时间：2023-07-28 17:32:02
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇经济增长趋势，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
[关键词] 产出缺口 Kalman滤波 AD-AS模型 宏观经济走势 经济政策
中国经济同世界经济的联系日益紧密，全球金融危机使中国经济发展面临诸多困难和挑战，不确定不稳定因素明显增多。本文拟运用Kalman滤波估算我国1978年～2008年潜在产出与产出缺口，进而在AD-AS模型的框架下从理论上分析影响短期经济波动的关键因素预测宏观经济走势并提出政策建议。
一、基于产出缺口对宏观经济运行的实证分析
本文选取从1978年至2007年的年度GDP数据 ，根据GDP平减指数剔除不可比因素，得到GDP的可比数列。2008年GDP年度数值根据2008年一至三季度数据及增长率推算。由此可得GDP的时间数列{GDPt}。
量测方程： （1）
状态方程：
（2）
其中，，分别代表GDPt的趋势循环要素（潜在产出）和不规则要素。的AR(p)模型的自回归阶数p=2，以上各式中的，，κt均为随机干扰项。
使用ADF检验方法进行单位根检验（本文略），数列中含有1个单位根，即{FDPt}是一阶单整数列，满足模型需要的前提条件。
运行EViews程序即可得到潜在产出数列{}。这种估算方法实际上是建立在新古典主义对潜在产出的定义，从而，可以依（3）式可方便的得到较为直观的产出缺口，得到产出缺口数列{}。
（3）
对数列{}进行对数化处理再取平均值可得到中国潜在产出平均增长率约为9.58%，对产出缺口数列{}取平均值可得平均产出缺口约为0.28%。
图1描述了我国1978年～2008年产出缺口周期性变动的轨迹。中国经济保持9.58%的长期增长趋势使得产出缺口平均保持在0.28%。这意味着，中国改革开放以来的高增长是以过度利用资源，包括自然资源和劳动力资源为代价的。同时，中国经济要想保持9.58%这个较高的增长率，就要求产出缺口平均为0.28%。根据推算，2008年产出缺口约为0.33%，已接均值。
二、基于AD-AS模型对宏观经济走势的理论分析
凯恩斯主义强调政府宏观调控的作用，在当前世界金融危机下，市场自发调节难以奏效，此时应用凯恩斯主义经典模型分析中国经济波动与走势具有重要的现实意义。我国2008年初经济运行出于正缺口（图2（A）），图中AD1（短期总需求）与AS1（短期总供给）的交点所对应得横坐标Y1表示实际产出，Y1与Y*之差表示产出的正缺口|Y*Y1|。价格水平却不是AD1与AS1的交点的纵坐标，而是AD1与LAS（长期总供给）的交点的纵坐标P1，原因是在产出正缺口的情形下，总需求提高会发生乘数效应的阻断，使得价格提高的幅度大于产出增加的幅度，引发通胀。
1.中国当前已进入经济收缩期
至2008年第三季度，我国产出正缺口缩小，实际（均衡）产出向趋势线回归，中国经济步入收缩期。基于图2（A），新的产出应位于Y1与Y*之间，并靠近Y*，从而AD和AS曲线必然至少有一条向左移动。笔者认为我国当前经济运行状态可由图2（B）表示，即AD1向左移动至AD2表示总需求降低，AS1曲线也向左移动至AS2表示总供给降低，长期生产能力――潜在产出趋势线LAS保持不动，则AD2与AS2的交点横坐标Y2表示当前的实际产出，Y2与Y*之间的距离|Y*Y2|表示产出正缺口，同理仍然是AD2与LAS交点的纵坐标表示当前的价格水平P2而非新均衡点的纵坐标。显见，2008年一季度至三季度，产出缺口由|Y*Y1|减少至|Y*Y2|，价格水平也由P1下降至P2，由于乘数效应阻断的存在，价格下降幅度不如产出下降幅度大。换句话说就是国民收入下降幅度小于物价下降幅度，当前仍面通货膨胀的压力。另一方面，由于价格变动总是滞后于产出变动，在收缩期，伴随产出正缺口的缩小，实际产出趋于潜在产出，价格存在继续下降的空间，只不过时间上滞后，在经济政策的调整中必须考虑到这一点。
2.短期的经济波动不会改变中国的长期经济增长趋势
2008年以后，可以预见10年～20年中影响中国经济长期增长的上述因素不会发生根本性的逆转，因此，经济的长期增长趋势不会发生根本性的改变。这样说，并不认为中国经济增长趋势在未来10年～20年总可保持模型计算出的9.58%左右的平均增长率。首先，美国次贷危机将导致全世界经济增长速度将放缓，这必将会影响作为我国经济增长三驾马车之一的出口贸易，也会在一定程度上影响中国的经济增长速度。其次，加入WTO后的中国经济与世界经济紧密相连，随着开放程度特别是金融业开放的不断深化，外部经济环境的变化将成为影响我国经济的重要因素。本次金融危机引发世界经济衰退，不可避免的冲击我国宏观经济运行。再次，我国自改革开放至今，经济保持平均9.58%的高增长率，是以过度利用资源为代价的，基本的经济常识告诉我们，这种增长方式是不可能长期维持的，这也是可持续发展决不能容忍的，转变经济增长方式是保持经济平稳增长的必由之路。由此，经济增长趋势会出现小幅持续下移。不妨假设未来10年～20年中国长期增长趋势是9%，至少维持在8%以上。这就是说，图中的长期总供给曲线LAS的位置向左小幅移动。对于2008年第四季度到2009年甚至2010年，可以合理的假设其位置保持不变。
3.中国经济经历短期供给冲击
(1)我国自然资源和劳动资源的结构性短缺必然导致生产成本的上升,进而使短期总供给降低。受国内外自然资源短缺,以及国内劳动资源结构性短缺的影响,2007年原材料、能源、机械设备等产品价格的上升,以及劳动工资水平的上涨，不可能不抬高2008年的生产成本。此外,2008年中国南方雪灾、汶川地震,三鹿奶粉事件,无疑对我国短期总供给造成负面影响。上述分析从2008年的PPI变动也可看出:6.1%(1月),8%(3月),8.8%(6月),10.1%(8月)。可见,成本的上升减少了短期总供给,图中AS1曲线必然左移。
