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经济增长研究范文1
1.经济增长与名义就业的协整分析
本文对1992－2006年中国经济增长(GDP)与名义就业人数(L)进行协整检验。为了消除异方差得到较平稳的序列，首先对1992－2006年的国内生产总值GDP和名义就业人口数L进行对数化处理，取对数后的变量用LNGDP和LNL表示，而一阶差分后的变量用D(LNGDP)和D(LNL)表示。
(1)变量的平稳性检验。在检验协整关系前，必须用单位根检验来判断两个变量的平稳性。只有两变量是一阶单整的前提下，它们才有可能存在长期协整关系。ADF平稳性检验结果见表1。
表1GDP与名义就业ADF检验结果
从表1可以看出，D(LNGDP)和D(LNL)都是平稳的，而LNGDP和LNL都是不平稳的，即D(LNGDP)和D(LNL)是I(0)，而LNGDP和LNL是I(1)，因此，我们认为两者间可能存在协整关系。
(2)经济增长与名义就业的协整分析。本文采用Engle和Grange提出的两步检验(AEG检验)法对LNGDP和LNL之间的协整关系进行检验，相应的得到了LNGDP和LNL之间的回归方程。
LNL＝10.27025＋0.079439LNGDP（1）
利用Eviews5.0得到了回归方程1相应的统计特征，其中D.W=0.410679,由此可以初步判断回归模型存在自相关。通过对回归模型残差序列的Q统计量、序列相关图和2阶LM检验可知，该回归方程确实存在1、2阶自相关，因此需要对模型进行序列的修正。
(3)模型的修正。由于公式1的回归方程存在着1阶和2阶的自相光，因此我们需要用AR（1）和AR（2）对其进行修正，修正后的回归方程如下：
LNL＝10.18760+0.086568LNGDP＋Ut
Ut=1.297247Ut-1-0.696507Ut-2(2)
修正后回归方程的D.W＝2.097864,可能不存在自相关，通过对修正后方程残差序列Q统计量和序列相关图的进一步分析可知，修正后的回归方程不存在自相关。
(4)残差序列的单位根检验。在得到对LNL和LNGDP修正的回归方程后，我们将进行AEG检验的第二步，即残差序列的平稳性检验。其检验结果表明，ADF值＝-3.747880，5％水平下的临界值＝-1.974028，ADF值小于5％水平下的临界值，由此说明修正后的LNL和LNGDP的残差序列是平稳的，也就说LNL和LNGDP之间存在长期的协整关系，但是由于其回归方程的弹性系数只有0.086568，所以两者间的这种协整关系不是很明显，经济增长对名义就业的拉动作用不显著。
2.经济增长与有效就业的协整分析
在对经济增长与名义就业的协整关系进行分析后，本文对中国经济增长与有效就业的协整关系进行分析。本文选取1992－2006中国国内生产总值GDP和生产要素法测算的有效就业人数RE进行协整分析。同样，为了消除异方差我们对数据进行对数化处理，取对数后的变量用LNGDP和LNRE表示，而一阶差分后的变量用D(LNGDP)和D(LNRE)表示。
(1)变量的平稳性检验。对变量序列单位根检验的结果如下：
表2经济增长与有效就业变量序列的ADF检验结果
由表2可知，LNGDP和LNRE都是非平稳序列，而他们的一阶差分都是平稳的，即LNGDP和LNRE都是I(1)序列。由此可见，两个变量间可能存在长期的协整关系(2)经济增长与有效就业的协整分析。运用AEG检验对LNGDP和LNRE进行协整分析，得到如下的回归方程：
LNRE=6.868501+0.318509LNGDP(3)
运用Eview5.0对回归方程(3)的统计检验可知，其D.W=0.463620,由于其D.W值过大，可能存在自相关的问题。通过对回归方程(3)残差序列Q统计量和序列相关图的进一步分析可知，回归方程存在1阶自相关，因此需要对模型进行序列的修正。
(3)模型的修正。本文选取广义差分最小二乘法中的H-L法对回归方程（3）进行重新的修正，以便消除序列间存在的自相关。修正后的回归方程为：
LNRE=7.410613+0.203678LNGDP(4)
对回归方程（4）进行统计分析可知，其D.W＝1.479183，其D.W值在合理区间内，修正后的回归方程可能消除了1阶自相关的影响。通过对修正后方程残差序列Q统计量和序列相关图的进一步分析可知，修正后的回归方程已不存在自相关。
(4)残差序列的单位根检验。对修正后回归方程（4）的残差序列进行单位根检验，其检验结果表明,ADF值＝－2.830199,5％水平下的临界值＝-1.974028，ADF值小于5％水平下的临界值，由此说明表明LNRE与LNGDP两个序列之间存在协整关系，且由于修正后回归方程的弹性系数为0.203678，所以我们可以认为LNRE与LNGDP间存在着显著的协整关系，经济增长对有效就业有明显的拉动作用。
二、经济增长对名义就业和有效就业拉动关系的比较分析
通过上文的讨论可知，中国在经济转型期经济增长对名义就业没有明显的拉动作用，似乎奥肯定律在中国失效了。可通过对经济增长与有效就业的协整分析可知，前者对后者有明显的拉动作用。这两种鲜明的比较结果引发了我们的思考，经济增长对就业率是否有拉动作用？是怎样的内在作用机制导致了这种鲜明的对比结果？要想解答这些疑惑，我们首先需要弄清名义就业与有效就业的关系。
1.名义就业与有效就业的关系
根据有效就业理论可知，有效就业是名义就业中不存在隐性失业时的就业数量。从微观经济学的角度考虑，有效就业是指劳动力的边际生产力大于零的就业，它反映了就业的有效性和利用程度，体现了就业的质量标准。据此我们可以清晰的描述名义就业和有效就业间的关系。
有效就业＝名义就业－隐性失业（5）
2.比较分析的结论
