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經(jīng)濟增長的特征

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經(jīng)濟增長的特征

經(jīng)濟增長的特征范文第1篇

關鍵詞:經(jīng)濟增長;經(jīng)濟波動;潛在增長率;可持續(xù)性

中圖分類號:F124.7 文獻標識碼:A 文章編號:1003―5656(2007)04―0031―07

目前國內(nèi)理論界和實務界普遍認為,只有維持相對高的經(jīng)濟增長率,才有可能創(chuàng)造足夠多的就業(yè)機會,才能滿足社會就業(yè)的需要。近兩年,GDP每增長一個百分點可以新增大約110萬個就業(yè)崗位。50多年來,中國經(jīng)濟一直保持著快速持續(xù)的增長率。改革開放前(1953-1978)的平均增長率為6.1%,而改革開放后(1978-2003),中國經(jīng)濟則呈現(xiàn)高速增長的態(tài)勢,平均經(jīng)濟增長率高達9.4%。是什么支撐了中國經(jīng)濟的長期高速發(fā)展?這種高增長率的潛力有多大?是否具有可持續(xù)性?應采取何種政策有利于經(jīng)濟的長期增長?這些問題都是中國經(jīng)濟發(fā)展迫切需要解答的問題。目前關于中國經(jīng)濟增長的研究很多,但是這些研究總體上不超出中國經(jīng)濟增長的表現(xiàn)特征、可持續(xù)性和潛在路徑三方面的范疇,本文將分別從這三方面進行分析。

一、中國經(jīng)濟增長的表現(xiàn)特征

經(jīng)濟特征既是經(jīng)濟研究的出發(fā)點又是其歸宿,經(jīng)濟研究要從經(jīng)濟現(xiàn)象提煉經(jīng)濟特征,從中找尋規(guī)律,提出和驗證假設,進行邏輯分析或者數(shù)理建模,最后通過研究提出對這種特征進行改進的對策建議。圖1反映的是中國實際GDP增長率序列(1978-2004),大量文獻針對這個時間序列的形成原因和表現(xiàn)特征進行過多角度的詳細分析,這些分析主要集中在中國經(jīng)濟周期及其特征、中國經(jīng)濟增長的動力機制方面。

(一)中國經(jīng)濟周期及其特征

在中國經(jīng)濟的周期劃分方面,劉樹成利用1953-1995年數(shù)據(jù),按照“谷―谷”法,認為中國經(jīng)濟增長在此期間經(jīng)歷了九個周期,并對改革前后進行對比,認為改革前波動狀態(tài)的特點:振幅大、峰位高、谷位深、平均位勢低、擴張長度短;而改革后波動狀態(tài)由“大起大落”型向“高位一平緩”型轉變。袁志剛、何樟勇在劉樹成的研究基礎上指出,從1952年以來,中國經(jīng)濟增長經(jīng)歷了十個周期,其中五個是在改革開放以后發(fā)生的。

從經(jīng)濟周期的表現(xiàn)特征方面,劉樹成認為,從建國以來到1992年,我國經(jīng)濟波動表現(xiàn)出在波動幅度上的“大起大落”和在上升、回落期時間長度上的“短起短落”。原因在于適時的財政政策和貨幣政策的調(diào)控。張軍認為,白上世紀90年代以來,中國經(jīng)濟繼續(xù)維持高速增長的難度似乎越來越大,特別是自1994-2000年來,中國經(jīng)濟的增長速度出現(xiàn)了顯著而持續(xù)的下降趨勢,1995年之前中國經(jīng)濟的高度波動趨勢可能已經(jīng)被1995年之后經(jīng)濟增長率的持續(xù)下降趨勢所取代。

在研究角度方面,有些文獻從產(chǎn)出缺口研究經(jīng)濟周期和經(jīng)濟波動,如郭慶旺、賈俊雪在估算中國潛在產(chǎn)出過程中發(fā)現(xiàn),1978-2002年我國的產(chǎn)出缺口出現(xiàn)波動正負交替的古典周期情形,1995年以前,產(chǎn)出缺口波動比較劇烈而且頻繁;1996年特別是1999年以后,產(chǎn)出缺口變化較為平緩;從1999年開始,我國產(chǎn)出缺口擴大的勢頭明顯趨緩,但在2002年出現(xiàn)了一些反轉跡象。原因在于自1998年開始實施的積極財政政策在遏制經(jīng)濟下滑、治理經(jīng)濟衰退方面發(fā)揮了重要作用。近年來一些考察經(jīng)濟周期和經(jīng)濟波動的新方法開始出現(xiàn),黃賾林利用三部門實際經(jīng)濟周期(RBC)模型考察中國經(jīng)濟的周期特征,發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟周期波動是技術沖擊、勞動供給變動和政府支出沖擊綜合影響的結果。劉金全研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟周期波動與價格貨幣等名義量值波動密切相關,產(chǎn)出波動性降低的主要原因在于投資波動性、政府支出波動性和進出口波動性。

(二)中國經(jīng)濟增長的動力機制

李善同的研究表明,1978-1997年中國經(jīng)濟增長中,資本投入的貢獻接近60%,生產(chǎn)率的貢獻為30%,勞動力總量擴張的貢獻占10%左右,而生產(chǎn)率提高主要來自于資源配置優(yōu)化,企業(yè)微觀效率提高、技術進步、外資和外貿(mào)的溢出效應等貢獻。王小魯利用生產(chǎn)函數(shù)對1953-1999年的經(jīng)濟增長進行計量分析,認為經(jīng)濟高速增長不能簡單歸結為“投入帶動型經(jīng)濟增長”,主要應是外延型增長。世界銀行在《2020年中國》中提到,1978年以后中國高速經(jīng)濟增長是由以下四個原因?qū)е拢阂皇歉邇π盥?,有高儲蓄率才有活躍的投資和高的資本積累率;二是產(chǎn)業(yè)結構的變化,產(chǎn)業(yè)結構的變化既是增長的原因也是增長的結果;三是改革,改革方式很適合中國國情;四是1978年的經(jīng)濟條件易于被改革接受。經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動反映了經(jīng)濟發(fā)展過程中的長短期的關系,劉霞輝結合中國經(jīng)濟增長的周期特征來研究經(jīng)濟波動,認為中國經(jīng)濟雖保持了整體的高增長速度,但經(jīng)濟的波動幅度較大,原因在于貨幣政策對經(jīng)濟的頻繁干預,中國經(jīng)濟正是由于人為干預破壞了經(jīng)濟發(fā)展的既定路徑,使得經(jīng)濟系統(tǒng)出現(xiàn)不正常的過度波動,經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)偏離了經(jīng)濟的常態(tài)。

袁志剛、何樟勇從供求關系和增長方式來探討中國經(jīng)濟增長的動力機制的常態(tài)特征,認為在傳統(tǒng)體制下,價格體系僵化,“經(jīng)濟粗放式高速增長一短缺一進一步粗放增長”成為中國宏觀經(jīng)濟運行和經(jīng)濟增長的常態(tài),形成這種常態(tài)的機制在于政府的經(jīng)濟發(fā)展追求規(guī)模目標和微觀經(jīng)濟主體的投資饑渴,使得宏觀經(jīng)濟長期處于供不應求的非均衡短缺常態(tài)。在經(jīng)濟轉軌初期,隨著價格體系的逐步放開,經(jīng)濟開始并長期處于“經(jīng)濟擴張沖動一瓶頸制約加劇一通貨膨脹一政府暫時的經(jīng)濟調(diào)控一宏觀經(jīng)濟中瓶頸短缺緩解一新一輪的經(jīng)濟擴張”的宏觀經(jīng)濟運行。1997年以后,供給能力相對過剩和需求相對不足轉而成為宏觀經(jīng)濟運行的常態(tài)。在總需求不足的條件下,通貨緊縮趨勢持續(xù)出現(xiàn),此時宏觀決策層通過持續(xù)五年的凱恩斯式的擴張性政策來推動GDP的增長,但是仍未改變這種經(jīng)濟運行的現(xiàn)狀。

二、中國經(jīng)濟增長的可持續(xù)性

經(jīng)濟增長的可持續(xù)性和穩(wěn)定性是中國經(jīng)濟面臨的關鍵性問題。特別是近幾年,中國面臨著多方面的增長壓力,長期高速經(jīng)濟增長能否持久就不可避免地成為了宏觀經(jīng)濟學家研究的中心問題。這方面的研究主要體現(xiàn)在經(jīng)濟增長的國際比較和經(jīng)濟增長的現(xiàn)狀。

(一)經(jīng)濟增長的國別比較分析

從世界各國的經(jīng)濟增長歷程來看,一國在經(jīng)歷了一個較長時間的高速增長之后,要經(jīng)歷一個經(jīng)濟減速發(fā)展或者調(diào)整的過程。江小娟通過國際比較研究得出,在上世紀下半葉,有近50個發(fā)展中國家和地區(qū)的經(jīng)濟增長明顯加速,其中韓國、中國香港和新加坡三個經(jīng)濟體的年均增長速度在7%以上。在40年的增長過程中,增長較快的國家和地區(qū)表現(xiàn)出前高后低的共性:在高速增長持續(xù)二、三十年之后,經(jīng)濟會出現(xiàn)較大波動,多數(shù)在第三個10年增長速度開始明顯下降,到第四個10年,則大多數(shù)進入了低于4%的增長時期。李揚、殷劍鋒認為,在中國經(jīng)濟增長過程中,長期伴隨著高儲蓄率和高投資

率。對于儲蓄率和投資率長期居高甚至不斷上升的現(xiàn)象,新古典增長理論對此解釋力有限。楊認為這種現(xiàn)象是東亞經(jīng)濟增長的典型特征,而不是世界經(jīng)濟的典型特征,因為在其他經(jīng)濟里,投資和GDP之比是不變或下降的,據(jù)此認為,東亞依賴資本投資的外延式增長將會停頓。國內(nèi)許多經(jīng)濟學者認為,目前中國經(jīng)濟增長率仍然低于潛在經(jīng)濟增長率,仍然存在經(jīng)濟繼續(xù)快速發(fā)展的空間,如果深化體制改革,調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構,中國經(jīng)濟可以獲得持續(xù)的快速增長。雖然增長速度會低于過去20年的平均水平,但中國經(jīng)濟在中長期內(nèi)仍可保持快速增長,供給方面和需求方面都具有很大潛力。