(2)供给冲击之后的短期总供给不是影响我国经济短期波动的主要因素。短期总供给一般较短期总需求稳定，特别是我国在2008年经历一次供给冲击后。当今世界经济疲软，供给的变动更多取决于需求的变动，无论是生产者还是消费者都不同程度的对经济失去信心，在这种预期下生产者提供的产量将减少，他们将观望总需求的变动：如果政府调控有力，总需求回升，他们会增加产量；如果总需求依然低迷，没有厂商愿意增加供给。总供给的短期增减都是相对于总需求而言的，从而在对当前中国经济的分析中假定总供给短期内不变是合理的。无论是理论分析还是政策制定，都要更多地关注总需求。
4.短期总需求的变动成为经济运行的关键因素
(1)多因素共同作用使得2008年总需求呈下降趋势。决定总需求的因素包括影响消费需求、投资需求、政府需求和来自国外部门的需求等诸多因素。第一，1月份 CPI为7.1%，直到7月仍在6.3%的高位，价格水平的上升会导致国内有支付能力的消费需求和投资需求的相对减少，进而总需求降低。第二，为控制经济发展过“热”，2007年以来，我国政府不断出台多项抑制经济过热的紧缩性政策且力度不断加大、直到2008年9月才停止。这些针对总需求（特别是投资需求）的紧缩性政策效应仍会在2008年下半年及2009年产生效应，可以预见总需求还会继续下降。第三，全球金融海啸正在向实体经济传导，以美国为首的中国主要贸易伙伴国经济疲软，也使得总需求继续呈下降趋势。
(2)总需求的变动将成为我国经济波动的关键因素。全球金融危机正使得世界主要发达国家经济疲软，作为世界主要经济体的中国不可能不受到影响，不考虑其他国际联系，只考虑出口的减少就会在一定程度上影响中国的经济增长速度，而目前这种传导刚刚开始，这种使产出向潜在趋势线回归的动因将持续。
另一方面，即使国外经济形势没有发生如此巨变，如前述分析，我国经济在2008年一季度达到“拐点”掉头向下进入收缩期。而根据以前年度的经验，产出正缺口会逐渐缩小，实际产出回归甚至跌过潜在产出，出现产出负缺口，这是经济自发调节必须的过程。我国产出缺口长期超出0.3%，如果任由经济自身调节，其收缩的深度一定会跌破-0.4%的产出负缺口。而国际经济形势的突变会加剧经济收缩的进程，即只有让AD2曲线持续左移。
综上，及时调整经济政策，控制经济收缩在产出缺口区间[-0.3%，0.3%]、经济增长率不低于8%非常重要，因为如果能够控制，则避免了经济的大起大跌，而且也不会对世界本已低迷的经济雪上加霜。而经济政策的制定必须针对总需求，把握时机与力度出台政策以提高总需求，通过对总需求的调节熨平经济波动，防止经济波动演变为经济危机。
三、经济政策建议
从短期看，把握时机持续实施扩张的财政政策与货币政策，并坚持以财政政策调节为主。考虑到原有紧缩性政策的效应时滞，必须转而实施扩张的经济政策。考虑到增税和减税效应的不对称性，应以扩张性财政政策为主。考虑到新扩张性政策的效应时滞，在经济增长率逼近9%时适当加大财政政策力度，跌破趋势线后应再次施行扩张性财政政策。对于调整总需求中可能出现的物价波动，可以考虑采用相应的货币政策调节。
经济政策的最佳目标是使经济增长在可接受的区间内，最差则是不使经济增长率低于8%进入萧条期，出现经济过冷。只要政府愿意，就是举借数万亿元的国债来拉动经济增长，以保持至少8%的经济增长率也不是不可能的。事实上，2008年三季度的居民储蓄存款余额已高达207998.47亿元，这就为政府极端的经济情况下通过举借国债刺激经济增长奠定了坚实的经济基础。
从中国经济运行的长期来看：一方面，不应再考过度利用资源的方式达到高增长，客观上这也是不可能长期维持的。转变经济增长方式，实现可持续发展，这是保持中国经济稳定发展的客观要求而且这也是可能的；另一方面，政府宏观调控必然牺牲一定的效率，应坚持以市场为基础，充分发挥市场自发配置资源、调节经济的能力，以政府宏观调控为辅，走出一条有中国特色的社会主义市场经济之路。
参考文献：
关键词：浙江省;经济增长;物流业;统计分析
一、引言
伴随着网络购物和电子商务的发展，加快了各个地区经济的发展，尤其是物流产业。虽然物流也属于经济的一部分，都是影响国民经济的重要组成部分，但是将物流从经济中分离出来，可以更科学的分析物流与经济的相互关系。浙江省的大部分处于长三角经济圈，且与我国经济发展最发达的上海接壤，也推动了浙江省经济增长，带来了周边地区物流的发展。如何衡量物流与经济的互动发展关系，探索物流的发展对经济的依赖程度等都是值得研究的热点话题。
二、浙江省物流与经济的发展现状
浙江省物流产业与经济增长总体上呈现快速增长的态势，但是仍存在少许的波动状况。由于物流与经济的增长值的数据差额较多，笔者采用主次坐标轴的方法来衡量物流与经济的发展趋势，这样能更清晰的将两者的增长趋势和波动关系展现出来。浙江省呈现持续稳定快速增长的态势，物流业特不甘落后，发展速度也较快。具体的物流与经济发展趋势图如下图所示。
图 浙江省物流与经济发展趋势图
数据来源：根据浙江省历年统计年鉴数据整理绘制而得。
从浙江省GDP历年的增长趋势来看，不仅是GDP的总值呈现增长的态势，而且GDP的增长率也呈现增长的趋势。交通运输、仓储和邮政业的产值基本上可以衡量浙江省物流的产值，因此本文采用交通运输、仓储和邮政业来代替物流产业。而浙江省物流的发展趋势却出现了少许的波动，呈现曲折增长的态势。综观物流产业15年的发展趋势，可以发现物流产业呈现先上升然后下降，再上升的发展趋势。相对其上升的趋势而言，下降的趋势较少且时间也较短，因此从总体来看，浙江省物流产业呈现整体上升的增长态势。从图中还可以看出两者的关系呈现不断变化的趋势，因此本文将1997年至2011年期间物流与经济的发展关系主要分为三个阶段。第一阶段是1997年至2004年，在期间内，浙江省物流产业的产值曲线位于GDP的上方，说明此阶段物流产业产值的相对增加额高于生产总值的增加额，尤其是2003年之前，物流产值的相对增加额与生产总值的相对增加额的产值呈扩大的态势，而在2004年基本上出现了重合。第二阶段是2004年至2008年期间，此阶段物流与经济增长趋势图呈现了重叠，说明两者基本上呈现了相似的增长态势。第三阶段是2009年至2011年期间，经济的增长趋势超过了物流的增长趋势，表明经济带动了物流的发展。