通过公式5可以看出，隐性失业是有效就业与名义就业间的关系枢纽。所谓隐性失业，是指生产过程中，生产资料与劳动力的构成失衡，劳动力的数量远远超过了由技术条件所决定的生产资料对劳动力的需要量而出现的部分劳动力的闲置现象。隐性失业显性化是造成中国经济增长对名义就业和有效就业拉动效应不一致的原因，也是经济转型期间中国经济发展面临的最大问题。
在中国经济改革的初期，大多数的企业烙有很深的计划经济印记，中国的国有企业生产率很低，随着生产力的不断提高出现了大批的闲置工人，企业的隐性失业现象十分严重。进入到20世纪90年代末，中国国有企业经历了体制改革，国企纷纷实施减员增效的策略，导致了大量闲置工人的下岗，国有企业的隐性失业开始显性化了。隐性失业显性化，一方面使企业消化了多数的闲置人员，提高了劳动生产率，使得企业产出增加，国家经济呈现上升趋势；另一方面大量下岗工人的出现使得名义就业人员减少，相反由于企业内部对一部分无效就业人员的消化使其转化为有效就业人员，导致了有效就业人员的增长。由此可知，经济转型期间中国隐性失业的显性化导致了经济增长对有效就业和名义就业拉动效应的迥异。
三、政策与建议
与发达国家相比，中国的名义就业和有效就业差距明显，隐性失业问题严重，隐性失业显性化成为了中国经济发展转型期面临的严重社会问题。如何解决大量的下岗工人就业问题，提高经济发展的有效就业率，关系到中国经济的持续发展和社会的稳定。结合中国发展的实际情况，本文提出了以下几点政策建议：
1.健全完善劳动力市场
充分发挥劳动力市场合理分配人力资本的特点，对闲置的人力资源进行有效配置。首先，由于摩擦性失业的存在，导致劳动者进入劳动力市场寻找工作直到获得就业岗位前存在一定的时间滞差，提高人力资本市场的工作效率可以大大减少时间滞差导致的暂时性失业；其次，由于经济结构调整导致劳动力供求结构上的失衡会出现结构性失业现象，提高劳动力市场的预警机制，迅速调整市场需求结构能较好的缓解结构性失业带来的就业压力。
2.大力发展第三产业
在中国第三产业的发展还很落后，第三产业在整个国民经济中的分量不是很重。大力发展第三产业不仅有助于经济的持续增长，同时还能为社会带来更多的就业机会，转移大量进城务工人员的就业问题。
3.实现经济发展的持续增长
通过本文的协整检验可知，经济增长对有效就业具有明显的拉动作用。由于一定时期内劳动力的数量基本不变，所以提高有效就业能够减少无效就业，降低隐性失业率，最终促进就业结构和就业环境的良性循环。从长期的角度看，持续的经济增长是就业率提升的内在动因。
参考文献：
[1]蒲艳萍:有效就业与经济增长的关系—基于时间序列数据的协整检验[J].人口与经济，2006年第l期:55-59.
[2]吴宏洛:奥肯定律变异的分析与解释—对经济增长与就业增长关系的思考[J].福建教育学院学报，2003第4期:31-33.
经济增长研究范文2
关键词 专利 经济增长 对策
中图分类号：G306 文献标识码：A DOI：10.16400/ki.kjdkx.2016.01.078
Research on the Relationship with Patent and Economic Growth
WANG Xiaowen
Abstract In this paper，at first research situation of the relationship between the economic growth and patent was briefly reviewed.Secondly， the influencing factors of the patent were analyzed. Finally， the existing problems of patent protection in China was pointed out and the corresponding countermeasures and the suggestions put forward， which provides a strong theoretical basis for the following patent development and research.
Key words patent; economic growth; measures
1 专利与经济增长研究现状
随着经济全球化的不断发展，专利慢慢地成为生产力要素之一，而且是不可缺少的，因此专利在经济学方面的意义显得越来越重要。目前，国内外在研究专利与经济增长的关系方面已经是一个热点话题，同时已有诸多优秀的研究成果。
在国内专利与经济增长的关系研究主要集中在法律方面上，但是从经济方面进行分析的研究成果相对较少，而且尚处于初期阶段。
（1）国内注重研究专利经济效应。陈昌柏①运用我国1985年～1997年国内生产总值、固定资本投资额、劳动力从业人数和专利授权数量的相关信息，针对专利对经济增长的贡献率进行了测算。姜彩楼②认为经济增长影响专利的产出，而专利产出对经济增长的影响则比较小。曾昭法和聂亚菲③通过采用修正模型研究专利对我国经济增长的影响，得出专利制度对我国经济增长具有显著的促进作用的结论，且专利对经济增长的影响存在长达三年的时滞性。④
（2）采用省际层面的经济数据进行的研究。专利制度对不同区域的经济增长影响差异很大，因此运用省际层面的经济数据进行分析具有非常重要的意义。张继红和吴玉鸣⑤通过模型运用，对首都北京区域专利产出与经济增长关联机制进行了动态计量经济分析。
由于每个国家的发展特点不同，差异性有时候会很大，因此不能完全照搬国外的研究成果，国内很多研究在数据质量和结论成果上存在着一些缺陷。
2 影响专利因素分析
一般来说，专利的数量会受到以下因素影响：⑥（1）教育水平。内生增长理论一直强调人力资本对经济增长的促进作用。（2）经济发展水平。经济增长和财富积累程度会影响到专利的数量。经济发展会对收入和新产品、新技术的需求产生直接的影响，从而会影响到专利申请情况;经济发展还会影响教育水平，而教育水平与个人的创新能力有直接关系;此外经济发展还会通过公共设施、社会价值观等因素来影响创新。（3）政府的科技投入。由于技术创新活动具有很高的风险，因此各国政府通常都会以公共财政的方式对科技创新活动进行支持。（4）法律保护程度。法律保护对知识产权作用，已经有很多理论上的阐述。
