府的智慧和决心。地方政府的投资冲动很高，对中央的政策会有很大的压力，双方存在博弈。
似乎是“四万亿”留下了过多的阴影，现在人们对于投资有些“谈虎色变”。经济结构转型的一个重点是，从过度依赖投资到依赖消费为主。2009年，投资对GDP增长率的贡献超过70%，世界上任何一个国家都很难找到这样的例子。2010年之后，投资对GDP增长率的贡献一直在慢慢下降。根据国家统计局公布的数据，今年前三季度，消费对GDP增长率的贡献是55%，投资是50%，消费超过投资成为经济增长的第一动力。
过去20年，消费占GDP的比重一直在下降，主要是因为居民个人消费下降趋势非常明显。20年前居民个人消费占GDP的比重是50%，现在是35%36%。而公共部门的消费是稳定的，一直都是15%左右。因此，消费占比下降是指居民消费。今年出台了很多鼓励消费的措施，更多着眼于居民消费，提高收入增长、缩小收入差距、加强社会保障体系，从这个角度来说政策是对的。
但是，我对“以消费为主”这种提法有一些保留意见。我认为，让消费和投资更加平衡地发展，比较契合中国未来三到五年的情况。过度投资主要是指投资的增速，2009年增速太快，这并不代表中国现在的投资存量太高。国际货币基金组织也很担心中国的过度投资，不过他们也做了另一项关于资本存量的研究：中国人均资本存量仅相当于美国和日本的12%，过去10年中国在快速追赶，未来几年追赶速度会放缓，但是并不意味着投资需求不增加。
北京、上海以及其他很多省市的地铁等基建投资增长很快，城镇化仍在加快推进，加上三、四线城市和中西部开发，基础设施的投资需求仍然很大。除此之外，在产业升级、创新行业投资方面也有很大的需求。因此，中国未来的经济增长模式并不意味着投资引擎的熄火，而应该是更好地保持投资和消费之间有效的平衡。投资方面最关键的还是效率的问题，我国现在的投资存在结构性问题，公共部门投资比重太大，政府投资效率不高。如何改革投资体系，更多地让市场和私人部门进行投资、提高投资效率，是最关键的部分。
从中长期来看，中国未来面临经济增速结构性下滑的压力。要维持较高水平的增长速度，其增长动力主要来自三个方面：城镇化、企业创新与产业升级、刺激消费。
改革趋势
十之后，在一些领域会看到更大的改革力度。未来一到三年最有可能改革的几大领域，首先是收入分配，更多涉及到民生方面的政策，包括保障劳动者收入，这是国务院三番五次要求的。包括今年在做的一些社会保障体系，如养老金、医疗改革，未来几年还会继续完善。此外，可能还会进行力度更大的户籍改革，户籍改革是城镇化战略最主要的组成部分。
其次是资源产品的价格改革，包括电力、汽油、水产品的定价机制。这一领域的改革最近几年一直在进行，未来几年步子会迈得更快一些。
经济增长的第一动力范文6
解读原因
对于宏观经济而言，一定程度的温和通货膨胀对于国家经济是有利的，但是超过5％的CPI同比涨幅，显示这次通货膨胀不是简单的某些物价上涨这么简单，而是国内外多因素综合影响的结果。
(一) 对外说明国际环境是本轮通货膨胀的重要原因
本轮中国国内的通货膨胀，国际环境因素也起到了重要的作用，也可以说，中国承担了国外经济体失误的后果，因此，中国本轮的通货膨胀有输入性的特点。
1、国外政策和局势影响
美国为了刺激经济，在实施了总额为1.725万亿美元的第一轮量化宽松货币政策之后，2010年11月，宣布实施6000亿美元的第二轮量化宽松货币政策。由于大量两轮救市资金流入到国际大宗商品交易中，以美元为主要世界货币的国际经济交往中，全球性资源商品价格势必会呈现出逐步上涨的势头，而中国作为原油和有色金属、铁矿石等的进口大国，在全球经济基本复苏的环境下，对资源性产品的需求量将会进一步上升，我国国内市场将受到直接影响，面临原料输入性通货膨胀进一步加剧。