(二)中國經(jīng)濟面臨的現(xiàn)實困難和有利條件

楊多貴等較樂觀地認為當前中國經(jīng)濟增長具備五大顯著特征:第一,經(jīng)濟增長速度進入一個新上升的增長時期;第二,支撐中國經(jīng)濟增長的制度機制和市場機制正日趨完善;第三,支撐中國經(jīng)濟增長的企業(yè)群體、產(chǎn)業(yè)構造和地區(qū)布局正不斷提高競爭力;第四,經(jīng)濟全球化對中國經(jīng)濟影響越來越顯著;第五,支撐中國經(jīng)濟增長的新發(fā)展觀念已經(jīng)確立。

但是,更多的經(jīng)濟學者對中國經(jīng)濟增長持謹慎態(tài)度。改革開放以來,中國通過粗放式的經(jīng)濟增長方式,取得了長達20余年的高速增長,但其增長方式背后蘊涵著高昂的發(fā)展成本。當前,我國經(jīng)濟已經(jīng)在多方面呈現(xiàn)出高增長的潛在困難。李善同認為結構性因素已經(jīng)造成了中國經(jīng)濟增長速度的下滑,主張推行政策以消除促使增長放慢的結構性因素,消除社會投資增長的制約因素。為了實現(xiàn)經(jīng)濟增長的潛力,從需求方面,一是要提高居民消費支出能力,變居民的潛在需求為現(xiàn)實需求;二是要消除投資增長的“瓶頸”。從供給方面要提高資源的配置效率。王小魯認為,外延型經(jīng)濟增長的動力正在減弱,體制缺陷正成為經(jīng)濟持續(xù)增長的障礙,且面臨結構調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級的重大挑戰(zhàn)。江小娟進一步擴展了王小魯和李善同的分析,認為中國經(jīng)濟持續(xù)高速增長的現(xiàn)實難度體現(xiàn)在:一是原有支柱產(chǎn)業(yè)難以支撐持續(xù)高速增長,需要結構調(diào)整升級,而國內(nèi)資金和技術的供給能力無法滿足結構調(diào)整升級的要求;二是體制因素抑制經(jīng)濟增長,如社會化的產(chǎn)權保護制度不完善、金融體系的不穩(wěn)定性、大范圍的企業(yè)重組、收入差距拉大、社會穩(wěn)定壓力大、外資大規(guī)模流進流出等。張軍從中國經(jīng)濟發(fā)展的一些特征來考察制約了經(jīng)濟增長的因素,認為從90年代中期以來,增長下降趨勢主要是由于資本產(chǎn)出比的過快上升。

中國經(jīng)濟從1980年以來,經(jīng)歷了25年的持續(xù)高增長,形成高儲蓄一高投資一高增長一高儲蓄的循環(huán)發(fā)展模式。研究表明,高投資一高增長創(chuàng)造了大量的就業(yè)機會,短期內(nèi)高投資仍是中國經(jīng)濟增長的動力,但如果沒有技術進步,帶有高額成本的高投資一高增長模式是不可持續(xù)的,這種增長模式是以高壞帳、高污染和高能耗為代價的。短期內(nèi)政府決策必須考慮到粗放式經(jīng)濟增長的宏觀收益和宏觀成本,以實現(xiàn)社會福利的最大化。在這種增長方式轉變方面,“十一五”期間粗放式經(jīng)濟擴張已經(jīng)走到了盡頭,而轉變經(jīng)濟增長方式是要從高投入、高消耗、高排放、低效率的粗放式經(jīng)濟增長方式,轉變?yōu)榈屯度?、低消耗、低排放、高效率的資源節(jié)約型經(jīng)濟增長方式。

三、中國經(jīng)濟潛在增長率的內(nèi)涵與計算

對經(jīng)濟增長的探討旨在研究一國經(jīng)濟增長的本質(zhì)特征,這種探討無外乎兩個方面的內(nèi)容,即潛在增長率的大小以及如何才能達到潛在增長率的增長過程。因此,研究潛在增長率的實質(zhì)是經(jīng)濟增長理論的核心問題。現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論在“卡爾多程式化”事實的假定下,默認了潛在增長率的存在性,然后采取各種方法去測度潛在增長率。經(jīng)濟學界為了找尋中國經(jīng)濟增長的長期趨勢,對于中國經(jīng)濟的潛在增長率做過很多估算。

(一)基于定性分析層面的估計

劉迎秋從經(jīng)濟增長階段論探討潛在增長率的存在區(qū)間,認為東亞和中國的經(jīng)濟起飛大體符合羅斯托的起飛標準,中國經(jīng)濟正在進入一個實現(xiàn)起飛后從自我持續(xù)增長向成熟推進的階段,并指出中國經(jīng)濟增長率的上限為9%,下限為6%。左大培估計中國經(jīng)濟的潛在增長率在9%左右。劉國光根據(jù)20世紀80-90年代的實際平均增長率10%,過渡到1998-2001年7―8%的事實,估計2000-2010年的實際增長率應該在7-8%之間,中國的潛在增長率在8-10%之間。王誠指出,3―4%以內(nèi)的通貨膨脹率是經(jīng)濟中的正常現(xiàn)象,5%的失業(yè)率為自然失業(yè)率,9―10%的經(jīng)濟增長率是中國改革開放以來經(jīng)濟的潛在增長率。而程曉農(nóng)則認為,8%為無利潤增長點,如果經(jīng)濟增長率低于8%,經(jīng)濟就會陷入高失業(yè)率和大面積虧損的兩難窘境。

胡祖六對中國經(jīng)濟的中長期前景表示樂觀。認為中國經(jīng)濟具備保持長期較快增長的一些基本要素,如目前人均GDP與發(fā)達國家相比具有很大的追趕空間;經(jīng)濟增長主要靠內(nèi)需拉動,而且高投資率有高儲蓄率作后盾,在長期內(nèi)投資快于消費增長的狀況將得到扭轉;勞動力資源豐富,成本低廉;政府在宏觀經(jīng)濟調(diào)控方面積累了豐富經(jīng)驗;中國加入世界貿(mào)易組織后,外向型經(jīng)濟特征有利于資源配置的優(yōu)化和生產(chǎn)力的提高。鄭斯林等預測,如果國內(nèi)外經(jīng)濟運行環(huán)境能夠處于常態(tài),今后5-10年中國經(jīng)濟潛在的增長率應是8―10%。

(二)基于定量分析層面的計算

中國社科院經(jīng)研所宏觀經(jīng)濟課題組研究表明,中國投資與經(jīng)濟增長的波動基本上是一致的,國有投資的波動則是經(jīng)濟周期波動的直接原因。根據(jù)對20世紀80年代后期和90年代中期國有和非國有投資作用的分析發(fā)現(xiàn),當經(jīng)濟增長率超過9%時,非國有投資增長率高于國有投資增長率;當經(jīng)濟增長率低于9%時,非國有投資增長率就要低于國有投資增長率。因此9%的經(jīng)濟增長率可以作為經(jīng)濟景氣的判斷值,也就是中國經(jīng)濟的潛在增長率。李善同等通過開發(fā)動態(tài)遞推CGE模型DRCCGE分析,發(fā)現(xiàn)中國經(jīng)濟快速增長的源泉依次為資本積累、勞動力投入和全要素生產(chǎn)率的提高,并預測中國“十一五”期間將保持快速增長,年均增長率為8%左右,2010-2020年年均增長率下降到7%左右,在此期間增長的首要動力仍為資本積累。

近年來很多新方法也相繼引入潛在增長率的估算中。如陳玉宇、譚松濤從產(chǎn)品市場價格出發(fā),解釋經(jīng)濟增長影響通貨膨脹的原因,驗證穩(wěn)態(tài)通貨膨脹的經(jīng)濟增長率(SIRG)在中國的適用性,并測算出我國的SIRG在9.8%左右。劉金全、佟新華檢測了中國經(jīng)濟增長自然率水平,得出充分就業(yè)條件下自然率為8.7%,宏觀調(diào)控和諧有效條件下自然率為8.6%,經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長條件下自然率為8.1%。張鴻武在對潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口估計方法進行歸納的基礎上,對1992-2004年的潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口進行估計,得出我國1992-2004年間季度GDP的潛在增長率為2.25%,折合年均潛在經(jīng)濟增長率約為9%,并認為9%的經(jīng)濟增長率可以作為政府調(diào)控經(jīng)濟的標準。

四、中國經(jīng)濟增長研究小結及簡評

中國宏觀經(jīng)濟的發(fā)展經(jīng)歷了從供給短缺到有效需求不足,再到現(xiàn)在的資源瓶頸和有效需求不足并存的局面。影響中國經(jīng)濟增長的因素很多,涉及中國經(jīng)濟增長的研究角度也很多,對經(jīng)濟增長的研究主

要是尋找、驗證和解釋經(jīng)濟增長的表現(xiàn)特征,并為今后的經(jīng)濟發(fā)展提供借鑒。通過對上文的分析,筆者有以下見解:

第一,中國經(jīng)濟周期的十周期劃分法及對于“大起大落、短起短落”到快速平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢的分析是很科學的,但是對于其時間分割來說,筆者認為選取1994年較之劉樹成所選取的1992年要更為合理,因為在1992年,經(jīng)濟增長速度雖然在保持回落態(tài)勢,但是它并沒有回落到后期經(jīng)濟增長的平穩(wěn)路徑,這個增長的平穩(wěn)路徑應該是從1994年才開始的,所以,選擇1994年作為這兩個階段之間時間分割點更為合理。

第二,經(jīng)濟增長理論主要是從生產(chǎn)供給的角度分析,力圖在既定資源條件下實現(xiàn)產(chǎn)量和產(chǎn)值最大化。但是,當今世界總供給大于總需求已經(jīng)成為經(jīng)濟發(fā)展的常態(tài),而經(jīng)濟增長中考慮需求方面的研究還比較少。從我國經(jīng)濟發(fā)展的階段性來看,當前總需求不足的宏觀經(jīng)濟環(huán)境下,應著重研究總需求不足如何影響經(jīng)濟發(fā)展,什么是促進經(jīng)濟供求平衡的機制,力求謀求經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