3 我国专利保护的问题及对策
专利行政执法具有方便、快捷的优点，越来越受到人们的重视，因此在专利立法、机制建设、教育培训、执法质量等方面均取得了进展。
3.1 我国专利行政保护存在的主要问题
专利行政保护具有成本低、时效快等优点而备受人们喜爱，但是由于我国专利行政保护施行时间短，仍存在诸多问题：
（1）专利行政保护缺乏法律支持的有效手段。一是法律赋予行政部门就专利侵权损害赔偿额进行调解的权力，但没有授予其做出决定的权力。在赔偿数额未达成调解协议情况下，当事人只能选择司法途径进行诉讼，诉讼时间往往较长。二是专利管理机关没有对群体侵权以及反复侵权这些现象的主动查处的权利。
（2）自由裁量权过大。目前我国专利行政执法没有统一的自由裁量权实施标准，这样会存在同案不同审、同案不同罚的专利行政执法的可能。目前，管理部门把案件个数作为专利行政执法主体绩效考评的主要指标，执法人员在对专利侵权案件的查处过程中，为追求案件数量，存在自由裁量权不公开、自由裁量权空间过大的可能性。
（3）专利行政保护能力欠佳。目前，大部分知识产权局承担执法任务的工作人员严重不足，而这些执法部门除承担行政查处、纠纷调处以外，还要承担立法及政策制定等工作，工作任务繁重，造成在行政执法上投入人员不足，陷入力度不够的困境。现有的工作人员也存在缺少实际工作经验、专业素质有待提高的现象，难以对知识产权违法行为进行重拳打击。
（4）公众法律意识淡薄、宣传工作不到位。专利的专项执法行动一般涉及商场、药店等人员密集的领域，而对于企事业单位而言，他们则是专利纠纷和专利侵权的最主要源头，专利管理部门缺乏积极主动的工作措施。对比法院系统每年的知识产权审判十大案例的宣传，而很少能够看到有关专利行政保护的典型案例。根据调查结果显示，由于对专利行政保护程序不了解、不熟悉，每当专利出现纠纷时，大多数的企业通常会采取司法途径的方式进行解决。
3.2 针对专利行政保护的建议
（1）尽快出台我国专利行政处罚自由裁量权实施标准，不断规范专利行政的执法工作。大力宣传基本知识，专利案件的处理力求保证做到公开、公正、公平，及时对外公布案件处理的结果，主动接受来自社会各界公众的监督。
（2）明确专利管理部门行政执法的职能，以立法的形式，增加行政部门就专利侵权损害赔偿做出决定的权力，增加行政执法人员数量，赋予专利行政管理部门主动查处专利侵权纠纷的权力，加大专利行政执法力度，扩大专利行政执法权的权限。
（3）加大宣传力度。推进我国知识产权文化建设，充分发挥社会各界媒体的关注，积极营造尊重知识、崇尚创新、诚信守法的知识产权文化氛围;加强对国内外专利的监测分析，加大和国际组织及其他国家的合作;专利管理部门应结合我国知识产权重大事项，制定宣传计划，使知识产权宣传逐步实现规范化、常态化、制度化。
（4）提高知识产权行政管理效能。加强执法人员培训，实行持证上岗，切实提高执法人员的工作能力。专利行政执法规程严格执行，进一步充实执法人员执法调查取证、证据保存、档案管理设备，设置专门的纠纷调解场所，确保专利行政执法更加标准和规范。
3.3 专利司法保护存在的问题
（1）取证困难、周期长。程序具有复杂、时间长的特点，特别是在大范围的专利侵权案件中，专利权人由于受到地方保护限制、资金困难、人员不足等因素的影响，取证过程往往需要花相当大的精力和克服诸多的困难去收集维权证据。而司法机关在审理专利侵权案件的过程中，受到很多程序和规则的限制，审批手续繁杂，往往耽误了最佳时机，使证据遭到销毁、转移或不复存在，严重影响了司法保护的进度。
（2）诉讼成本非常高、受到赔偿较低。在专利侵权案件中，由于侵权起止时间界定、侵权产品销售数量等难以准确判断，因此难以准确判断出被侵权人的实际损失，这样也会造成侵权处罚不够严厉的后果，同时导致诉讼成本高、赔偿低，专利权人的维权成本都难以得到补偿。这将会造成严重的后果，一方面，不少企业在侵权面前忍气吞声，放任侵权行为存在，另一方面，对侵权人的处罚小于因侵权而产生的非法收益，鼓励侥幸心理的存在，极易导致出现重复侵权的现象。
（3）执行困难。由于监督机制不完善等方面的原因，存在执行的结果监督不力情况，导致审判结果执行难。特别是在异地执行的情况下，因受地方保护主义等因素的影响，造成异地处罚行为难以执行，从而影响了专利司法保护的权威。
（4）专利案件的司法资源没有有效配置，有权管辖知识产权纠纷案件的各级法院过于分散。
3.4 我国专利司法保护的对策建议
（1）加强专利行政司法保护的协调配合。统一标准，保持执法和司法程序的基本原则、保护力度以及处理规则的协调一致，避免刻意规避某种程序;相互确认事实和结果，专利行政执法与司法程序要相互尊重，对于同一纠纷要避免作出相悖的认定;执行中的相互配合，加强日常行政执法与司法监督，相互配合与协作，强化审判执行管理。
（2）促进司法高效。专利纠纷案件越来越多，然而各地知识产权工作人员明显不足，应进一步提高知识产权工作人员素质和业务水平;创新和加强审判流程管理，简化工作流程，缩短审判时间;加强法院系统间的沟通协调，妥善解决异地执行难的问题。
4 结论
本文回顾了专利与经济增长关系的研究现状，对影响专利因素进行了分析，进一步指出了我国专利保护存在的问题并给出了相应的对策和建议。
注释
① 陈昌柏.知识产权经济学[M].北京：北京大学出版社，2003.
② 姜彩楼.我国专利产出与经济增长的协整关系研究[J].西安财经学院学报，2008（2）.
③ 曾昭法，聂亚菲.专利与我国经济增长实证研究[J].科技管理研究，2008（7）.
④ 刘华.专利制度与经济增长：对中国专利制度运行绩效的评估[J].中国软科学，2002（10）.