2、国外资本进入
随着我国改革开放的持续深入，经济发展态势良好，不仅对于大宗商品的需求旺盛，而且对于汽车、奢侈品等消费需求旺盛。目前美国的经济增长率较低，而新兴市场国家特别是中国的经济增长率很高，因此，投资新兴市场国家的资产有更高的回报。同时，2010年全面爆发的欧洲债务危机期间，大量资本流出欧洲进入强劲复苏的中国市场，从而对中国资产价格、人民币汇率产生较大影响。
在上述多因素作用下，中国面临较大的资金流入压力，资产泡沫有所扩张，通货膨胀风险有所显现。
(二) 解释影响
1、成本推动通货膨胀
在对外报道中，应适当说明，当前中国正处于城市化建设的进程中。这个过程带动了大量产业结构转型，其中涉及到基础设施建设的项目对生产资料的需求加大，例如铁矿石、煤炭、石油等资源。这些原材料的减少引起其价格的大幅上涨，从而对下游产业进行价格传导。而这其中，直接影响到了农产品在内的生产成本上升，最终导致销售价格的上涨。
其次，劳动力成本上升也是导致物价上涨的重要因素。近年来，国家不断提高劳动者的福利水平和工资收入，使我国职工工资总额和职工平均工资已连续四年实现两位数增长，超过同期GDP增长率，劳动力成本的上升必然推高物价的总水平。
2、货币因素
近几年，我国广义的货币量和国民生产总值一直保持较高的增速，货币供应量的增速高于GDP的增速。当前通货膨胀明显的一个特点是人民币升值背景下的高额外汇储备迫使央行被动投放大量基础货币。
3、民众的通胀预期
当前人民群众对于通货膨胀的心理预期也在一定程度上促使了其真正发生。由于近一年多以来，CPI居高不下，导致人民群众普遍认为物价将有进一步上涨的空间和条件，间接导致了人民群众一定程度上的心理恐慌，而商品市场一旦出现风吹草动，就会造成某种商品的大量抢购，进一步促进物价上涨。
通胀对国家形象的影响
对于国内外民众而言，关注较多的是政府在解决通货膨胀中的作为。因此，如果处理不得当，就会对国家形象造成负面影响。
1、西方媒体的舆论影响
在国际舆论场中，中国作为重要经济体，一举一动必然受到西方媒体的关注，而中国政府的经济改革行为只要影响到西方资本的利益，就会被西方主流舆论抨击，这会直接对中国的国家形象产生影响。
2、国内舆论的影响
在政府的宏观经济目标中，有三个非常重要：经济增长、通货膨胀和就业。自中国改革开放以来，经济增长的目标基本就没有动摇过，同时，近年来在注重经济增长速度的同时，已经注重经济增长的质量，进行产业结构转型和升级。保障经济增长目标，对于就业目标的实现是有积极作用的，但是在某些阶段，过快的经济增长会造成通货膨胀。
适度的通货膨胀可以促进经济增长，但中国当前的通货膨胀程度，已经激起国内民众的不满情绪。在2011年两会期间，根据人民网舆情监测室监测统计，有关物价的民生问题占舆论抽样分析的50％。国内舆论的影响也会对中国的国家形象产生重要影响。
对外传播策略
为规避阶段性的通货膨胀对国家形象产生负面影响，我们可以采取如下应对策略。
1、全面客观报道通货膨胀
在对外传播时，受众群体是国外公众，在对外报道时，需要对当前我国通货膨胀的成因进行客观报道，对内外部原因进行全面客观介绍。当然，在这个过程中，尤其是在介绍国际环境和国内环境引发通货膨胀的作用中，需要注意不同地区受众信息接收特点而加以调整。
2、凸显政府作为，强化通货膨胀的过程管理
随着国家经济发展周期波动，通货膨胀是一个长期的治理过程，很难有一蹴而就的成效。媒体在这个过程中，需要强化报道政府在通货膨胀中的过程管理，另一方面让民众及时了解信息，加强政府和民众的互信沟通，形成良好的舆论互动机制。
3、树立民众正确物价预期