总之，浙江省物流的投资前景都是比较可观的，虽然2004年左右浙江省物流产值出现较大的波动，但总体而言，浙江省物流一直呈现快速发展的趋势。由物流是经济发展的基础辅产业，是经济增长的催化剂，因此物流产业投资十分重要，加上投资的乘数加速原理，我们基本可以预测它对浙江省经济的发展作出巨大贡献。而经济发展是物流发展的必要前提，因此可以预测两者之间可能存在较强的互动关系。对于两者浙江的具体关系本文将在下文进行实证检验。
三、浙江省物流与经济的实证
为了进一步对浙江省物流与经济的关系，本文通过量化分析，使研究更具有说服力。本文采用物流产值及浙江GDP的时间序列数据来研究浙江省物流与经济发展的互动关系。
1.指标的选取和数据来源说明
（1）浙江省物流业发展指标。物流业这一概念是交通运输、邮电运输、仓储等行业的综合，因此在实证的时候需要对这些指标进行综合处理。基于数据的可获得性，本文采用浙江省交通运输业、邮电通信业和仓储业增加值的总和来反映浙江省物流业产值，物流业产值指标用LOGI表示，其中数据来源为历年《浙江省统计年鉴》。
（2）浙江省经济发展水平指标。经济发展水平一般可用生产总值GDP来表示，但这里需要注意的是，GDP分为名义GDP和实际GDP，而统计局记载的往往是名义GDP。由于受通货膨胀等因素的影响，名义GDP往往不能确切地反映一个地区的经济发展水平，名义GDP的变动也不能确切反映地区经济增长程度的快慢，只有消除了通货膨胀等因素才能确切反映经济发展水平。因此本文选取浙江省实际生产总值GDP作为浙江省经济发展水平的指标，简记为GDP，数据来源为历年《浙江省统计年鉴》。
本文选取1997年～2012年浙江省的年度数据作为样本，数据来源于各年度《浙江省统计年鉴》。其中物流业产值和GDP的数据都是剔除价格水平后的实际产值，计算方法为名义产值除以某一年为基期价格指数。为了使历年实际产值数据具有可比性，本文选取以1997年为基期（即1997年的价格指数为1）。
2.浙江物流与经济增长的误差修正模型（ECM）
对于经典的回归模型是建立在平稳序列的基础上的，而对于非平稳序列则可能出现伪回归。为了检验两个变量之间到底是否存在某种均衡关系，便需要对这两者进行协整检验。协整检验的基本思想就是检验对两个变量回归后得到的残差序列是否属于平稳序列，若是则协整，反之则不协整。由于变量指标较少，本文将采用恩格尔-格兰杰两步法对时间序列lnLOGI和ln GDP进行协整检验。
首先以lnGDP为因变量，lnREI为自变量建立协整回归方程：
lnGDPt=a0+a1lnLOGIt+ut （1）
通过最小二乘估计得到回归结果为：
lnGDPt=1.775+1.195lnREIt （2）
（24.7606） （21.36967）
R2=0.905 F=58.593
在得到两者的协整回归方程后，再对残差序列进行单位根检验，仍旧采用ADF检验，得到残差序列的ADF结果：残差序列的ADF检验值均小于1%、5%和10%显著性水平下的值，因此认为残差序列是平稳序列。于是我们可认为时间序列lnLOGI和lnGDP是协整的，即存在长期稳定关系。从回归方程（2）我们可以初步看出，浙江省经济增长与物流投资之间具有显著的正相关性，而且根据弹性理论，浙江省物流产值每提高1个百分点，浙江省经济水平就会提高1.195个百分点，说明浙江省物流业发展对经济水平提高的作用巨大。
由于浙江省物流业发展与经济发展之间存在长期稳定的关系，因此必须存在一种短期均衡。下面采用误差修正模型来分析这种短期均衡。首先构建误差修正模型如下：
ΔGDPt=a1ΔLOGIt+a2ΔLOGIt-1+a3et-1 （3）
其中，Δ表示原变量的一阶差分，et-1表示残差项的1阶滞后项。通过VEC估计，结果如下：
ΔGDPt=8.4092ΔLOGIt+3.0159ΔLOGIt-10.6290et-1 （4）
（3.8704） （1.4703） （-2.5563）
其中，该模型的拟合度为0.8216。从上述结果可知，物流业产值的一阶滞后项系数为正，且非常显著，表明短期内物流业的微小变动就会促使经济发生较大变动，即短期内浙江省经济发展对当期物流业的敏感度非常高。但是，ΔLOGIt-1的系数并没有通过显著性检验，说明浙江省短期经济只对当期物流业的变动产生反应，而对上一期物流业的变动没有显著的敏感性。从误差项的系数可知，该模型符合一种反向修正的均衡机制，当物流业的波动较高时，通过负向修正均衡，使物流业的波动与经济波动达成一种短期均衡。
3.浙江省物流业与经济关系的进一步分析
上面提到浙江省物流业产值每提高1个百分点，浙江省经济水平就会提高1.195个百分点，但这也只是仅考虑这两个变量而不引入其他影响因素得到的结果。但考虑到他们之间的关系存在一定滞后效应，因此必须纳入滞后期，对两者的互动程度作进一步实证。首先构建模型如下：
lnGDPt=a0+a1lnLOGIt-1+ut （5）
lnLOGIt=b0+b1lnGDPt-1+ut （6）
仍选取1997年～2012年浙江省年度数据为样本进行实证分析。
使用EVIEWS6.0对回归模型（3）进行最小二乘估计，回归结果如下表所示。
表 回归结果
由上表可知，方程一的回归拟合值达到0.804，残差的平方和只有0.991;方程二的回归拟合值达到0.819，残差的平方和只有0.395，表明该回归结果是非常理想的。观察各变量的系数值及显著性，得到以下结论：
（1）lnLOGI（-1）的系数值为1.208，并且t统计量为7.015，通过1%显著性水平下的显著性检验，表明浙江省物流业发展对浙江省实际GDP的影响是非常显著的，并且这种关系是正相关的。用弹性来解释就是，浙江省物流业水平每提高一个百分点，将会明显促进浙江省GDP提高约1.208个百分点。
（2）lnGDP（-1）的系数值为0.611，并且由t统计量及显著性检验可知通过了1%显著性水平的显著性检验，这表明浙江省实际GDP对物流业的正影响也是非常显著的。用弹性来解释就是，浙江省GDP每提高一个百分点，将会明显促进浙江省物流业水平提高约0.611个百分点。
综合上面两个实证结果，本文再一次验证了浙江省物流业与经济发展水平之间存在稳定的互动关系。
四、结语