经济增长研究范文3
关键词：同步性；增长率；MATLAB作图
关于收入增长、经济增长及物价增长有着一定的动态关联性，离开经济增长谈收入增长或离开物价增长谈收入增长，得出的结论都会有失偏颇。因此，在研究我国居民收入增长究竟是快是慢时，应该把是否与经济增长或与物价增长协调发展作为重要依据。同时，还应该对收入增长、经济增长及物价增长的深层原因进行分析，以找到问题的症结所在。
根据国家统计年鉴 2013 统计数据，提取1990-2012相应的GDP增长率、城镇收入增长率、城镇CPI增长率整理如表 1所示：
经济增长一般情况下可以推动居民收入增长和物价增长，而实际工资增长速度是低于社会总产出的增长速度， 当社会未达到充分就业时，社会总产出水平、 名义工资率与价格水平呈正向关系。基于这些理论和研究，通过对 1990 年到 2012 年以来的相关数据做出 GDP 增长率、城镇居民收入增长率和城镇居民 CPI 增长率的变化趋势图以及他们之间增长速度对比的差值图来说明收入增长、经济增长及物价增长的同步性。
对表1原始数据进行处理：用城镇居民收入的增长率减去GDP的增长率；城镇居民CPI的增长率减去GDP的增长率；城镇居民收入的增长率减去城镇CPI的增长率；获得表2的数据。
图 1 结果表明城镇居民收入增长速度较 GDP 增长速度大部分为负值，说明居民收入增长慢于 GDP 增长，且他们的对比速度的差值相差不是很大，说明城镇居民收入增长与 GDP 增长同步性较强，出现明显的波动。在2004年和2010年，联系到这二年国家实行了相应的宏观调控，说明行政的手段可以干扰到居民的收入与GDP 的增长速度。城镇居民收入增长速度较 CPI 均为正值，说明城镇居民收入增长速度高于 CPI 增长。但这个差距自从 2000 年来以后逐渐缩小的。
参考文献：
[1]张志柏，俞自由，解振鸿.物价、经济增长与货币政策[J].财经研究，2001（03）
[2]龚六堂.高级宏观经济学[M].武汉：武汉大学出版社，2001：164.
经济增长研究范文4
[关键词]外商直接投资经济增长实证研究
随着经济全球化程度的加深，世界各国和各地区之间的经济往来越来越密切，国际投资和贸易规模的不断扩大是其最突出的表现。因此，外商直接投资（FDI）和经济增长的关系成为国内外学者研究的热点问题。改革开放以来，特别是直辖以来，重庆市抓住机遇，努力发展开放型经济，外商直接投资的规模在不断增大。外商直接投资对重庆经济的增长是否起到了很好的促进作用，是个值得关注的问题。
一、重庆市利用外资的基本情况
1983年,经国务院批准,重庆市成为全国第一个计划单列市,被赋予省级经济管理权限、自营进出口经营权和1000万美元以下利用外资项目的审批权。由此，拉开了重庆市招商引资工作的序幕。1992年，重庆市被国务院列为沿江开放城市，享受沿海开放城市的政策。从1992年开始，重庆市引进外商投资的合同项目、合同金额以及实际利用外资金额都出现大幅度的攀升。1997年重庆直辖便出台了61条吸引外资的优惠政策，并加大了对外宣传的力度，重庆市引进外商投资工作进入了一个有序稳定的发展期。
1.重庆市利用外资的规模与水平
1997年～2006年，重庆市累计签订利用外资项目2365个，外资合同金额为77.88亿美元，实际利用外资59.1亿美元。其中，外商直接投资项目2006个，签订合同金额58.79亿美元，实际利用金额37.64亿美元，分别占重庆市利用外资的84.82%、75.49%、和63.69%。从三项指标来看，外商直接投资在重庆市利用外资的比重中具有绝对重要的地位。从2000年以来，重庆市实际利用外商直接投资保持逐年增长，年平均增长速度为16.5%，2006年创下实际利用外资6.96亿美元的历史最高水平（见表1）。
资料来源：《重庆统计年鉴》（1997-2007）
2.重庆市外商直接投资的来源地构成
从投资来源的地区分布来看，亚洲地区是重庆市外商直接投资的最主要来源地。2005年亚洲地区的实际投资额达30448万美元，占外商直接投资总额的59.04%；其次是拉丁美洲，实际投资额达8567万美元，占外商直接投资总额的16.61%；第三位是非洲，占7.76%。1998年～2005年底来重庆投资的国家和地区累计额前5位的是中国香港、日本、美国、新加坡、英国。
3.重庆市外商直接投资的行业分布
从外商直接投资的行业分布来看，随着重庆市产业结构的不断优化，外商投资结构调整的速度也在加快。2000年，重庆市三次产业实际利用外商直接投资的比重分别为1.5%、66.2%和32.3%。到2006年，这一比重分别调整为0.7％、43.4％和55.9％；第二产业主要分布在机械、化工、IT制造等领域，第三产业集中于房地产业（见表2）。
资料来源：《重庆外商投资企业统计年鉴》（2001-2006）
4.重庆市外商直接投资的地区比较
重庆市的40个区县分为都市发达经济圈、渝西经济走廊和三峡库区生态经济区三大经济区。由于三大经济区的经济发展水平差异显著，投资环境也存在很大不同，使得在渝外商直接投资在空间布局上具有高度的集聚性和不平衡性。由于外商直接投资的区域偏好，在渝外商直接投资高度集中在都市发达经济圈内。2001年～2002年，重庆累计实际利用外商直接投资51654万美元，都市发达经济圈为43230万美元，占全市的84%；渝西经济走廊实际利用外资6853万美元，占全市比重的13%；三峡库区生态经济区只有1571万美元，比重仅为3%。“十五”期间，都市发达经济圈对外资吸引力度进一步增强。到2006年，都市发达经济圈实际利用外资61098万元，占全市比重87.79%。
二、FDI对重庆市国内生产总值(GDP)影响的实证分析
注：价格为1985年可比价。资料来源：重庆统计年鉴
FDI表示重庆实际利用外商直接投资额；GDP用来表示重庆经济增长。为了分析FDI对重庆经济增长的影响程度，本文采用的样本区间为1985年～2006年的数据（见表3）。以国内生产总值（GDP）为因变量，外商直接投资（FDI）为解释变量，为了克服异方差，取双对数模型，建立回归方程：
1nGDPt=c+InFDIt+εt