第三,當前中國經(jīng)濟增長分析缺乏福利性分析。經(jīng)濟增長并非經(jīng)濟發(fā)展的目標,只是改善人們生活的中間目標而已,最終目標仍然還是追求人們的福利最大化。因此,有必要進行經(jīng)濟增長的福利性評估。因為經(jīng)濟增長和福利增長并非同一,為了最大化社會福利,單純追求經(jīng)濟增長速度最大化不一定會是經(jīng)濟發(fā)展的最優(yōu)選擇。探討這兩者之間的關系,是我們制定未來經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的必要條件。

第四,與前述各觀點不同,筆者認為,經(jīng)濟繼續(xù)保持高速增長的最大難度在于進一步利用制度創(chuàng)造價值的空間日益受到限制。在對于中國經(jīng)濟增長過程的分析中,很多學者有意或者無意地回避了對于中國市場化改革過程中制度創(chuàng)造價值方面的分析,通過市場化改革,一方面使得改革之前的無價值或者少價值的產(chǎn)品投入市場進行交易,另一方面還創(chuàng)造了大量的金融虛擬資產(chǎn),這些都對中國的GDP增長作出了很大的貢獻。那么,從這個角度來看,隨著政府和金融機構創(chuàng)造價值的能力日益下降,制度創(chuàng)造價值的空間將不斷減小,中國的經(jīng)濟增長的難度將會不斷加大。

經(jīng)濟增長的特征范文第2篇

相關理論及現(xiàn)行研究

很多早期的經(jīng)濟學家都對工資問題作過研究,如亞當·斯密、李嘉圖、穆勒、克拉克、馬歇爾、希克斯等。后來,研究者進行了更為細微的研究,如剛性工資的研究、工資差別的研究等,產(chǎn)生了很多理論。單工資差異理論就有人力資本理論、效率工資理論、競爭性勞動力市場理論、制度理論等。

美國經(jīng)濟學家舒爾茨和貝克爾創(chuàng)立的人力資本理論,開辟了人類關于人的生產(chǎn)能力分析的新思路。人力資本理論認為人力資源是一切資源中最主要的資源。

克魯格和薩莫斯提出了效率工資理論,認為企業(yè)都面臨這樣的現(xiàn)實:第一勞動需要監(jiān)督,才會提高效率;第二一些行業(yè)比其他行業(yè)需要更多的特殊技能;第三員工會有辭職現(xiàn)象;第四員工總是認為企業(yè)獨享利潤,而且想方設法提高利潤,從而與企業(yè)形成對立。為了解決這些問題,企業(yè)提高員工工資,一方面激勵員工努力工作,另一方面增加怠工成本,因為工人偷懶時被發(fā)現(xiàn)并被解雇,他將失去一份高工資的工作,高工資構成工人偷懶被抓住從而被開除的機會成本。這就是效率工資理論。效率工資有一個前提條件:社會上存在非自愿失業(yè)。這樣,怠工才有成本,工人很珍惜較高工資的工作。企業(yè)用提高工資來減少過程成本,但提高工資能降低多少成本或者增加多少效益,不同的行業(yè)有不同的結果,因此就形成了不同的行業(yè)工資結構。

競爭性勞動力市場理論認為,在競爭條件下,由于存在一些影響因素,如不同工作副效用、生產(chǎn)率差異、某些勞動工種供給有限、信息不完全導致勞動缺少流動性、歧視等,產(chǎn)生了補償性工資,生產(chǎn)率工資,產(chǎn)業(yè)工資等多種多樣的工資差異。

制度理論認為工會力量和勞動力市場分割是行業(yè)間收入差異形成的主要原因。工會通過控制勞動力供給,達到提升工資的目的,工會力量強的行業(yè)會有更高的行業(yè)工資,工會力量弱或者沒有工會的行業(yè)則工資低。勞動力市場的分割性導致一些處于主要勞動力市場的行業(yè)支付高于市場水平的工資,和更好的工作保障(如低失業(yè)風險)。次級勞動力市場工資則低于市場水平,工作保障也低。

在對我國行業(yè)收入分配差距的研究方面,蔡 (1996),朱世宏(1998),岳昌君、吳淑姣(2005)分別從效率工資、行業(yè)特征和人力資本的外部性角度對勞動力報酬差異問題進行過研究,得到的結論大同小異,都認為不同的行業(yè)對從業(yè)人員人力資本的要求不同,生產(chǎn)效率也不一樣。這些因素在各行業(yè)之間的差異決定了不同行業(yè)之間具有不同的平均工資水平,從而形成了工資差異。金玉國(2008)、宋曉梧(2004)研究過行政壟斷對行業(yè)勞動力報酬差距的影響,認為行政壟斷是造成行業(yè)勞動力報酬差距的主要原因。

現(xiàn)行的研究多從微觀的角度認識勞動力報酬差異問題,認為收入分配差異是由勞動力自身因素引起的,或者與勞動力自身因素有緊密關系。認為勞動力這個群體個體差異大,而崗位的差異也很大,勞動力集合和崗位集合很難一對一地匹配起來,為了建立平衡關系,必須利用工資這個調(diào)節(jié)工具,因此,產(chǎn)生了收入差異。而宏觀方面,如行業(yè)經(jīng)濟增長方式,對行業(yè)勞動力報酬差異的影響,他們都沒有對它進行過研究。其實,從宏觀看,在全球經(jīng)濟一體化、發(fā)展差異化的今天,由于行業(yè)之間的資源稟賦或技術條件不同,行業(yè)在國際或國內(nèi)發(fā)展的優(yōu)勢可能不一樣,經(jīng)濟增長路徑選擇就不同,這些都必然要反映到收入分配上。

行業(yè)收入分配差異的現(xiàn)狀及命題假設

《中國勞動統(tǒng)計年鑒》每年公開收入分配相關數(shù)據(jù),2004年我國進行了全國工業(yè)普查,公開了我國大中類行業(yè)全面經(jīng)濟狀況數(shù)據(jù),本文就是基于這兩方面的數(shù)據(jù)對收入分配差異進行時間序列和截面分析,本文主要研究行業(yè)門類和大類內(nèi)部收入分配差異。

從行業(yè)門類上看,我國行業(yè)收入分配差別不斷擴大,近年有加速擴大的趨勢。在改革開放之初,各行業(yè)最高報酬與最低報酬比例保持在1∶2左右,報酬高的行業(yè)是電力、煤氣、水生產(chǎn)和地質(zhì)勘探、水利管理行業(yè),報酬低的行業(yè)是社會服務業(yè)。在2007年,金融保險業(yè)是收入分配最高的行業(yè),農(nóng)林牧漁業(yè)成為收入分配最低的行業(yè),行業(yè)收入分配最高與最低比擴大到了約1∶5,如圖1所示。改革開放初期,行業(yè)收入分配差距有一定程度的縮小,隨后又逐步擴大,近年加速擴大。行業(yè)收入分配差距擴大的一個明顯特征是新興產(chǎn)業(yè)或新興產(chǎn)業(yè)組織職工工資增長快,傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)職工收入呈下降趨勢,高報酬行業(yè)由傳統(tǒng)的采掘、地質(zhì)水利、電力、煤氣、水生產(chǎn)業(yè)變?yōu)榻鹑?、科學研究和綜合技術服務業(yè)和計算機相關產(chǎn)業(yè)。

從行業(yè)大類上看,收入分配差距比門類大。2007年,最高收入分配行業(yè)為證券業(yè)140501元,最低收入分配行業(yè)為畜牧業(yè)9616元,高低之比為14.61。從2007年我國行業(yè)收入分配分布特征看,偏度不為0,峰度大于3, 2007年行業(yè)收入分配呈右偏分布(見表1)。圖2中算術平均數(shù)大于中位數(shù),說明有偏離值把平均值拉高,偏離值也拉大了行業(yè)收入分配差異。

從行業(yè)經(jīng)濟增長特征角度歸納影響行業(yè)收入分配可能因素,結合我國經(jīng)濟轉型期特殊背景,本文提出如下供檢驗命題:

命題一:行業(yè)收入分配差異與行業(yè)增長方式有關,粗放型增長行業(yè)收入分配低,集約型增長行業(yè)收入分配高,由此形成行業(yè)收入分配差異。

命題二:我國漸進式的經(jīng)濟體制改革致使各行業(yè)被推向市場時間先后不一,至今仍是國有經(jīng)濟占比大的行業(yè)在與已經(jīng)市場化的行業(yè)競爭時占有明顯的優(yōu)勢,并造成了行業(yè)收入分配差異。

行業(yè)經(jīng)濟增長方式的考察指標設計

轉貼于

很多學者研究經(jīng)濟粗放型增長時選擇指標比較主觀,往往用虛擬變量表示,結果出現(xiàn)失真現(xiàn)象。本文將從粗放度、市場集中率、行業(yè)規(guī)模三指標中選擇設計行業(yè)經(jīng)濟增長方式考察指標。

粗放度是指要素投入增長率的貢獻率與經(jīng)濟增長率的比值,如果經(jīng)濟增長率大部分是由要素貢獻的,則為粗放型增長,否則就是集約型增長。根據(jù)我國學者高志英(2000)設計粗放度計算方法,利用《中國統(tǒng)計年鑒》和2004年工業(yè)普查資料計算了各行業(yè)的粗放度,粗放度低于0.5行業(yè)如表2所示(其它的行業(yè)的粗放度都在0.5以上)。由于數(shù)據(jù)不全,第一產(chǎn)業(yè)不能計算粗放度,第二產(chǎn)業(yè)的建筑業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)只能計算門類粗放度。

粗放度數(shù)據(jù)顯示,我國行業(yè)經(jīng)濟增長路徑大部分屬粗放型增長,第二產(chǎn)業(yè)48類產(chǎn)業(yè)中只有8類屬集約型增長,第三類產(chǎn)業(yè)中只有信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)、科學研究、技術服務和地質(zhì)勘查業(yè)、金融業(yè)、居民服務和其他服務業(yè)、租賃和商務服務業(yè)為集約型增長。但由于數(shù)據(jù)口徑不同,有些粗放度計算結果超過合理域值,存在失真現(xiàn)象。因此,粗放度只能作為控制變量,幫助分析其他指標。