由于浙江省经济结构存在不合理问题，最可靠的解决方法当属优化结构，合理投资各个行业中，将物流的内部企业进行重组兼并，优化浙江省物流的产业链，打造物流的信息平台，建立物流产业链体系。此外，还应该根据浙江省各个的具体情况进行产业调整，形成物流的块状发展趋势。在优化结构中，一定要权衡传统运输业与物流的比重，在促进传统运输业发展的同时，更要重视发展物流业，这样才能增加物流业的附加值，为浙江省民经济的增长贡献一份力。
从发达国家的发展经验表明，物流的发展离不开科学技术的进步。因此，浙江省应该加大物流开发研究的费用，培养大高素质的人才为浙江省经济发展提供人员基础。加快培养金融保险、物流英语、服务贸易等方面的人才，这样才能提高浙江省经济的人力资源管理。对于充分发挥资本市场在浙江省经济中的推动作用，不仅可以促进我省经济的快速增长，也加快了浙江省物流的发展。不仅可以借助金融等金融机构进行借贷，还应该开展民间集资，确保物流企业在发展中拥有充足的资本。如温州市作为我国金融改革试点，大力发展民间银行以及民间集资。这样不仅有利于提高本土企业的核心竞争力，还促进了股权融资、企业债券融资、创业融资等融资方式向资本一体化发展，进而推动浙江省经济一体化的发展。
参考文献：
关键词:货币政策;法定存款准备金;就业;奥肯定律
中图分类号:F822.0 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2010)05-0008-04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.05.02
随着改革开放的深入,我国正处于体制转轨和结构升级的关键时期,同时我国经济融入国际化的程度也越来越高,这都使我国未来的就业形势变得十分严峻,是关系我国经济发展和社会稳定的重大战略问题。尤其是在当前金融危机的影响下,世界经济遭受重创,金融市场急剧恶化,股市连连受挫,我国也同样面临着经济贸易下滑,大量企业倒闭,致使失业人口不断攀升的局面,因此我国央行实行稳健的货币政策,在2008年两次下调法定存款准备金率,以增加货币供应量,促进经济增长。货币政策是国家宏观调控的必要手段,在促进就业和缓解失业压力的过程中担负着重要职责和任务,因此,深入研究我国失业和货币政策之间的关系有着重要的现实意义。
一、文献综述
庸俗经济学的代表萨伊(Jean Baptiste Say)把货币仅仅认为是流通工具,其把货币和货物的流通速度等同起来。[1]托马斯・孟(Thomas Mun)认为货币和商品有密切关系,当货币数量丰富时商品的价格将上涨,当货币数量缺乏时则商品价格将将下降。[2]洛克(John Locks)认为货品的价值分为固有价值和市场价值两种,固有价值起因于其所满足的欲望,市场价值则为供求关系所决定,而货币的价值只是由供给数量决定。[3]休谟(David Hume)认为任何物品的价格都是由商品与货币之间的比例所决定,任何一方发生变动均会引起物价的涨落。[4]奥地利学派的魏克赛尔货币理论的中心内容是货币价值理论,他认为物价的变动是货币数量和其它因素共同作用的结果,货币价值理论应该是动态的,要考虑时间因素。[5]林达尔(Erik Lindahl)是魏克赛尔的学生,他认为货币管理当局影响物价水平的重要手段是银行的存贷款利率,降低利率使所有资本价值增加,而提高利率则可降低所有资本价值同时影响投资,造成物价的降落导致失业。[6]新古典综合学派是由萨缪尔森(Samuelson)创立,在他们看来货币政策主要是通过金融中介信贷的可获性发挥作用,它虽然是一种有效的工具但不适应控制通货膨胀。[7]现代货币主义理论的代表人物有费雪(Irving Fisher)、约翰・穆勒(John Mill)、庇古(Arthur C.Pigou)、弗里德曼(Friedman)等,他们认为政府应该采取固定的规则避免过多的干预自由市场。[4]
凯恩斯学派的“相机抉择”论和弗里德曼的“单一规则”论在货币政策研究方面最具影响。“相机抉择”的货币政策指在经济萧条时采取扩张的货币政策刺激有效需求,促进经济增长,增加就业机会;反之,在经济过热时采取收缩性的货币政策抑制有效需求,限制投资和消费的增长。而“单一规则”则认为不管经济形势怎样变化,都要维持一个稳定的货币供给增长速度。
国外经济学家对货币理论和货币政策的研究,对于正确认识我国的货币政策很有帮助,目前我国就业压力急剧增加,如何正确使用货币政策促进经济发展显得尤为重要,因此有必要对我国的货币政策和就业之间的关系进行研究。
二、货币政策促进就业的传导机制分析
货币政策指中央银行为实现既定的经济目标①运用各种工具调节货币供给,进而影响宏观经济的方针和措施的总和。货币政策工具是指中央银行为了实现既定的货币政策目标所采取的政策手段,主要包括再贴现业务、公开市场操作和准备金制度三大政策工具。由于在我国再贴现业务和公开市场操作起步较晚,并且对金融市场和金融结构的要求条件较高,不便于本文分析,因此本文以法定准备金制度为研究对象。
中央银行作为货币政策的制定者,通过改变法定存款准备金率,对商业银行的信用创造能力产生极大影响,用公式表示为:D=C×。其中,C为基础货币;r为法定存款准备金率;e为超额准备金率;c为现金漏损率;h为财政性存款比率;D是货币供给量。
通过上述公式可看出,中央银行完全可以通过改变法定准备金率来影响整个社会的货币供给量。具体而言,中央银行降低法定准备金率,使派生乘数提高,有利于银行扩张信贷,引起贷款和投资的扩大,增加货币供给量;反之,中央银行提高法定准备金率则使派生乘数下降,贷款与投资紧缩,从而产生相反的效果,降低货币供给量。
在经济萧条时期,中央银行实行扩张性的货币政策,通过降低法定准备金率,引起贷款和投资的增加,扩大生产能力来刺激总需求,从而促进经济发展。根据奥肯定律②可知,当实际GDP增长相对于潜在GDP增长上升2%时,失业率下降大约1%,也就是说GDP的增长能够降低失业率,因此可通过扩张性的货币政策引起投资增加,促进经济增长,从而促进就业。它的传导途径如下图所示:
三、我国失业人口变动与银行贷款的关系
由于我国在计划经济时期没有失业这一概念,失业问题是在我国实行改革开放,市场经济体制建立后才逐渐引起政府的重视。因此,本文在分析货币政策与就业之间的关系时选取的时间是自1978年起。