经检验发现模型存在2阶自相关，为此，采用GLS进行模型的参数估计，结果如下：
LOG(GDP)=317.096+0.016*LOG(FDI)+[AR(1)=1.547,AR(2)=-0.547]
T=0.016T=2.31T=6.997T=-2.434
R^2=0.999AdR^2=0.999F=5519.07D-W=2.01
1.进行拟合优度检验：
R^2=0.999，AdR^2=0.999
可知模型有很好的拟合优度。
2.进行方程的显著性检验，
F=5519.07，Prob(F-statistic)=0.000000
可知方程很显著。
3.对变量进行显著性检验，从FDI的显著性检验上看，FDI是显著的，说明重庆市FDI对GDP有显著影响。（但常数项不显著，因为此模型里只取用了FDI作为GDP的解释变量，目的在于考察FDI对GDP有无影响及影响强度，因此把研究重点放在了FDI上）。
4.对模型进行异方差性和自相关性检验，发现模型没有异方差性，也不存在自相关性。
可见，1985年～2006年间重庆市FDI对GDP有显著影响；系数0.016表明，FDI每增长1%，则GDP增长0.016%，因此FDI对GDP的影响力较小。
三、结论与建议
由以上实证分析可知，外商直接投资对重庆经济发展的促进作用是存在的，但力度较小。而且重庆市吸引的外资主要投向了都市发达经济圈，渝西经济走廊和三峡库区生态经济区利用外资额不到全市的20%。三大经济区之间本身就存在经济发展的不平衡性，外商直接投资的这种地区分布状况，没有起到平衡区域经济发展、消除区域经济差距的作用，反而使这种差距有增强的趋势。外商在渝的投资也主要集中在制造业，而农业、服务业及高新技术产业的投资相对较少，外商直接投资的这种产业倾向使得外资对重庆市的产业结构的升级和优化作用较弱。
作为西部地区惟一的直辖市，重庆市应把握契机，加大引资工作的力度，把利用外商投资与产业升级、地区经济协调发展结合起来，实现重庆经济的进一步发展。
1.进一步改善投资环境
良好的市场环境是吸引外资的最重要因素之一。因此，政府应逐步转变职能和管理方式，提高管理水平，增加政策的透明度、稳定性和统一性，建设一个良好的法治环境，实现内外资的公平竞争，增强外商的安全感。加强和规范对外资的管理和服务，建立统一的外资政策机构，完善项目审批制度，简化程序，大力提高政府工作效率。建设高效率的服务网络、物流运输平台，营造良好的经营服务环境。
与都市发达经济圈比，渝西经济走廊和三峡库区生态经济区基础设施较差，经济基础比较薄弱，因此实际利用外资的规模远远低于前者，而且外资的质量和效益也不高。所以应增加渝西经济走廊和三峡库区生态经济区的固定资产投资，加强交通、通讯等基础设施的建设。在政策上要给予支持，实施更为灵活和优惠的外资政策，鼓励外资投向这两个地区。
2.加强对外资的产业政策导向
一是鼓励FDI进入基础设施、高新技术产业、环保产业等领域，引导外资企业对传统产业的改造，推动重庆产业结构的调整；二是吸引FDI继续投向优势产业（如汽车摩托车制造及化工工业），形成优势产业群，通过产业集聚进一步增强吸收外资的能力；三是加大服务业FDI的引进。服务业外包是新一轮全球产业结构调整的主要特征之一，这对重庆市引进外资，优化产业结构是一个很好的机遇。重庆市应加大服务业所需人力资源的培育，推进金融、电信、科教等服务领域的招商引资，促进跨国服务业外资的进入。
3.充分发挥特色工业园区吸引外资的主导作用
重庆市现有各类特色工业园区30多个，须依靠优化环境增强招商竞争力，加强各类园区利用外资的功能定位。国家级经济技术开发区要实施产业集群发展带动战略，重点吸引世界500强企业在区内投资建立研发中心和营运中心，发展大型成套装备制造业。高新技术开发区要围绕高科技和创新主题，重点吸引国外大企业和科研院所、研发机构落户，重点发展IT和IC以及生物医药产业。出口加工区要在承接国外产业转移的同时，大力引进加工贸易项目，实现加工贸易转型升级，不断提高发展竞争力。
4.努力实现外资来源多元化
重庆市的外商直接投资多数来自香港、毛里求斯和维尔京群岛等国家和地区，这些外商投资企业的知识和技术含量相对较低。相反，欧美发达国家技术、资本密集型企业较多，因此应加大对这些国家或地区FDI的引进，努力实现外资来源的多元化。同时，应逐步推动开发租赁融资、实行产权转让和BOT等多种有效的利用外资方式，推进与国际大公司合作，提升重庆市利用FDI的规模与水平。
参考文献：
[1]重庆市统计局:重庆统计年鉴2007[Z].北京:中国统计出版社,2007年
经济增长研究范文5
【关键词】经济结构；经济增长；Cobb-Douglas生产函数
1.引言
当今的时代是人类历史上发展最为迅速的阶段。生产生活从以农业为主转换到以工业为主，再到许多发达地区的以服务产业为主，每一个转变都有着跨时代的意义。经济的发展要以农业为生活物质基础，以工业为生产物质基础，才能够达到稳定持续的增长，才能够满足进军后工业时代的基本条件。
当代中国经济飞速发展，接连十年以上经济增长率始终保持在7%以上的高速率。而北京作为环渤海京津冀的中心城市之一，作为中国的经济中心，肩负着成为世界中心城市的重要责任。2009年，北京人均GDP达到10000美元以上，经济结构发生明显转变，是中国最先一批进入后工业社会的城市之一。研究其经济结构与经济增长的关系对促进中国其他城市的发展有重要意义。
2.研究内容和方法
本文运用规模报酬不变的Cobb-Douglas生产函数，利用EViews5.0软件，建立数量模型，并对其进行计量经济学和统计学检验，对北京经济结构与经济增长的关系进行研究，得出北京经济结构变动对经济增长的影响。
2.1 模型的建立
本文将从总供给的角度建立计量模型，研究经济结构与经济增长的关系。
首先，利用经济学中一个规模报酬不变的Cobb-Douglas生产函数（1）式表示资本存量和劳动力是如何决定生产能力的。
（1）
Y——产出
K——资本存量
L——劳动
?——资本的产出弹性
ε——随机扰动项，表示资本和劳动以外的其他生产因素对产出的影响
A——特定时期的技术结构特征