市場集中率是指某一特定行業(yè)中少數(shù)幾個最大企業(yè)所占的市場份額,本文用行業(yè)所有收入超億元企業(yè)的收入總和占行業(yè)總收入比來表示。雖然行業(yè)集中率一般是用來反映行業(yè)競爭程度的指標,但我國中小企業(yè)的特點是勞動力密集型,生產(chǎn)產(chǎn)品檔次低,再加上我國企業(yè)注冊門檻低,所以行業(yè)集中率反映另一個事實:中小企業(yè)占比大的行業(yè)具有粗放型增長特征。數(shù)據(jù)顯示,在行業(yè)中億元營業(yè)收入企業(yè)市場占有率(用營業(yè)收入指標衡量)達到75%以上的行業(yè)只有21個,占所分析的88個行業(yè)的23.9%(見表3),這些行業(yè)可以認為是集約型增長,有76.1%的行業(yè)是由眾多中小企業(yè)組成,這些行業(yè)可以認為是粗放型增長。從表3中行業(yè)的市場集中率與收入分配排名對應關系看,市場集中率可作為行業(yè)市場集中度變量。當然市場集中率也反映了自然壟斷信息。

行業(yè)規(guī)模是某一行業(yè)從業(yè)人員數(shù)量占全部樣本行業(yè)從業(yè)人員總數(shù)的比重。改革開放以后,我國外向型經(jīng)濟模式基本確定,近年我國外貿(mào)依存度高達70%,但我國出口加工多,附加值低,出口量大的行業(yè)基本上是一種粗放型增長。由于精確度限制,行業(yè)規(guī)模也只能作為行業(yè)經(jīng)濟增長的內(nèi)在特征考察控制變量。

我國行業(yè)經(jīng)濟增長的運行環(huán)本文由收集整理境考察指標設計。我國經(jīng)濟體制改革仍在不斷深化中,有些行業(yè)國有經(jīng)濟比例比較低,有些行業(yè)比較高。考察我國行業(yè)經(jīng)濟增長路徑的環(huán)境特征—行業(yè)的行政壟斷度,無疑使用行業(yè)國有企業(yè)比例指標最合適。由于數(shù)據(jù)的局限,國有企業(yè)比例用某一行業(yè)國有單位從業(yè)人員數(shù)量占全部樣本行業(yè)從業(yè)人員總數(shù)的比重表示,比例越高表示行政壟斷特征越明顯,前二十個高國有企業(yè)比例行業(yè)如表4所示。

從行業(yè)收入分配與所有制結構關系(見表4)上看,收入分配高的行業(yè),其國有企業(yè)比例確實比較高,具有行政壟斷特征,如煙草制品業(yè)、管道運輸業(yè)、新聞出版業(yè)等。同時,我們注意到,林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)、農(nóng)林牧漁服務業(yè)的國有企業(yè)比例都很高,但它們的收入分配排名卻排在最后,批發(fā)和零售業(yè)、租賃和商務服務業(yè)、居民服務和其他服務業(yè)的國有企業(yè)比例低,其收入分配也低。

匯總上面設計的指標,得到表5。

行業(yè)經(jīng)濟增長路徑對收入分配增長效應估計

(一)基于行業(yè)門類

以行業(yè)門類的收入分配為因變量,以市場集中度、行政壟斷度為自變量,以粗放度、行業(yè)規(guī)模為控制變量,在《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和 2004年全國工業(yè)普查資料的基礎上,采用最小二乘法(ols)進行回歸系數(shù)估計,views6.0計算結果見表6。

回歸結果表明行業(yè)門類收入分配與市場集中度關聯(lián)緊密,能通過t檢驗,但與行政壟斷度指標關系不密切,回歸系數(shù)不能通過相關檢驗。結果說明行業(yè)收入分配與行業(yè)經(jīng)濟增長方式相關,但這種關系的詳細特征沒有體現(xiàn),可能因為資料分類較粗,估計方法不適當,因為最小二乘法要求較高,如對樣本分布要求無偏、正態(tài)性,對時間序列要求具有平穩(wěn)性,對解釋變量之間要求不具有自相關性等。為此,本文需要對細分行業(yè)—大類進行分位數(shù)回歸。

(二)基于行業(yè)大類

koenker 和bassett (1978) 提出分位數(shù)回歸,其目的是觀察分布中不同分位點上解釋變量對被解釋變量的不同邊際效應,其基本模型為:

其中:yi為被解釋變量,xi是第θ個分位點所有解釋變量觀察值,βθi表示對應于被解釋變量第θi個分位數(shù)的各解釋變量的回歸系數(shù),εθi是隨機誤差項,服從正態(tài)分布。

對于每一個分位點,分位數(shù)回歸的參數(shù)估計一般采用加權絕對離差最?。╳eighted least absolute,wla)方法,權數(shù)確定規(guī)則為在回歸線上方的點(殘差為正),賦予其權重為ω;對于在回歸線下方的點(殘差為負),賦予其權重為(1-ω),然后求誤差絕對值的加權和,使這一個加權和最小的系數(shù)即為參數(shù)的樣本估計值。上面βθi的估計值表達式為:

(1)

與普通線性回歸最小二乘法相比,分位數(shù)回歸具有如下特點:第一,分位數(shù)回歸對回歸關系進行更詳細的特征描述,不僅僅是均值分析,其估計的參數(shù)值βθi將隨θi值的變化而有所不同,反映同樣的影響因素對處在不同水平的研究對象作用大小,更全面地體現(xiàn)影響因素的作用規(guī)律,而普通線性回歸最小二乘法對整體回歸信息匯總,樣本分布的局部信息被隱藏了。第二,分位數(shù)回歸模型是對總體按分布逐段分割再回歸,異常值變得不很異常,因為異常值是對總體均值而言的,對分段均值的影響減小了,因此,其意義更加具體、重要。第三,分位數(shù)回歸系數(shù)估計穩(wěn)健性約束條件(如回歸殘差項呈正態(tài)分布等)大大減少。因此,分位數(shù)回歸模型已發(fā)展成為描述樣本分布細部特征的有力工具。第四,分位數(shù)回歸是使殘差的絕對值的一個表達式最小,這個表達式不可微,傳統(tǒng)求導方法不適用,需要借用線性規(guī)劃方法或單純型算法。轉貼于

armstrong、frome 和kung(1979) 等提出的線性規(guī)劃技術迭代求解,也可以在廣義矩方法的框架下求解。views6.0 提供的qreg-quantile regression(including lad)功能,可以對分位數(shù)回歸具體求解。

本文以行業(yè)勞動報酬為因變量,以市場集中度、行政壟斷度為自變量,以粗放度、行業(yè)規(guī)模為控制變量,建立分位數(shù)回歸模型,檢驗回歸關系的穩(wěn)定性。

以2004年全國工業(yè)普查資料基礎上整理、計算以上指標,建立三個模型。views6.0計算結果如表7所示。

三個回歸模型回歸結果顯示:行業(yè)經(jīng)濟增長特征變量回歸系數(shù)合理,符合相關原理;市場集中度、國有比例、常數(shù)項回歸系數(shù)t檢驗值及顯著性從低分位數(shù)到高分位數(shù)不斷提高,表現(xiàn)出明顯的關聯(lián)關系。

行業(yè)經(jīng)濟增長特征對行業(yè)收入分配增長效應分析

回歸結果顯示,行業(yè)經(jīng)濟增長特征對行業(yè)收入分配增長影響顯著。

(一)行業(yè)入職薪酬對行業(yè)收入分配差異形成起了基礎作用

從三個回歸模型看,隨著分位數(shù)的提高,常數(shù)項基本呈上升趨勢,最高入職薪酬是最低入職薪酬的1.5倍左右,即行業(yè)入職薪酬對行業(yè)收入分配差異的形成起了一個基礎作用,但不是主要決定性作用。行業(yè)制定不同入職薪酬的可能原因:一是某些行業(yè)為了吸引優(yōu)秀人才,提供較好待遇條件;二是行業(yè)發(fā)展要求有較高素質(zhì)的職工,自然提供較高的底薪。

三個回歸模型常數(shù)項的t檢驗顯著性穩(wěn)步提高,都通過了0.01的顯著性檢驗。說明入職薪酬的影響是明顯的,且不受控制因素影響,否定零假設。

(二)行業(yè)經(jīng)濟增長方式對收入分配增長具有正向遞增邊際效應

從三個回歸模型看,市場集中度是影響收入分配增長的第一要素。雖然市場集中度與行業(yè)國有企業(yè)比例對行業(yè)收入分配增長的邊際效應接近,但是市場集中度的貢獻穩(wěn)定,并且相關關系明顯,命題一成立。

第一,隨著分位數(shù)的提高,市場集中度的回歸系數(shù)不斷增大,即邊際效應不斷加強。市場集中度小的行業(yè)是中小企業(yè)占比大的行業(yè),它們的收入分配增長慢,市場集中度大的行業(yè)是大中型企業(yè)占比大的行業(yè),它們的收入分配增長快,從而拉開了行業(yè)收入分配差異。

第二,正向作用。因為無論粗放型增長還是集約型增長,企業(yè)都要順應時代的變化發(fā)展,物價的上升、生活水平的提高引起的消費結構變化,收入分配都要不斷提高。另一方面,企業(yè)都要獲得社會平均資金回報率,否則企業(yè)就不可能持續(xù)經(jīng)營下去,因此,企業(yè)應該具備增長收入分配的能力。從粗放到集約的過程是效率提高、企業(yè)經(jīng)濟狀況的改善、剩余增加的過程,相應地在收益分配中相應地增加收入分配,只是程度不一樣。

第三,隨分位數(shù)提高,系數(shù)檢驗值不斷提高,逐漸通過更為嚴格的顯著水平檢驗。高低效應系數(shù)相比約為3,顯著水平從0.1提高到0.01,邊際效應穩(wěn)定。