从图2看出,城镇失业人口增长趋势成倒S型,1984年失业人口最少,此后呈增长趋势,1992年出现短暂拐点,失业人口有所减少,但总的趋势一直在增加;在改革开放初期,失业率曾高达5%以上,但随着经济的发展开始回落,1996年以前失业率一直低于3%,但自2002年起便一直高于4%。
企业是推动经济发展的主要力量,是投资、吸纳就业人口的主体。企业投资的资金来自银行信用的扩张,其的变化代表着法定存款准备金率的实施效果,因此本文就以全社会固定资产投资的国内贷款为研究点,探讨货币政策工具法定存款准备金率的改变如何影响就业。
从图3可看出国内贷款的变化率和城镇登记失业人口变化率大致呈反比例关系变现,当国内贷款增长迅速、增长率增大时,城镇登记失业人口的增长率便呈现出下降,甚至是负增长趋势;反之,当国内贷款增加率降低或是负增长时,失业人口变化率便呈增长趋势,但它们不是同步发生,失业人口变化率总是滞后于国内贷款变化率几年才能表现出来。
同时图3也反映出我国的失业人口出现了几次大的波动分别在1984、1990、1998和2003年,这几次失业人口的变动与货币政策密切相关。1982年,由于我国实行宽松性货币政策,加大了对企业的贷款力度,促进了我国的经济快速发展,使我国的失业人口大幅度降低,1984年失业人口仅为235.7万人,是改革开放以来的最低值。国家为抑制信用采取紧缩的货币政策,在1987-1988年两次提高法定准备金率,由10%提高至13%,大力紧缩银根,减少银行的信用扩张,抑制了通货膨胀,但也阻碍了经济发展,我国经济陷入衰退期,致使我国的失业人口节节攀升,1990达到了383.2万人。1998年,为了降低亚洲金融危机对我国的危害,中央银行实施积极的货币政策,使法定存款准备金率由13%降低至8%,并在1999年再次下调至6%,大力放松银根并加大对企业的贷款额以求促进经济增长,受到了明显的效果,尽管当时我国正进行国有企业的改制,并受亚洲金融危机的影响,致使大量职工下岗失业,但由于货币政策的有效实施,又增加了大量就业岗位,使我国的失业人口比较稳定,没有大幅度的增长,直到2002年都控制在800万人以内。为了抑制通货膨胀,防止经济过热,稳定国民经济的运行,2003-2007年5年间,中央银行又6次提高法定准备金率,由6%提高至13.5%,再次实施紧缩的货币政策,降低货币信贷总量的增长速度,虽然稳定了物价,但使经济发展放缓,使我国的失业人口2008年再次创历史新高达到886万人。
四、货币政策与失业人数波动实证分析
1.数据来源
本文以1983-2007年年度数据,通过研究失业人口增长率为国内贷款增长率之间的关系说明货币政策与失业人口的相关性。其中失业人口变化率和国内贷款变化率都是以T年为基准,T+1对T年的增长率作为数据。
2.实证分析
根据AIC和SC最小的准则,选定VAR模型的滞后阶数为4期,利用VAR(2)模型对失业人口增长率及贷款增长率之间的关系进行实证研究,其中SY为失业人口增长率,DK为国内贷款增长率,得出矩阵为:
SYDY=0.610.310.280.36SY(-1)DK(-1)+-0.76-0.10.790.04SY(-2)DK(-2)+-0.15-0.060.51-0.21SY(-3)DK(-3)+-0.090.24-0.3-0.24SY(-4)DK(-4)+-0.0010.188
图4可知,VAR模型的全部特征值根的倒数值都在单位圆里面,说明此模型是稳定的,因此可做脉冲响应图。
下面给贷款增长率一个冲击(乔利斯基分解)得到关于贷款变化率的脉冲响应函数图(见图5)。
从图5可看出,对本期给国内贷款增长率一个正标准差新息冲击后,失业人口增长率在第二期开始降低,到第四期达到最小,以后各期上下小幅波动并逐步减少,表明国内贷款增长率从第二期就可以对失业人口增长率产生影响,这与我国货币政策的调整时间与失业人口的变化情况基本相符,因此可认定只要实施正确的货币政策就可以促进经济增长,从而有效的促进就业。
五、结论
基于上述分析,可得出几点结论:一是我国城镇失业人口的数量在总趋势方面是不断增加的,这是由我国的人口基数、就业结构、制度因素等多方面原因造成的,但是城镇人口失业率可有一个变化范围,只要不超过这个范围的失业率都可以认为是自然失业率。我国登记的城镇失业率一般大约4%,根据历史数字,可把它认为我国的自然失业率。二是我国法定存款准备金率的调整能够有效影响国内贷款额,而国内贷款额的增加能够有效刺激投资,推动经济增长,根据奥肯定律,其可以减少城镇失业人口的数量。三是国内贷款的变化对失业人口有明显的影响,当国内贷款快速增加时使失业人口增长率降低甚至为负增长,当国内贷款增加缓慢或为负增长时,失业人口便呈现增长趋势。国内贷款变化率对失业人口变化率的冲击有滞后性,当期并没有明显的变化,从第二期开始起作用,第四期达到最小。四是中央银行根据经济发展形势,只要适度运用货币政策就能有效促进经济增长,从而增加就业。
参考文献:
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关键词： 全要素生产率；体育用品制造业；曼奎斯特指数法
中图分类号： G 80052 文章编号：1009783X（2012）06049904 文献标志码： A
关于经济增长过程中的生产率变动状况，以往的实证研究主要有通过建立线性回归方程，估计要素投入与技术进步对经济增长的贡献，由此探讨经济增长的源泉问题；或者进一步分析和发展估计全要素生产率（即广义技术进步）增长的理论和方法；还有解释单位资本产出和人均产出的动态分布规律，以Chow的研究为标志。目前，关于中国经济全要素生产率的研究主要集中在以下3个方面：1）中国经济总体TFP。尽管由于数据来源和处理方法（特别是对资本存量的估计）及研究方法的不同，有关中国经济总体TFP的研究在具体估计结果上有一定差异，但总体结论基本上是一致的：改革之前TFP对中国经济增长的贡献甚微，改革之后则有了显著提高[14]。2）各行业的TFP。在过去的10多年里，众多学者研究了服务业、农业、工业、航空业、交通运输等行业TFP的增长状况[57] ，其趋势在行业间有很大差异。3）区域的TFP变动及发展情况[89]。研究区域TFP变动虽然各有差异，但整体上以改革开放为界体现出先低后高的趋势。那么，作为体育产业核心领域的中国体育用品制造业以其庞大的产业规模、较完整的产业链配套能力、广阔的体育需求市场、较低的劳动力成本等优势吸引了众多厂商的投资。而体育用品制造业的研究主要采用文献资料的方法，从体育用品制造业的发展现状及对策[1011]，发展战略、发展模式、创新体系[1215]，市场结构[16]，OEM商业模式对其影响[1718]，以及经营管理[19]等方面进行论述，而对我国体育用品制造业的全要素生产率及其影响因素研究目前还没有学者进行论述。我国体育用品制造业发展过程中全要素生产率的变化情况如何，其变化受到哪些因素影响，针对这些问题，本文选取全要素生产率的分析方法对我国体育用品制造业2000-2006年的经济增长源进行定量分析，探讨地区因素、内外资因素和广义的技术进步对体育用品制造业发展的影响。