然后，将（1）式左右两边同除以L，得出人均产出函数：
（2）
再另y=Y/L ，k=K/L，得出规范式：
（3）
产业结构、投资结构和消费结构统一组成经济结构，因此所建模型应表现出它们的变化是如何通过影响资本效率或经济规模刺激经济增长的。设定模型如下：
（4）
x1——产业结构特征，用第三产业就业人员比重×100代入
x2——投资结构特征，用基础设施投资占固定资产投资的比重×100代入
x3——消费结构特征，用北京城市居民恩格尔系数代入，即北京城市居民食品支出/城市居民消费性支出×100
y——人均地区生产总值
k——人均资本拥有量
a1、a2、a3 ——产业结构、投资结构和消费结构变化对资本产出效率的边际影响参数
b1、b2、b3 ——产业结构、投资结构和消费结构变化对经济规模的边际影响参数
最后，将（4）式左右两边同取对数，得出模型：
㏑y=㏑A+（a1x1+a2x2+a3x3）㏑k+（b1x1+b2x2+b3x3）+ε （5）
2.2 数据与初步模型计量结果
根据《2010北京统计年鉴》的数据，计算并整理得到1978-2009年的相关数据。
利用这些数据和EViews5.0软件，对（5）式进行最小二乘法的回归分析。
结果显示，变量x1*log（k） 、x2*log（k）、x1、x2在5%的显著水平下没有通过t检验，模型存在自相关等缺陷，接下来要对其进行检验与改进。
2.3 模型检验
用怀特法（White）检验异方差，结果表明在60.29%的显著性水平下接受不存在异方差的原假设。
用拉格朗日乘数法（LM）检验序列相关性（Obs*R2=10.12122；Probability=0.006342），LM统计量显示，在5%的显著水平下拒绝原假设，回归方程的残差序列存在序列相关性。
用ARMA模型消除序列相关，结果如下：
表1 模型计量结果eq11
变量 t值 概率
C 4.71 0.0001
X1*LOG（K） 2.21 0.0386
X2*LOG（K） -3.04 0.0064
X3*LOG（K） 9.44 0.0000
X1 0.06 0.9524
X2 3.56 0.0020
X3 -6.50 0.0000
AR（1） 8.77 0.0000
AR（2） -6.36 0.0000
MA（1） -9.40 0.0000
LM统计量显示，在5%的显著水平下接受回归方程的残差序列不存在序列相关性的原假设。
通过表1可以看出x1的t检验的概率大于0.05，为极不显著，先去掉这个变量，（5）式变为：
㏑y=㏑A+a1x1*㏑k+a2x2*㏑k +a3x3*㏑k+（b2x2+b3x3）+ε （6）
得出如下回归结果：
表2 模型eq12计量结果
变量 t值 概率
C 10.99 0.0000
X1*LOG（K） 8.90 0.0000
X2*LOG（K） -3.62 0.0016
X3*LOG（K） 11.71 0.0000
X2 3.82 0.0010
X3 -8.11 0.0000
AR（1） 9.04 0.0000
AR（2） -6.58 0.0000
MA（1） -9.93 0.0000
表2中，常数项、各个变量的t检验的概率均小于0.01，通过显著性检验。
拟合优度检验，说明方程的拟合优度相当高。
F检验的概率约等于0，说明方程通过显著性检验，该方程有意义。
观察变量的简单相关系数矩阵，用Klein判别法检验多重共线性，不存在，即没有多重共线性。
再用方差膨胀因子VIF检验多重共线性，vifx1lk=22.79>10，vifx2=3.02，vifx2lk=43.82>10，vifx3=1.29，vifx3lk=9.05。x1*ln（k）与x2*ln（k）存在多重共线性。
结合testdrop检验：eq12.testdrop x1*log（k） ： p=0.000；eq12.testdrop x2*log（k） ： p=0.002。两个变量都不能去掉。
用逐步回归法筛选解释变量（下式中c为常数项），
log（y）= c + x1*log（k） ---eq01，；
log（y）= c + x2 ---eq02，；
log（y）= c + x2*log（k） ---eq03，；
log（y）= c + x3 ---eq04，；
log（y）= c + x3*log（k） ---eq05，；
由于eq01的回归系数最高，所以先选定变量x1*log（k），然后逐渐加入变量。
Eq01+x2*log（k），，AIC=-0.4660；
eq01+x2*log（k）+x3，，AIC=-0.5425；
eq01+x2*log（k）+x3+x3*log（k），，AIC=-1.4139；
eq01+x2*log（k） +x3+x3*log（k）+x2，，AIC=-1.4262。
但使x2*log（k）的系数变负，说明x2与x2*log（k）相互严重影响。若单独去掉其中一个，回归结果不如模型eq12。若都去掉，建立回归方程eq13，与模型eq12作比较：
eq12 AIC=-2.314 DW=2.64 MAPE=9.80%
eq13 AIC=-1.927 DW=2.21 MAPE=9.72%
通过比较得出，两模型各有优劣，难以决定取舍。
用ADF检验各个变量，发现lny、x1*lnk、x3*lnk、x3在10%的显著水平下都是一阶单整，x2与x2*lnk为0阶单整。舍去x2与x2*lnk之后，lny与x1*lnk、x3*lnk、x3可能存在协整关系，用格兰杰因果关系检验，结果显示，在10%的显著水平下，x1*lnk、x3*lnk、x3对Lny存在格兰杰因果关系。
检验残差的单整性，uroot（n） e13：p=0.08
表明以上变量之间存在（1，1）阶协整，不是虚假回归。
（6）式变为：㏑y=㏑A+a1x1*㏑k +a3x3*㏑k +b3x3+ε （7）
用Chow检验验证回归模型结构的稳定性。结果显示，F统计量的概率接近0，说明存在显著的结构变化。但结构变化后的判定系数为0.988，并没有提高。1978-1992的MAPE=4.72%，1993-2009的MAPE=3.61%，优于原来的9.72%。所以，回归模型需要分段。