(三)運行環(huán)境對行業(yè)收入分配增長具有一定的正向影響作用

第一,正向作用。三個模型顯示,行業(yè)行政壟斷度與行業(yè)收入分配增長有正向相關關系。可能的原因:一是工資存在剛性,消費具有棘輪效應,甚至工資還需要有不同程度的提高,否則影響員工工作積極性。所以對行政壟斷度較低的行業(yè)也必須保證一定工資的增長。二是在我國,行政壟斷行業(yè)關聯(lián)國家經(jīng)濟命脈,尤其是一些全國性的大型壟斷企業(yè)履行著部分國家戰(zhàn)略管理職能,操縱市場,利用其優(yōu)勢地位將規(guī)模擴大帶來的成本壓力轉嫁出去,鞏固和加強壟斷地位,形成獨立寡頭,獲取超額企業(yè)剩余。三是在國有企業(yè)中,國有產(chǎn)權表面明晰,實為不明晰,國有經(jīng)濟是一種“所有者缺位”經(jīng)濟,行政壟斷企業(yè)管理者為了獲取員工的支持,有更傾向于在收入分配決定中提高勞動的分享比例、在收益分配上侵蝕所有者利益現(xiàn)象。

行業(yè)經(jīng)濟增長的運行環(huán)境造成的行業(yè)收入分配差異在于不僅存在收入分配的差距,而且在效應上國有企業(yè)的工資更像是效率工資,因為我國基本上是勞動力供大于求,而提高工資對企業(yè)沒有成本壓力,不影響利潤,企業(yè)通過轉嫁成本,相應提高售價,從而消化了提升工資的成本。但它不一定產(chǎn)生了高效率。

第二,作用強度不同。除首尾兩個分位點外,從低分位數(shù)到高分位數(shù),行業(yè)行政壟斷度對行業(yè)收入分配增長邊際效應逐漸增強,強弱相比約為4倍。從各大類行業(yè)看,國有企業(yè)從參與競爭、影響價格和供給,到壟斷價格和供給,其成本容忍空間和消化能力由小到大,獲取利潤由低到高。

第三,在模型一和模型二中,除低分位數(shù)外,隨分位數(shù)提高,系數(shù)檢驗值不斷提高,逐漸通過更為嚴格的顯著水平檢驗,顯著水平從10%提高到1%。

但是從上文中的三個模型上看,行業(yè)的行政壟斷對行業(yè)收入分配增長邊際效應不穩(wěn)定,模型三中最高分位數(shù)的邊際系數(shù)未能通過t檢驗。從數(shù)據(jù)上看,我國林業(yè)和農(nóng)林牧漁服務業(yè)等行業(yè)國有經(jīng)濟比例都處最高之列,但是其行業(yè)收入分配最低,可能的原因是受行業(yè)產(chǎn)品屬性和市場的影響,例如林業(yè),為了保護我國極為稀缺的天然資源,國家對林業(yè)壟斷經(jīng)營,禁止亂砍亂伐,而且林業(yè)產(chǎn)品作為生產(chǎn)原料居多,作為直接消費品少,生產(chǎn)周期長,存儲量有限,這些屬性制約著企業(yè)剩余,無法與煙草制品業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)等行業(yè)相比。相反,通訊設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)、化學纖維制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等行業(yè),其行政壟斷度并不高,不是行政壟斷行業(yè),但是這些行業(yè)可能是因為技術、資本等其他原因形成了對市場的自然壟斷,轉貼于

從而獲取了超額利潤。

行業(yè)經(jīng)濟增長的運行環(huán)境對行業(yè)收入分配影響的實證說明命題二不成立,行政壟斷造成了行業(yè)收入差距過大的結論不很貼切,不是所有國有企業(yè)都存在高收入分配。

結論及政策啟示

(一)結論

利用普通最小二乘法對行業(yè)門類進行回歸分析和利用分位數(shù)法對大類行業(yè)進行回歸,發(fā)現(xiàn)行業(yè)收入分配形成與行業(yè)經(jīng)濟增長特征緊密相關,行業(yè)經(jīng)濟增長方式和運行環(huán)境是形成行業(yè)收入分配差異的重要影響因素。行業(yè)經(jīng)濟增長方式是影響行業(yè)收入分配差異的第一要素,具有正向作用,隨著集約增長強度的增加,邊際效益逐漸增強。行業(yè)經(jīng)濟增長的運行環(huán)境對行業(yè)收入分配差異擴大也有正向影響,是第二大影響因素。一般地說,行政壟斷強的行業(yè),其收入分配會高,相反,收入分配就會低些。

本文發(fā)現(xiàn)影響行業(yè)收入分配差異的壟斷因素不是行政(所有制)壟斷,而是自然寡頭壟斷,形成壟斷的原因可能是技術、資金等非所有制因素,行政壟斷也要通過形成規(guī)模企業(yè)才能影響行業(yè)收入分配,因此,“行政壟斷造成了行業(yè)收入差異過大”不貼切。

經(jīng)濟增長的特征范文第3篇

摘 要:運用

>> 旅游業(yè)對經(jīng)濟增長溢出效應分析 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的空間效應分析 R&D投入對中國經(jīng)濟增長的溢出效應分析 FDI對我國經(jīng)濟增長的技術溢出效應分析 免費試用經(jīng)濟溢出效應分析 經(jīng)濟增長的就業(yè)效應分析 環(huán)境約束條件下中國省際經(jīng)濟效率空間溢出效應分析 我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的空間效應分析 我國創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟增長影響的空間效應分析 公共投資、空間溢出效應與區(qū)域經(jīng)濟增長 FDI對湖南經(jīng)濟增長的效應分析 區(qū)域經(jīng)濟增長的城鄉(xiāng)結構效應分析 金融對經(jīng)濟增長的影響效應分析 中國經(jīng)濟增長的貿(mào)易效應分析 中國經(jīng)濟增長放緩的全球效應分析 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的效應分析 FDI的經(jīng)濟增長效應分析 中國的區(qū)域關聯(lián)與經(jīng)濟增長的空間溢出效應 空間溢出\門檻特征與能源效率的經(jīng)濟增長效應 國際貿(mào)易、技術溢出對中國區(qū)域經(jīng)濟的效應分析 常見問題解答 當前所在位置:};同時,徐建剛等學者運用空間自相關方法對非洲經(jīng)濟體1994—2002年經(jīng)濟發(fā)展空間格局進行了研究,發(fā)現(xiàn)非洲經(jīng)濟體存在弱的相關性{徐建剛,尹海偉,鐘桂芬等:《基于空間自相關的非洲經(jīng)濟格局》[J],載《經(jīng)濟地理》2006年第5期,第771774頁。}。因此,本文綜合以上考慮選取研究時間序列2003—2010年,以期檢驗非洲經(jīng)濟增長的空間格局是否依然具有空間關聯(lián)性,空間因素是否對經(jīng)濟增長有作用。

非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的空間分析

1. 空間自相關與σ收斂檢驗

全局空間自相關從區(qū)域整體上分析空間集聚性特征(見圖1),2003—2010年Moran’s I指數(shù)顯著為正且基本呈下降趨勢,從2003年的0.33下降至2010年的0.25,表明非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長存在弱空間相關性,各國家之間的經(jīng)濟增長呈逐漸弱集聚態(tài)勢,也可以看出非洲經(jīng)濟體因地域廣闊,各國家之間的經(jīng)濟聯(lián)系不緊密,這成為了非洲國家經(jīng)濟一體化進程緩慢的原因之一。“σ收斂”是各國或地區(qū)的人均收入水平隨著時間的推移而趨于減少,一般用變異系數(shù)來衡量。以人均GDP為基準值計算變異系數(shù)(CV)作為σ收斂的測算指標,判斷非洲經(jīng)濟體各個國家間2003—2010年的經(jīng)濟增長情況。結果表明:變異系數(shù)在2003—2008年持續(xù)地階段性上升,從1.33上升至1.7;2008年出現(xiàn)較大幅度的波動,之后緩慢上升,說明在2008年之前非洲經(jīng)濟體不存在σ收斂趨勢,隨后雖然出現(xiàn)收斂波動,變異系數(shù)僅此一年出現(xiàn)下降并不能說明經(jīng)濟出現(xiàn)收斂現(xiàn)象,整個時間序列上非洲經(jīng)濟體呈現(xiàn)發(fā)散趨勢。

圖1 2003—2010年σ收斂性檢驗

2. 非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的空間格局分析

全局的Moran’s I系數(shù)反映了區(qū)域經(jīng)濟增長和趨同的整體情況,這在一定程度上可能會掩蓋地區(qū)內(nèi)部的空間集聚動態(tài)特征,也不能反映單個國家或區(qū)域的集聚特征。因此,對局部的Moran’s I系數(shù)進行四種類型(HH、HL、LH、LL)的劃分,并可視化表達(見圖2)。

圖2 2003—2010年非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長局部空間分布特征(1) 從時間演化角度分析發(fā)現(xiàn),2003年HH區(qū)域占整個區(qū)域的22%,LH區(qū)域占16%,LL區(qū)域占62%,HL區(qū)域數(shù)量為0,2010年較2003年HH區(qū)域數(shù)量有所上升且占27%,其余區(qū)域占比都是下降的,其中安哥拉和埃及由2003年的LH區(qū)域躍遷至2010年的HH區(qū)域,加納、多哥、貝寧從LL區(qū)域躍遷至LH區(qū)域,其余區(qū)域都沒有發(fā)生變化。說明非洲國家在2003—2010年間經(jīng)濟增長過程中存在空間溢出效應,高經(jīng)濟增長國家對毗鄰的國家具有正向經(jīng)濟效應,而區(qū)域經(jīng)濟體與其毗鄰區(qū)域之間經(jīng)濟空間格局具有較高的穩(wěn)定性。