1 模型构建和实证结果
1.1 全要素生产率的方法及数据选择
1.1.1 采用非参数Malmquist指数估算全要素生产率
本文对全要素生产率研究运用Fareetal提出的基于DEA的Malmquist指数方法[20]来估计中国体育用品制造业全要素生产率的变动状况。Malmquist指数最初由Malmquist提出，Cavesetal首先将该指数应用于生产率变化的测算，此后与Charnesetal建立的DEA理论相结合，在生产率测算中的应用日益广泛。在实证分析中，研究者普遍采用Fareetal构建的基于DEA的Malmquist指数。
这种方法通常是直接利用线性优化方法给出每个决策单元的边界生产函数的估算，从而对效率变化和技术进步进行测度。该方法的最大优点是它能把观察值到前沿面的偏差都当作无效率的结果，完全忽略了测度的误差，它不需要任何具体函数形式或分布假设，对各种形式的投入产出都能适用。不需要有关投入产出的价格信息，这在投入要素的数量和价格等信息不充分的条件下，其优越性尤为明显。它不需要行为假设，减少了条件限制，使得研究更加具有适用性。
在本文的分析中，把我国各省份分别作为一个决策单元，从t时期到t+1时期，度量全要素生产率增长的Malmquist指数可以表示为
为避免时期选择的随意性可能导致的差异，仿照Fisher理想指数的构造方法，Cavesetal用式（2）和式（3）的几何平均值即式（1），作为衡量从t时期到t+1时期生产率变化的Malmquist指数。该指数大于1时，表明从t时期到t+1时期全要素生产率是增长的。
根据上述处理所得到的Malmquist指数可以分解为不变规模报酬假定下，技术效率变化指数（effch）和技术进步指数（techch），其分解过程如下：
1.1.2 分析中采用的数据
本文统计数据为我国体育用品制造业，主要包括球类制造、体育器材及配件制造、训练健身器材制造、运动防护器具制造、其他体育用品制造等，销售收入超过500万元的企业。所用数据选自中国统计年鉴、国研网以及中国轻工业统计年鉴，期间为2001-2006年，按照不同省、自治区、直辖市进行分类。出于数据的完整性、连续性的考虑，在研究范围中剔除黑龙江、内蒙古、海南、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、青海、宁夏、新疆等省份。其剔除原因之一是上述部分省份体育用品制造业较差，不符合本文选择的统计口径。原因之二为部分省份（内蒙古、海南、重庆、云南）只有2000年的数据，其余数据缺失，出于统计期间过短不足以说明问题的考虑。
本文产出变量选择体育用品制造业工业总产值。投入要素选择中，劳动要素投入数据受限于公共统计资料的显示，不能得到工人工作时间和工资的数据，而以历年的体育用品制造业从业人数代替。资本要素投入数据选取体育用品制造业固定资产年平均余额。
1.2 体育用品制造业全要素生产率的估算
本文使用Colelli给出的数据包分析DEAP计量软件，分析得出我国各省市全要素生产率。
1.2.1 中国体育用品制造业全要素生产率变动
从表1可以看到，我国体育用品制造业全要素生产率在2001―2006年出现-19.3%的增长，其中技术效率出现负增长-17.8%，技术进步发生了负增长-0.18%。具体来看，全要素生产率在2003―2006年发生了衰退，其余2年为增长，其中2006年达到了-56.1%。除2005―2006年外，技术进步变化均为正向增长的影响，而变化幅度最大的2005―2006年，降幅达到52.8%，这也使当年的技术效率负向增长-7%更加显著，使得2005―2006年全要素生产率的出现大幅度的负增长。
从实际情况来看，这一时期，中国体育用品制造业工业总产值平均增长率为25.26%，而我国工业总产值的平均增长率为24.8%。本文的分析结果表明，两者的增长本身存在明显的差异。这也从另外一个角度说明，如果全要素生产率能保持较高的水平，今后一段时期体育用品制造业将获得快速增长，其在总产值的比重进一步提高完全是可能的。
2.2.2 各地区全要素生产率变动
为了比较地区差异对体育用品制造业TFP 变动的影响，在已有计算结果的基础上，将本文考察的18个省份进一步划分为东、中、西部3大地区，获得全要素生产率指数。
以往的研究表明，在2001―2003年期间，我国所有行业全要素生产率的变化趋势是，东部地区均为正的增长，中部、西部为负增长。而本文的研究结果（见表2）是：体育用品制造业东部地区除2003―2004期间呈负增长外，其余则具有明显的地区优势，而中西部地区有增有减；但在2003―2004期间，东部地区TFP增长率明显低于西部及中部地区。其原因之一是当时“非典”对东部地区体育用品制造业的冲击。而后，2005―2006年我国体育用品制造业的TFP变化引发原因为中部地区全要素生产率的大幅降低。综合考虑其影响因素，产生上述结果主要由以下原因引起：1）期间选择范围较窄，体育用品制造业的高增长期并未在本文的统计范围之内。2）对投入要素转换为生产率的期间未作全面考虑，本研究选取的是2001―2006期间的5个数据，其间5年，而对于投入较大的企业其要素投入不可能在短时间内表现出来。以2005―2006年东部地区较为特殊的江苏省为例，在此期间，该省的投入要素中的资本存量增长率达到25.47%。这么大幅度的固定资产投入在当期表现在工业总产值上的可能性较小，因而仅就全要素增长率指数而言，在体育用品制造业的分布未同经济增长趋势相一致，这也是可以理解的。3）劳动要素投入与资本要素投入不均衡，仍以2005―2006年江苏省为例，在资本投入达到25.47%的增长率的同时，其劳动投入增长只有为5.27%，劳动与资本投入的不均衡阻碍了全要素生产率的发挥。