我们主要需要后半段的回归方程，所以只研究1993年-2009年的部分。回归结果如下：LM检验p=0.668>0.05，不存在序列相关性；DW=1.9955，近似于2，不存在自相关；各个自变量在5%的显著水平下均通过检验；回归定义错误检验（误设定检验），RESET（1）——F检验的p=0.5678，不存在误设定；，拟合优度较高。
最终得出体现北京市经济结构特征的生产函数的估计模型：
其中，A==22.7544
3.结论
产业结构x1对资本效率k的弹性为0.00529，表明北京第三产业就业人员比重与资本效率成正相关，也就是北京第三产业就业人员比重增大，会导致资本效率的提高。x1对经济规模的影响不显著。这是由于近年来北京的产业结构调整主要是第二产业向第三产业转移，第三产业劳动生产率略高于第二产业，第三产业不再依赖规模扩张来提高劳动生产率，技术密集度与资本密集度都得到了显著的提高。
投资结构x2 对资本效率k的弹性影响不显著，表明北京基础设施投资占总投资比重与资本效率没有太大关系。x2 对经济规模的影响也不显著，表明北京基础设施投资占总投资比重与经济规模无太大相关性。这是因为政府的投资对民间投资具有一定的挤出效应，表现在两个方面：其一，政府投资无法直接进入到实物的生产中，不能立刻产生效益；其二，政府资金的投入会导致中小企业无法获得资源，造成挤出效应。且该效应的影响过于广泛，使得基础设施投资实际应带来的影响被掩盖了。
消费结构x3 对资本效率k的弹性为0.012525，表明北京食物消费占总消费比重与资本效率成正相关，但由于食物占比越低，消费结构越优化，所以消费结构的优化与资本效率成负相关，即食物消费占比下降、消费结构优化，反而会降低资本效率。x3 对经济规模的弹性为-0.04588，表明北京食物消费占总消费比重与经济规模成负相关，即食物消费占比下降、消费结构优化，可以扩大经济规模。
当北京第三产业就业人员增加1%、食品消费占比增加1%时，资本的产出弹性将分别增加0.529×10-2、1.2525×10-2个百分比，消费结构调整对资本效率的影响最大；食品消费占比减少1%时，经济规模将扩大4.588×10-2个百分比，消费结构调整对经济规模影响最深。
当前应该提高第三产业比重和食品以外消费品的资本效率，优化消费结构，扩大经济规模。
参考文献：
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经济增长研究范文6
关键词：
经济增长；环境污染；广义脉冲响应函数法
中图分类号：
F2
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2013）19-0051-03
1 引言
经济的发展与资源的耗竭、环境污染一直是颇为争议的话题。经济的高速增长与环境保护向来是两难的选择。经济的高速增长伴随着工业产业污染物的排放，资源的过度开采，必然带来环境的恶化，同时，资源的稀少与环境的恶化也限制了经济的可持续增长。甘肃作为一个典型的欠发达地区，由于本身地理条件和资源的限制，经济的增长长期是以第二产业拉动，导致污染物的排放逐年加剧，环境保护迫在眉睫。因此在甘肃经济转型跨越的关键时期，去研究经济增长与环境污染二者之间的动态关系尤为重要。
从国内文献来看，研究经济增长与环境污染主要集中在验证环境库茨涅茨曲线“倒U形”的假说，即经济增长的初期环境恶化，越过临界点后，经济增长反而使环境得到改善。马树才（2006），通过对数据分析，发现我国存在“倒U形”曲线，彭水军（2006）研究发现“倒U形”曲线的存在与否主要依赖于污染指标的选取和估计方法的选择，孟红明（2007）、苏伟（2007）通过对具体省份的研究却否认了“倒U形”曲线的存在。大多数学者进行的研究却很少涉及经济增长与环境污染之间的动态联系。鉴于此，本文采用VAR模型对甘肃省近年来经济增长与环境污染二者动态关联进行分析。
2 模型建立
2.1 指标选取说明
按照通常研究经济增长与环境污染的惯例，本文选取甘肃省1991～2011年人均实际gdp（以1991年为基期进行平减）作为经济增长指标，选择工业固体废物排放量、工业液体废物排放量、工业气体废物排放量来衡量环境污染，具体指标见表1，为消除数据波动性，本文对所有数据进行取对数处理，具体数据来源为各年《甘肃省发展年鉴》，个别缺失数据由中经网数据库进行补充。
2.2 实证方法
本文主要采用向量自回归模型（VAR）来研究甘肃省近20年经济增长与环境污染的双向反馈机制。VAR模型是将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型，从而为研究变量间的长期动态关系提供了便利，并在此基础上可以进一步进行Granger因果检验、脉冲响应函数、方差分解分析。
本文主要在VAR模型的基础上进行广义脉冲响应函数、方差分解来分析甘肃省经济增长与环境污染长期双向反馈机制。
VAR模型的数学一般表达式为：
yt=Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+ζt
t=1，2，3，…，T
其中：yt是k维内生变量列向量，xt是d维外生变量列向量，p是滞后阶数，T是样本个数。k×k维矩阵1，…，p和k×d维矩阵H是待估计的系数矩阵，δt是k维扰动列向量。
3 VAR模型的估计及分析
3.1 变量的单位根检验
由于VAR模型建立的条件在于变量的平稳性，如果变量平稳，则可直接建立无约束的VAR模型；如果变量不满足平稳条件，需进行协整检验，然后建立误差修正模型（ECM）来考察变量间的短期动态关系；如果变量既不是平稳且变量间不具有协整关系，可考虑对变量进行差分，进而建立无约束的VAR模型。基于此，本文首先对变量lngdp、lnso2、lnwater、lngas、lnsolid采用ADF进行平稳性检验，检验结果见表2。