(2) 從空間分布特征角度看,HH區(qū)域集聚分布在北非的大部分國家,剛果盆地以及非洲南部的部分國家,LH區(qū)域主要是津巴布韋、莫桑比克、喀麥隆、中非共和國、加納、多哥、貝寧、尼日利亞、萊索托等國家,其他非洲國家都處于LL區(qū)域。非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)出集聚增長模式,這一結論與徐建剛(2006)對非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長聚類分析得到的結論具有一致性,說明非洲經(jīng)濟體近18年來經(jīng)濟增長格局變化不大,尤其是非盟的成立對穩(wěn)定非洲政治經(jīng)濟環(huán)境起到較大作用。HH區(qū)域的國家都是地域較為廣闊、土地肥沃、礦產(chǎn)資源豐富的國家,殖民宗主國遺留的經(jīng)濟影響依然影響現(xiàn)在非洲的經(jīng)濟發(fā)展。

非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的空間溢出效應分析

空間自相關描述了環(huán)境或者背景區(qū)域?qū)^(qū)域經(jīng)濟增長的影響,體現(xiàn)了空間依賴性,而空間溢出效應描述了區(qū)域之間的相互影響關系。當控制了空間影響因素后,即將空間因素視為隨機誤差項,在空間鄰近的區(qū)域亦發(fā)生資本的邊際收益遞減現(xiàn)象,說明發(fā)生了絕對的經(jīng)濟趨同。從微觀機理的角度分析,一個區(qū)域經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長依賴與其他經(jīng)濟體的增長軌跡,即會發(fā)生極化與擴散效應,在空間上往往表現(xiàn)出經(jīng)濟增長相似的俱樂部。

1. 經(jīng)濟增長的絕對β收斂檢驗

“絕對β收斂”是指落后地區(qū)往往比富裕地區(qū)有更高的增長率,即經(jīng)濟增長率與經(jīng)濟發(fā)展初始水平之間存在負相關關系,絕對收斂假設經(jīng)濟體趨于共同的均衡穩(wěn)態(tài){ 洪國志、胡華穎、李郇:《中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展收斂的空間計量分析》[J],載《地理學報》2010年第65卷第12期,第15481558頁。}。探索式空間資料分析結果表明,非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟成長率有正向空間依賴性。因此,分別利用空間誤差模型和空間滯后模型來檢驗非洲經(jīng)濟體空間上的溢出效應。

回歸結果表明(見表1),是否嵌入空間因素,初始人均GDP系數(shù)β值均大于0,且在0.001的顯著性水平下回歸結果顯著,拒絕絕對β收斂假說,即在不考慮其他因素情況下,非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長不存在絕對β收斂。說明非洲經(jīng)濟體初始經(jīng)濟條件對經(jīng)濟增長影響較大,雖然獨立后非洲經(jīng)濟體作為新經(jīng)濟體成為國際市場的一部分,但是殖民經(jīng)濟時期的影響依然使得現(xiàn)在的非洲大陸在國際市場中處于邊緣化地位,又因政局不穩(wěn)、社會動蕩導致經(jīng)濟脆弱,經(jīng)濟增長的后勁不足,所以經(jīng)濟增長過程中經(jīng)濟水平發(fā)達的國家如埃及、突尼斯等國經(jīng)濟增長速度遠高于落后國家,出現(xiàn)非均衡發(fā)展的格局。通過嵌入空間權重矩陣之后的誤差項和滯后項來檢驗毗鄰區(qū)域在空間上的空間溢出效應。依據(jù)LIK、AIC、SC檢驗值發(fā)現(xiàn)空間誤差模型擬合效果最佳,即在經(jīng)濟增長過程中毗鄰區(qū)域?qū)δ繕藚^(qū)域的空間溢出效應體現(xiàn)在其經(jīng)濟社會產(chǎn)生的隨機震蕩方面,而不是技術知識的擴散影響。具體對非洲經(jīng)濟體而言,說明當今非洲依然是經(jīng)濟結構單一,過度依賴國際市場,經(jīng)濟發(fā)展比較脆弱,容易受到國際市場大環(huán)境的影響,區(qū)域內(nèi)的增長極國家空間溢出效應主要表現(xiàn)為極化效應。非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展處于起步階段,實現(xiàn)區(qū)域一體化發(fā)展需要創(chuàng)造良好的國際合作關系,加強非盟在經(jīng)濟上的促進作用。表1 非洲地區(qū)絕對β收斂模型檢驗結果

注:LIK,AIC,SC三個指標是對多個模型擬合效果進行檢驗的信息準則,對數(shù)似然值(LIK)越大,擬合效果越好,而赤池信息量準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)正好相反,其值越低,擬合效果越好。

2. 俱樂部收斂檢驗

通過前文檢驗,非洲經(jīng)濟體既不存在α收斂也不存在絕對β收斂,但是具有空間外溢效應。因此,進一步檢驗在高水平區(qū)域與低水平區(qū)域是否各自為俱樂部,出現(xiàn)俱樂部收斂趨勢?在進行俱樂部分析前,本文采用識別空間集聚區(qū)的Getis-Ord統(tǒng)計量劃分空間俱樂部。Getis-Ord統(tǒng)計量大于0,表示經(jīng)濟水平高的空間集聚區(qū)為核心區(qū);反之,表示經(jīng)濟水平低的空間集聚區(qū)為區(qū){董冠鵬,郭騰云,馬靜:《空間依賴、空間異質(zhì)與京津冀都市地區(qū)經(jīng)濟收斂》[J].2010年第30卷第5期,第679684頁。}:

圖3 非洲地區(qū)核心—空間結構由圖3可知,2003年、2010年兩個時間截面的核心區(qū)域具有空間穩(wěn)健性,核心區(qū)域內(nèi)的國家是非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展較快的國家,區(qū)域基本上是經(jīng)濟落后國家,經(jīng)濟增長均呈現(xiàn)出南北夾擊,由西向東的擴張模式。從回歸結果看(見表4),空間自相關系數(shù)0.1301在1%水平下顯著,說明在核心區(qū)域和區(qū)域內(nèi)存在空間依賴性,非洲經(jīng)濟體整體上經(jīng)濟增長出現(xiàn)分異。但是,在經(jīng)濟發(fā)展相似的區(qū)域,因空間依賴作用而出現(xiàn)經(jīng)濟增長俱樂部。核心區(qū)域與區(qū)域的收斂系數(shù)均為正,說明雖然經(jīng)濟增長集聚現(xiàn)象出現(xiàn)了俱樂部,但是不存在俱樂部收斂趨勢,經(jīng)濟發(fā)展水平高的國家依然是各自俱樂部的經(jīng)濟增長核心,這與非洲經(jīng)濟體地域范圍廣、空間差異大、網(wǎng)絡化的基礎設施缺乏、殖民地依附性經(jīng)濟結構以及區(qū)域社會政治的復雜性密切相關。如以南非為中心的南部非洲受到世界大國的投資與優(yōu)惠貿(mào)易政策的影響而成為南部區(qū)域的增長極,以埃及、突尼斯為主的北部非洲受歐盟南下政策影響較大,幾內(nèi)亞灣國家有豐富的石油資源,所以非洲經(jīng)濟體內(nèi)部各自形成增長極{姚桂梅:《非洲經(jīng)濟發(fā)展的主要特征評述》[J],載《西亞非洲》2005年第4期,第6772頁。}。核心區(qū)域標準誤差為0.059 7,小于區(qū)域,說明處于核心區(qū)域的國家經(jīng)濟增長較為穩(wěn)定,自獨立以來,經(jīng)濟發(fā)展初步形成了具有本國特色的增長模式,毗鄰國家的經(jīng)濟波動對其影響甚微。表2 2003—2010年非洲地區(qū)俱樂部收斂性檢驗

區(qū)域有些國家如蘇丹、剛果民主共和國等國經(jīng)常因為政治矛盾或種族沖突而發(fā)生戰(zhàn)亂,政治的不穩(wěn)定使得這些國家一方面對知識、技術的吸納能力較弱,另一方面容易受到毗鄰區(qū)域政治與經(jīng)濟波動的影響,經(jīng)濟結構比較脆弱?;拘纬傻暮诵木銟凡颗c俱樂部經(jīng)濟空間結構穩(wěn)定,經(jīng)濟增長快的國家和經(jīng)濟增長落后的國家各自均出現(xiàn)集聚增長模式,非洲經(jīng)濟體自2002年非盟正式成立以來,一體化發(fā)展進程加快,由俱樂部的集聚性可以驗證南共體、西共體、北非國家經(jīng)濟體內(nèi)部存在空間溢出正效應,因此,在俱樂部內(nèi)部實現(xiàn)貿(mào)易、市場自由化,打破殖民經(jīng)濟的壁壘是實現(xiàn)非洲經(jīng)濟體一體化發(fā)展的關鍵。

非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的空間溢出路徑分析

1. 空間溢出路徑的模型構建

前面的分析說明了非洲經(jīng)濟體未出現(xiàn)收斂趨勢,經(jīng)濟增長的決定因素是內(nèi)生性因素,外國的直接投資通過“溢出效應”而起作用,主要表現(xiàn)在拉動技術進步和增加人力資本存量。非洲經(jīng)濟體由于受到殖民主義影響深刻,對殖民宗主國的依賴性較高,在具體分析對經(jīng)濟增長的影響因素時考慮產(chǎn)業(yè)結構、人力資本、國內(nèi)資本存量、國際貿(mào)易活動等。根據(jù)總量生產(chǎn)函數(shù)構造計量模型:yit=αi+β1ISit+β2HCit+β3CSit+β4ITit+εit(1)其中,y為GDP增長率,IS為產(chǎn)業(yè)結構,HC為人力資本存量,CS 為國內(nèi)資本存量,IT為國際貿(mào)易活動,α為不隨時間變化的常數(shù)項,ε為誤差項;產(chǎn)業(yè)結構具體分解為煤礦產(chǎn)Mit、電氣水Wit、零售業(yè)REit,人力資本以非洲國家受教育年限等級數(shù)據(jù)(Firit,Secit,Thiit)表示,國內(nèi)資本存量分解為政府財政支出Git和固定資產(chǎn)投資Fixit,以出口額Expit與進口額Impit來反映非洲經(jīng)濟體的國際貿(mào)易活動,將以上分解后的各個因素均納入生產(chǎn)模型。