2 全要素生产率变化差异原因分析
2.1 各地区全要素生产率的分解
根据Malmquist生产力指数，进一步将TFP变动分解成技术效率变动和技术进步变动2个部分，以找出它们各自的变动对全要素生产率变动的影响。研究结果（见表3）显示，2001―2005年，中国体育用品制造业的技术进步整体出现了增长趋势，但在2006年出现了大幅衰退，幅度达到52.8%，这也直接引发了当期TFP的下降。在技术进步指数方面3大地区趋于一致，在2001―2005年呈现进步趋势，2005―2006年衰退。
技术效率的概念是Farell提出来的，他所说的技术效率是指在给定一组投入要素不变的情况下，一个企业的实际产出同一个假设同样投入情况下的最大产出之比，因而技术效率是一个相对的概念。从各省份的技术效率（见表4）可以看出，我国2001―2003年技术效率呈上升趋势，2004―2006年呈现负增长趋势，而区域差异体现在3大地区不规则波动上。考虑到2003―2004年东部地区TFP下降的问题，追溯东部地区当期技术效率可发现其达到-50%的增长率，此为TFP下降的主因。
结合技术进步和技术效率数据，我国全要素生产率负增长的主要影响因素为技术效率的衰退。技术进步在全要素生产率的变动中起着积极的提升作用。
2.2 外资与内资全要素生产率变动分解
根据国研网的统计数据，外商在我国体育用品制造业中的投资占有相当大比重。本文将其全要素生产率的变动分为内资、外资2部分考察TFP是否受到所有制类型的影响。
从表5、表6可以看出， 2001―2006年全要素生产率均值数据表现为：外资企业偏高，且其在大部分时间呈下降趋势；内资企业TFP在不同年份有增有减。将TFP进一步细分可发现内外资企业不存在明显差异，两者的TFP构成中技术效率负增长，而技术进步变动均值大于1，外资企业的纯效率增长和规模增长均为负。这些企业必须调整规模及增加产出。
3 结论
采用Malmquist指数法对我国体育用品制造业18个省份的全要素生产率进行分析，发现与2000年之前的关于我国的全要素生产率的实证分析不同，呈现以下特点。
1）我国体育用品制造业在2001―2006年全要素生产率的均值呈现负增长趋势。从资本和劳动投入上可看到这种变化的原因，主要在于资本存量大幅增加，而劳动投入并未能够随之相匹配。这种矛盾表现为较快的资本深化过程，而全要素生产率的降低正是由于这一过程中资本代替劳动或者资本排斥劳动的结果。
2）从地区差异角度分析，东部地区在近5年的全要素生产率体现出明显的地区优势，其数据除2003―2004年外，均呈现按照年度上升的趋势。从地区分布上来看，体育用品制造业较为发达的省份均集中在东部。以2006年我国体育用品制造业工业总产值均值为比较指标，我国东部地区是西部地区的270倍，是中部地区的21倍。这就解释了其全要素生产率地区差异明显的问题。
3）外资企业的全要素生产率高于内资，这是由于外资企业无论在管理水平、人力资源素质、技术水平，还是在资本与劳动的配合程度等层面上均高于内资企业。这种差距体现在全要素生产率变动上十分明显。内外资企业在全要素生产率分解后均呈现出技术效率衰退的特点，这说明随着体育用品制造业技术改革逐步进入攻坚阶段，效率的释放大大低于技术改革初期，这主要是由于规模的经济性，以及技术的使用效率降低。
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［关键词］FDI；经济增长；单位根检验 ；协整检验；Granger因果检验
［中图分类号］F830.59 ［文献标识码］B ［文章编号］
2095-3283（2012）03-0042-03
作者简介：王冰，肖蓓，山东财经大学（筹）国际经贸学院研究生，研究方向：国际贸易。
一、引言
改革开放后，我国利用FDI的规模不断扩大，FDI已成为经济全球化和经济增长的主要动力之一。1979年9月，我国签订了第一个外商对华直接投资协议，1980年5月第一家中外合资企业诞生，从此以后，外商直接投资迅猛发展，目前我国不仅成为吸收外商投资最多的发展中国家，而且在2002年首次超过美国，成为世界第一大引资国。如图1所示，1983—2009年我国实际利用外资规模总体呈增长趋势，FDI逐渐成为我国重要的资本来源。
改革开放以来，随着FDI的持续流入，我国经济也获得了持续稳定的增长，如图2所示，通过比较我国经济增长率与FDI增长率的变化趋势，可知GDP增长率与FDI增长率的变化规律有很多相似之处，发展趋势基本一致，这在一定程度上说明FDI是我国经济建设中不可或缺的力量，为促进我国经济快速发展做出了巨大贡献。
国内外许多学者对中国FDI给予了高度的关注。Chuang Chen、Lawrence Chang和Yimin Zhang（1995）从来源、数量和地理分布等方面研究了1978年后 FDI在我国经济发展中的作用，结果表明FDI不仅促进了我国经济增长和固定资产投资增加，而且提升了国内制造业的国际竞争力；陈浪南、陈景煌（2002）认为我国FDI与GDP呈正线性相关；任永菊（2003）分析证明FDI与GDP存在长期关系，但其因果关系随着滞后期的不同而不同；陈伟国、赵兵（2004）、吴涌超（2004）、杜江（2002）等都认为FDI对资本形成和积累有积极作用，推动了我国经济的发展。在上述研究成果基础上，本文以1983—2010年的数据为依据，建立计量模型进行实证分析，进而得出我国FDI流入与GDP增长之间的关系。
二、FDI与我国GDP关系的实证分析
（一）数据和变量
本文采用1983—2010年的年度样本数据，这些数据均来自《中国统计年鉴》，用FDI表示外商直接投资，用GDP表示经济增长水平（如表1所示），。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除经济时间序列数据存在的异方差，所以对FDI、GDP进行自然对数变换，变换后的变量分别用LnFDI、LnGDP表示，本文所有的检验均利用Eviews5.0软件完成。各变量自然对数变换后的变化趋势如图3所示：