由表2可知，各变量只有进行一阶差分后才满足平稳性，继续把各个污染指标与人均GDP进行JJ协整检验，发现lngap与lngo2、lnwate、lngas、lnsolid均不存在协整关系，由于检验结果与本文后面分析关联不大，正文不再列出。因此，我们把所有变量进行一次差分来构建无约的VAR模型，两两变量VAR模型中滞后长度的选择主要根据FPE、AIC、SC、HQ准则和单位根是否在圆内来选取。
3.2 基于VAR模型的广义脉冲响应函数分析
脉冲响应函数法是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，VAR模型的动态分析一般采用“正交”脉冲响应函数来实现，而正交化通常采用Cholesky分解完成，但是Cholesky分解结果严格依赖模型中变量的顺序。由Koop（1996）提出的广义脉冲响应函数法克服了上述缺点。因此本文采用广义脉冲响应函数法分析经济增长与各环境污染指标动态关系。响应期选取为8期，分析结果如下：
3.2.1 四个污染指标对经济增长的脉冲响应函数结果分析
从图和表可以看出，给经济增长（dlngdp）一个标准差新息的冲击，四类污染指标（dlnso2、dlnwater、dlngas、dlnsolid）在当期产生一个为正的较大冲击，随后逐渐成收敛性地波动。这就验证了经济增长是导致环境污染物排放的主要原因。从二氧化硫对经济增长的冲击响应结果来看，其对经济增长的冲击响应值1期为（0.054579），且到第二期达到最大（0.062341），然后才相继波动下降，由此说明了甘肃省的经济增长很大程度上导致了二氧化硫的大量排放，这和重化工业在甘肃省工业经济中一直占据着主导地位有关。甘肃省现不仅成为中国的重化工基地，而且重化工业也成为甘肃省工业经济的主体。特别是自1985年以来，重化工业在甘肃省工业产业中所占比例一直维持的70%以上；2006年以后，这一比例甚至高达85%以上。
二氧化硫对经济增长冲击的响应曲线在前三期基本呈现“倒U型”，从而在一定程度上验证了环境库茨涅茨曲线的“倒U型”特征，而其他三条曲线（dlnwater、dlngas、dlnsolid）对经济增长冲击的相应结果来看，并没有呈现环境——收入的“倒U型”，从而也说明了环境——收入二者之间的关系与指标的选取存在很大的相关性。
3.2.2 经济增长对四个环境污染指标的脉冲响应函数结果分析
从图和表来看，经济增长对四类污染指标的一个标准差新息的冲击后，在其连续八期响应期内，经济增长对二氧化硫冲击在第六期达到最小（-0.002567），对废水冲击在第四期达到最小（-0.007481），对固体废弃物冲击在第三期达到最小（-0.001920），对废气冲击在第三期达到最小（-0.007303）。从累计响应值来看，除dlngdp对dlnwater的一个单位冲击后累计响应值为负（-0.000771）外，经济增长对二氧化硫、固体废弃物、废气三类污染指标的冲击均为正。这说明了甘肃省近年来经济发展过程中，污染物的排放对经济增长的限制最用较弱，且存在明显的滞后效应，这可能是因为人们对环境质量需求具有刚性，环境政策实施的外部时滞等原因造成，总体来看经济增长对环境污染的影响要远远大于环境污染对经济增长的限制作用。具体来看，废水排放在很大程度上限制了甘肃省的经济增长，这与甘肃省长期水资源匮乏是分不开的，同时大量的矿产资源的开采，石油化工，金属冶炼行业的废水的排放，又进一步加剧水资源的污染，缺水和水质已经成为制约甘肃省经济可持续发展的一个重要因素。
3.3 方差分解
与脉冲响应函数不同，方差分解是通过分析一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性，给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要的信息。
四类污染指标与经济增长的方差结果如表5。由表可以看出，从总体来看，经济增长对各个污染指标方差分解的贡献度较大，也就是起到了很好的预测作用，而各个污染指标对解释经济增长的预测方差作用较小。从各个污染指标来看，经济增长对二氧化硫平均误差解释的贡献度最大，为
61.89%，对废水、废气的贡献度为20%左右，对固体废弃物解释度最小6.33%，甘肃省近年来的经济增长主要带来了二氧化硫的大量排放，固体废弃物相对较小。与此相反，二氧化碳、废水、固体废弃物对经济增长预测方差的贡献度较小，分别为7.44%、10.90%、1.12%，而废弃的贡献度相对较大，为33.64%。
由此一方面说明了甘肃省近20年的经济增长主要由工业产业的拉动，相继带来了对资源品、能源品的过度开采，环境污染日益加重，环境保护的压力逐渐加大；另一方面也说明了甘肃省长期的经济增长主要还是由物质和人力资本积累、劳动力增加、全要素生产率的提高，对外贸易来促进的，相比较而言，环境质量的变化，资源的有限对经济增长的作用相对较小，而且无论从全国还是从甘肃省来看，并没有形成一个资源品合理配置和环境污染外部性的交易市场，从而不能使污染外部性内部化，给微观厂商的投资及生产决策施加压力。
4 结论
本文在基于VAR模型基础上，使用广义脉冲响应函数法和方差分解法，对甘肃省1991——2011年间经济增长与四类环境污染指标之间关系进行了动态考察。
广义脉冲响应函数结果表明，四类环境污染指标对经济增长的一个标准差新息的冲击后，即期都产生一个正的较大响应值，由此说明甘肃省经济增长是导致环境污染的重要因素，但是环境——收入的“倒U型”库茨涅茨曲线的存在与污染指标的选取有关。四类污染指标中只有工业废水对经济增长的限制作用较强，从而甘肃省在今后的经济发展过程中，应加强对水资源的保护，废水的及时高效处理，应减轻对重化工的依赖，着力培育一些新兴“低耗能、低排放”的产业。
方差分解的结果表明，甘肃省经济增长对环境环境污染预测方差的贡献度加大，相反环境污染对经济增长预测方差的作用较小。一方面，我们要给予经济增长导致大量污染物的排放这个不争的事实充分关注；另一方面，甘肃省境内甚至在全国范围内都要逐步建立污染权排放交易市场，明晰地鉴定环境污染的外部性，以充分发挥资源约束和环境污染对企业的生产、投资的约束作用。
参考文献
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