2. 計量結果分析

將非洲經(jīng)濟體國家2003—2010年社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)整理為面板數(shù)據(jù),因西撒哈拉缺失數(shù)據(jù)較多,從模型擬合的樣本中剔除。因此,最后確定納入模型計算的只有48個非洲國家7個時間段的數(shù)據(jù),面板數(shù)據(jù)的樣本容量為336。為了提高模型的擬合程度,在不改變模型結構的條件下引入截距項。通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗,分別建立了混合模型、截距維的固定效應模型(似然比檢驗)、截距維的隨機效應模型(Hausman檢驗),通過檢驗結果的比較和驗證最后發(fā)現(xiàn)隨機效應模型擬合最好。表3 非洲經(jīng)濟體溢出路徑擬合估計結果

從隨機效應模型擬合結果可以看出:

(1) 人力資本而言,初級教育普及程度對經(jīng)濟增長率的影響最為顯著,說明非洲國家的高等教育普及率不高,教育資源缺乏,高素質(zhì)人口對經(jīng)濟建設的貢獻不突出。

(2) 煤、礦產(chǎn)資源、電氣水等資源性因子系數(shù)遠遠大于其余因子的系數(shù),依然是非洲經(jīng)濟增長的強生動力。說明非洲國家目前的經(jīng)濟增長主要依賴于本國的礦產(chǎn)資源開發(fā),經(jīng)濟增長模式單一化,加劇了經(jīng)濟增長的脆弱性。

(3) 零售業(yè)系數(shù)為負值,從產(chǎn)品制造的產(chǎn)業(yè)鏈來看,說明整個第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的拉動作用不明顯,產(chǎn)業(yè)結構不平衡發(fā)展,影響了非洲國家間的經(jīng)濟合作,減緩了區(qū)域一體化進程。

(4) 就國內(nèi)資本存量而言,政府財政支出是經(jīng)濟增長的正向拉動因素,而固定資產(chǎn)投資具有不穩(wěn)定性,從溢出效應的角度分析投資國對非洲經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長具有一定的決定性作用,同時,也驗證了非洲經(jīng)濟體去殖民化過程還未完全完成, 曾遺留的“畸形”經(jīng)濟結構對非洲經(jīng)濟增長影響深遠。

(5) 進、出口貿(mào)易對非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長都具有正向的拉動作用,在全球經(jīng)濟復蘇的背景下,非洲與國際的貿(mào)易合作愈來愈多,為非洲產(chǎn)品出口奠定了穩(wěn)定的市場,同時也為非洲經(jīng)濟增長創(chuàng)造了新的增長路徑。

綜合以上分析,非洲經(jīng)濟體空間溢出路徑主要源于礦產(chǎn)資源開發(fā)和進出口貿(mào)易,資本存量對經(jīng)濟增長有正向作用,但溢出效應不顯著。因此,從溢出路徑角度,非洲國家應加大投資力度(人力資本投資和固定資產(chǎn)投資),提高投資效益,改善投資環(huán)境,適當調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構,平衡以礦產(chǎn)資源為主的發(fā)展模式,加大對制造業(yè)、零售業(yè)、服務業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,因地制宜地發(fā)展各個國家優(yōu)勢,提高國際貿(mào)易依存度。

非洲經(jīng)濟體空間溢出效應模擬

經(jīng)過前文空間自相關系數(shù)與外溢效應分析,發(fā)現(xiàn)非洲經(jīng)濟體在經(jīng)濟增長過程中外溢效應對經(jīng)濟增長作用顯著,且溢出效應對非洲經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長具有正向帶動作用。因此,在2010年經(jīng)濟發(fā)展的基礎上對非洲經(jīng)濟體溢出效應進行模擬。根據(jù)以上研究發(fā)現(xiàn),空間溢出的地理效應均是通過毗鄰區(qū)域的隨機誤差項產(chǎn)生影響。因此,提高殘差標準差至原始殘差的2倍,各個國家的經(jīng)濟實力作為權重,對核心區(qū)域的“極核”國家埃及、尼日利亞、南非進行沖擊,擬合結果見圖4。

圖4 核心區(qū)域空間外溢效應模擬分布圖

(1) 核心區(qū)域的沖擊對南非、尼日利亞、埃及的影響最大,經(jīng)濟增長率提高了1.03倍,摩洛哥、阿爾及利亞影響次之;區(qū)域剛果民主共和國的經(jīng)濟增長率較之前提高了0.15倍。

(2) 核心區(qū)域與區(qū)域的沖擊空間分布呈現(xiàn)出跳躍式片區(qū)分布,大部分的區(qū)域被處于-0.0065—-0.0381單位標準差之間的國家所分割,受到埃及、南非等核心增長極沖擊的影響,利比亞、乍得、剛果、安哥拉、博茨瓦納受到的沖擊在同一等級,從空間分布上形成南北非間的通道,而東西方向分布沒有空間連續(xù)性,說明非洲經(jīng)濟體實現(xiàn)一體化發(fā)展南北夾擊趨勢比東西擴張更有成效。

(3) 從隨機沖擊帶來的空間外溢效應的影響范圍和程度來看,承接核心增長的二級層次國家較少,沖擊范圍跳躍了第二層次,第三層次的國家即經(jīng)濟發(fā)展較為落后的國家所占比例較大,核心國家的極化效應大于涓滴效應,對鄰近的不發(fā)達國家影響較小,這與本國自身的經(jīng)濟發(fā)展基礎條件也有關系。說明非洲經(jīng)濟體的一體化發(fā)展單靠幾個經(jīng)濟發(fā)展好的國家經(jīng)濟帶動是遠遠不夠的,如博茨瓦納、津巴布韋、納米比亞等國家是非洲經(jīng)濟體進一步經(jīng)濟增長的次級核心。

結 論

隨著非洲經(jīng)濟體的不斷成長,對其經(jīng)濟發(fā)展特征的研究受到了廣泛關注。引入相關模型,揭示非洲經(jīng)濟體發(fā)展空間溢出效應,對于更為深刻地認知非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的過程具有重要意義。本文引入空間自相關系數(shù)、β收斂系數(shù)和俱樂部收斂性檢驗等方法對上述問題進行了初步檢驗,結果顯示:

(1) 非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長不存在明顯的α、β收斂趨勢,也不存在俱樂部收斂。但是,存在顯著的空間外溢效應,經(jīng)濟體呈現(xiàn)明顯的“增長極”發(fā)展模式,形成了以埃及、摩洛哥、突尼斯、南非等國家為核心的“核心區(qū)域”和以大部分經(jīng)濟實力較差的國家為核心的“區(qū)域”。

(2) 核心區(qū)域內(nèi)部空間溢出效應為正效應,因其產(chǎn)業(yè)配套設施完善,城市化水平較高,人力資本存量相對較高,接受知識、技術擴散的能力較強,抗經(jīng)濟風險能力較強,成為區(qū)域內(nèi)的“極點”;區(qū)域由于經(jīng)濟發(fā)展過程中長期遺留的歷史性原因,空間溢出效應不顯著。而非洲各個國家之間因經(jīng)濟發(fā)展差異較大、地域面積較廣而導致空間溢出正效應不明顯。因此,非洲經(jīng)濟體整體的經(jīng)濟增長極化效應遠大于涓滴效應。

(3) 非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟增長的空間路徑更多的依賴國家的礦產(chǎn)資源和自身的優(yōu)勢資源開發(fā),對創(chuàng)新技術、高等教育、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的投資力度不大,國際間貿(mào)易還未形成規(guī)?;7侵藿?jīng)濟體在經(jīng)濟全球化大背景的驅(qū)動下應加快去殖民化進程,加大非盟內(nèi)國家之間的經(jīng)濟聯(lián)系,實現(xiàn)資源優(yōu)勢互補,提高整體經(jīng)濟效益。

(4) 隨機沖擊產(chǎn)生的空間外溢效應模擬表明,非洲經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展快的國家作為區(qū)域核心,對其沖擊后產(chǎn)生的空間分布不具有明顯的等級特征,處于次級核心的國家數(shù)量極少,空間布局依然是以核心區(qū)域的幾個國家為主的跳躍式分布。第三層次的國家在南北之間形成經(jīng)濟聯(lián)系通道,而由西向東擴張的趨勢不明顯,南北夾擊成為非洲經(jīng)濟體一體化發(fā)展的關鍵。

非洲經(jīng)濟體發(fā)展過程中所表現(xiàn)出的空間溢出效應特征,不僅是一個經(jīng)濟過程,也具有較為復雜的歷史、政治等特征,因此,這里只是揭示了這一問題的表象,其本質(zhì)仍需要進一步探索與研究。

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經(jīng)濟增長的特征范文第4篇

關鍵詞:工業(yè)總產(chǎn)值;工業(yè)固定資產(chǎn);經(jīng)濟轉型;人力資本

中圖分類號:F421 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2013)08-0009-03

引言

對中國經(jīng)濟增長和轉型方面的研究是當前的熱點問題。對經(jīng)濟增長源泉進行判斷又是中國經(jīng)濟增長方式轉型的前提。在中國工業(yè)化進程中,GDP中主要的貢獻來源于工業(yè),因此,對工業(yè)產(chǎn)值的動力源進行探索是一個值得研究的課題。

從理論上講,迄今已有很多關于對中國經(jīng)濟增長因素、動力、增長方式、轉型升級等理論上的研究。如Chow(1993)、Borensztein和Ostry(1996)、Krugman(1994)、Young(2003)、李子聯(lián)(2011)等,對中國經(jīng)濟持續(xù)增長的基本因素進行了理論研究;常艷(2005)和劉曉紅(2009)等學者通過計量方法對人力資本在中國經(jīng)濟增長中的作用進行了實證研究;彭國川(2002)和等(2006)通過模型建立研究了中國經(jīng)濟增長動力源問題;尹子民、羅麗兮(1998)和未來10年我國工業(yè)增長的驅(qū)動力研究課題組(2011)則通過相應數(shù)據(jù)對中國工業(yè)的增長方式和速率進行了理論研究;陳勇、李小平(2007)、林毅夫(2008)、龐瑞芝(2009)和杜群陽等(2011)通過轉型期間中國工業(yè)行業(yè)的新特征和出現(xiàn)的新理論對轉型期間中國工業(yè)的經(jīng)濟增長進行了相關研究。

然而,從目前的研究文獻來看,盡管它們都從一個側面反映了中國工業(yè)增長的一些特征,但對于中國工業(yè)經(jīng)濟增長的動力源問題及未來應該如何進一步發(fā)展,解答還不盡完善,而對于這些問題的回答目前又是受人們普遍關注的。因此,筆者從這個角度出發(fā),采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),實證研究2009年中國工業(yè)增長中勞動力就業(yè)、固定資產(chǎn)投入與產(chǎn)出關系,試圖找出工業(yè)增長的動力源,并進一步從研究結果出發(fā),為中國工業(yè)經(jīng)濟增長的轉型之路提出一些具體且實際的建議。另外,筆者之所以考慮采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來分析所要研究的問題,主要是因為它是經(jīng)濟學中使用最廣泛的一種生產(chǎn)函數(shù)形式,具有很多優(yōu)良特性,且在數(shù)理經(jīng)濟學與經(jīng)濟計量學的研究與應用中都具有重要的地位。同時,本文采用EViews 6.0軟件進行計量分析,從而保證研究的科學性。

一、研究設計與實證分析

(一)研究設計

1.數(shù)據(jù)收集

本文采用的數(shù)據(jù)是橫截面數(shù)據(jù),收集了2009年中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的相關數(shù)據(jù),均來自國家統(tǒng)計局2010年統(tǒng)計年鑒。我國有34個省市自治區(qū)和直轄市,本文采用了除港澳臺地區(qū)的大陸31個省市自治區(qū)的數(shù)據(jù)資料,原因是港澳臺與大陸的統(tǒng)計方式不一樣,且港澳臺地區(qū)的實際情況也于大陸有所不同。

2.模型建立

(二)實證分析

1.模型初始估計

假定模型InYi=β0+β2InX2i+β3InX3i+ui滿足經(jīng)典線性回歸模型的假定。用OLS法得到如下回歸:

因此,可以看到2009年中國工業(yè)產(chǎn)出的勞動與資本彈性分別是0.5927和0.6126。換言之,在研究時期,保持資本投入不變,勞動投入增加1%,平均導致產(chǎn)出增加約0.59%。類似的,保持勞動投入不變,資本投入增加1%,平均導致產(chǎn)出增加約0.61%。把兩個產(chǎn)出彈性相加得到1.20,即為規(guī)模報酬參數(shù)的取值??吹贸鰜恚诖搜芯科陂g,中國工業(yè)具有規(guī)模報酬遞增的特征。

從純粹的統(tǒng)計觀點看,所估計的回歸線對數(shù)據(jù)的擬合相當良好。R2取值為0.9803,表示產(chǎn)出(的對數(shù))的變異98%都可由勞動和資本(的對數(shù))來解釋。

2.對模型的檢驗

(1)多重共線性檢驗和殘差的正態(tài)性檢驗

利用EViews可知此模型的最小本征值是0.0296,最大本征值是1.9704。因此可得:k=1.9704/0.0296=66.5676

(2)異方差性檢驗

根據(jù)WHITE檢驗,可得:nR2=7.7369,其漸進地服從自由度為4的χ2分布,對于4個自由度,2.5%的χ2臨界值是11.1433;5%的χ2臨界值是9.4877;10%的χ2臨界值是7.7794。因此可認為此處不存在異方差性。

(3)序列相關檢驗

本文采用德賓-沃森統(tǒng)計量來進行序列相關檢驗。在此模型中,觀測次數(shù)n為31,不含常數(shù)項的解釋變量個數(shù)k′為2。因此,已知D.W.=1.884972,即d值約為1.885。查表得:當n=31,k′=2時,dL=1.297,dU=1.570。此模型計算出來的值1.885>1.570,因此D.W.統(tǒng)計量顯示模型不存在自相關。

(4)顯著性和擬合優(yōu)度檢驗

經(jīng)濟增長的特征范文第5篇

(一)復雜大系統(tǒng)的特征

從現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展的大趨勢來看,復雜大系統(tǒng)具有開放性、層次性、動態(tài)性、復雜性特征。一般來說,復雜大系統(tǒng)都是有人、機、環(huán)境三大要素來構成的,要素之間的溝通需要借助環(huán)境所賦予的各項參數(shù)進行,因此社會經(jīng)濟系統(tǒng)必須是一個開放性的系統(tǒng),否則其會失去生命力。構成復雜大系統(tǒng)的要素通常是許多小系統(tǒng),這些小系統(tǒng)在獨立發(fā)揮作用時是呈現(xiàn)層次性的,這也體現(xiàn)了復雜大系統(tǒng)的層次性。社會經(jīng)濟是不斷發(fā)展變化的,這也使得復雜大系統(tǒng)的穩(wěn)定狀態(tài)是動態(tài)的,社會經(jīng)濟因素的變動帶動系統(tǒng)的變動。復雜性則可分為三個層次,即物理層的復雜性、生物層的復雜性、社會經(jīng)濟層的復雜性。

(二)電子商務的大系統(tǒng)特征

電子商務的大系統(tǒng)是社會經(jīng)濟復雜大系統(tǒng)的重要組成部分,可視作是其子系統(tǒng),因此電子商務的大系統(tǒng)除具備復雜大系統(tǒng)的主要特征之外,還具有電子商務系統(tǒng)的特征。電子商務的大系統(tǒng)是開放狀態(tài)的,它面向的是所有企業(yè)與個人,在開放的環(huán)境中完成物質(zhì)交換與信息交換。系統(tǒng)通常包含若干個子系統(tǒng),這是由其商務活動的性質(zhì)決定的,比如企業(yè)投入的資源、各職能部門等。系統(tǒng)的子系統(tǒng)種類繁多且復雜,由于電子商務大系統(tǒng)具有開放性特征,這使得構成或參與電子商務活動的要素很多,每個要素都可能成為一個子系統(tǒng),這造成了子系統(tǒng)的種類繁多且具有復雜性特征。

二、電子商務與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展控制理論與方式

(一)電子商務協(xié)調(diào)發(fā)展的大系統(tǒng)遞階結構

電子商務系統(tǒng)是社會經(jīng)濟大系統(tǒng)的子系統(tǒng),因此其可按照大系統(tǒng)的多層遞階結構思想來建立多層管理模式,即將電子商務系統(tǒng)按照構成要素分成相互獨立的多個子系統(tǒng),每個子系統(tǒng)相互關聯(lián),通過統(tǒng)計指標分析可建立三層結構的遞階結構系統(tǒng):局部控制級(直接控制層,最低決策級)、遞階控制級(最優(yōu)化層、中間決策級)、協(xié)調(diào)控制層(自適應層,最高決策級)。根據(jù)國民經(jīng)濟控制原理,這種三層結構的電子商務遞階結構系統(tǒng)更有利于實現(xiàn)國民經(jīng)濟的協(xié)調(diào)控制,促進產(chǎn)業(yè)組織結構的優(yōu)化,改善企業(yè)經(jīng)營管理。遞階結構的電子商務系統(tǒng)體現(xiàn)較強的雙向控制特征,即電子商務與經(jīng)濟增長的雙向控制。

(二)電子商務與經(jīng)濟增長間的協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)模型

要研究電子商務對經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)控制評價,需要建立電子商務與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)控制指數(shù)模型,該模型需要滿足兩個要素,即協(xié)調(diào)度與發(fā)展量。首先,根據(jù)電子商務與經(jīng)濟發(fā)展的特征與相互關聯(lián),建立電子商務與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展評價指數(shù),并對該指數(shù)進行無量綱處理,使該模型能夠?qū)崿F(xiàn)量化分析;其次,據(jù)大系統(tǒng)的協(xié)調(diào)原則,即關聯(lián)預估原理,計算每個指標的狀態(tài)變量指標的協(xié)調(diào)變量,并對無量綱指標進行標準化處理,并進行加權加法。

(三)電子商務協(xié)調(diào)控制模型

在研究電子商務與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)控制時,可將電子商務視作一個大系統(tǒng),將其構成要素視為其的子系統(tǒng),那么從電子商務與經(jīng)濟增長的實際出發(fā),通過分析電子商務大系統(tǒng)的各個子系統(tǒng)模型,并在內(nèi)在關聯(lián)的作用下生成整體的模型結構。即:Xij(k+1)=φ(k)•θij(k)+vij(k)從模型的構建來看,其計算過程如下:①收集研究對象的資料,并根據(jù)構建模型的需求統(tǒng)計單個指標;②根據(jù)上述模型計算時變參數(shù)θij(k);③在確定好各項參數(shù)后,結合實際情況采取最為合理的方法對參數(shù)進行估計與預測;④采用狀態(tài)方程的自適應預測與控制;⑤進行電子商務大系統(tǒng)的自適應協(xié)調(diào)控制。

三、電子商務與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展及雙向控制

(一)電子商務—經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展控制

要想分析電子商務—經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展,必須設計出電子商務系統(tǒng)控制指標與經(jīng)濟系統(tǒng)控制的指標,然后計算協(xié)調(diào)度指標。電子商務—經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展控制指標體系主要包括信息資源開發(fā)效率指標、信息資源投入效率指標、信息資源利用效率指標、協(xié)調(diào)度指標。協(xié)調(diào)度指標主要包括管理運行協(xié)調(diào)度、企業(yè)文化適宜度。將所有指標明確后,經(jīng)過無量綱化處理,即可實現(xiàn)對電子商務—經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展控制的評價。

(二)企業(yè)電子商務協(xié)調(diào)發(fā)展評價

企業(yè)電子商務協(xié)調(diào)發(fā)展評價既是將電子商務大系統(tǒng)所有指標進行加權量化,一般采用多級模糊綜合評價方法進行。涉及評價的指標主要包括內(nèi)生信息資源產(chǎn)出率、外生信息資源產(chǎn)出率、電子商務收益率、電子商務銷售收益率、信息基礎設備使用率、電子商務需求效率、電子商務應用效率、電子商務利用率、專利成果利用率、電子商務人員業(yè)績、電子商務系統(tǒng)運行調(diào)度、企業(yè)文化適宜度、管理運行協(xié)調(diào)度等。對所有指標因素進行量化加權后,通過綜合分析,可實現(xiàn)電子商務經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展評價。

(三)電子商務與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)控制思路

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