图3 1983—2010年我国FDI与GDP取对数的变化趋势
从图3可以看出，LnFDI、LnGDP都呈不断增长趋势，并且变动方向较为一致，即两个变量的变化特征非常相似。因此，可以判断它们之间存在一定的共同趋势。
（二）序列的平稳性检验
在进行时间序列分析时，传统上要求所采用的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势或确定性趋势，否则将会产生伪回归而造成结论无效。但是，现实经济中的时间序列通常是非平稳的，所以，为了使回归有意义，对经济变量的时间序列进行回归分析前，需要对其平稳性进行检验，本文选取ADF检验对lnGDP和lnFDI序列进行单位根检验，检验结果如下：
从表2检验结果可以看出，原水平序列LnGDP和LnFDI的ADF值都大于5%置信水平的临界值，表现出非平稳特征，说明LnGDP和LnFDI都是非平稳序列。而LnGDP和LnFDI一阶差分的检验统计量分别为-3.115和-3.379，小于5%的显著水平下所对应的临界值-2.981和-2.986，说明LnGDP和LnFDI的一阶差分都是平稳的。由此可以得出，LnGDP和LnFDI均为一阶单整序列，即LnGDP~I （1），LnFDI~ I（1），它们之间可能存在着协整关系，即变量之间可能存在长期均衡关系，满足了协整检验的要求。
（三）模型的协整检验
ADF检验结果表明两个变量具有大致相当的平稳性状况，具备构造协整关系的条件。接下来采用Johansen协整检验来检验LnGDP和LnFDI之间是否存在协整关系，结果如表3所示：
检验结果显示，LnGDP和LnFDI存在协整关系。协整检验中基于最大特征值的迹统计量可以判别变量之间的协整关系，如果迹统计量大于临界值，则拒绝原假设；反之，迹统计量小于临界值，则接受原假设。在5%的显著性水平下，迹统计量的值18.66大于0.05临界值的值15.49，拒绝原假设；进一步检验，迹统计量的值0.11小于0.05临界值的值3.84，所以接受LnGDP和LnFDI至少存在一个协整关系的假设，从而说明LnGDP和LnFDI之间存在协整关系，即根据1983—2010年的数据得出GDP与FDI之间存在长期稳定的关系。
根据以上分析，LNGDP与LNFDI具有协整关系，所以可以利用OLS法对其进行线性回归分析，得到如下回归方程：
LnGDP =6.202+0.556LnFDI
（0.309） （0.057）
t =20.047 9.718
R2 =0.784 AR2=0.776 F= 94.436
根据回归结果可以看出，LnGDP与lnFDI的相关系数R2为0.784，表明FDI与GDP的相关程度比较高，方程拟合优度和总体显著性较好，并且LNGDP和LNFDI存在正相关关系，外商直接投资额的变动对国内生产总值的变动具有重要的影响，可以说，在国内生产总值的变动中，有77.6%的变动来源于外国直接投资额的变动，还可以得出，外商直接投资每增加1个单位，就会带来国内生产总值0.556个单位的增长；F统计量达到了94.436，模型在给定显著水平下显著性良好；t检验非常显著，说明FDI对GDP有显著影响。
（四）Granger因果关系检验
协整检验说明我国FDI与GDP之间存在长期稳定的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，还需要进一步检验。检验一个变量与另一个变量是否存在因果关系，使用的是Granger因果关系检验方法。原假设是变量A对B存在格兰杰非因果关系，若P
关键词：产业结构；经济增长；回归分析
中图分类号：F49 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2016）12-44 -03
我国自1978年改革开放以来，国民经济取得了快速的发展，但也存在产业结构不合理、技术创新能力不强、城乡区域发展不平衡、经济社会发展不协调等问题。面对复杂多变的环境，无论是适应国际金融危机的世界经济新格局，还是解决我国经济运行中的深层次矛盾，都要求提升经济发展质量，实现产业转型升级。
经济持续发展必然要求产业转型升级。产业转型升级是我国经济可持续发展的必然选择和内在要求，随着经济的增长，劳动力不断由农业向制造业，进而由制造业向服务业尤其是现代服务业转移。伴随着经济发展水平的提高和科学技术进步速度的加快，产业转型升级和产业结构优化调整已成为世界范围内经济发展的核心内容。在可持续发展理论和经济发展方式转变的趋势下，我国目前的产业结构已经越来越难以适应社会经济发展的要求，面临产业转型升级的重要任务。
产业转型升级推动经济快速发展。产业转型升级不仅能够有效和合理地配置资源，而且有利于充分发挥产业结构效应。在国际金融危机和我国经济新常态的背景下，产业转型升级成为推动我国经济增长的重要推动力。长期以来，我国经济表现为高投入、高消耗和高污染为特征的粗放式经济，但随着时间的推移，其暴露出来的问题日益显现，已成为制约我国未来经济发展的重要因素。驱动经济发展的传统要素（自然资源、资金等）优势不再存在，促进经济发展向更多依赖于智力资本的软驱动方式转变，产业结构高级化和合理化是经济社会发展不可逆转的趋势。
英国经济学家克拉克通过对产业结构变化规律的深入研究，提出了著名的“配第――克拉克定理”：人均国民收入水平越高的国家，农业劳动力在全部劳动力人口中所占比重越低，而第二、三产业所占比重越大。对于我国的国民经济，同样需要从产业转型升级的视角来分析经济增长。国内学者从不同的角度对两者的关系开展了相关研究，刘伟等（2002）利用1992―2000年的统计资料，实证分析结论发现：第三产业拉动了我国的经济发展，要维持经济的持续发展必须改造传统的农业生产方式，通过技术创新转变工业生产方式 ；吴敬琏（2008）认为：科技进步推动下的产业转型升级的重要特征之一是第三产业的增长速度要大于第二产业的增长速度 ；陈华（2005）、纪玉山等（2006）、段利民等（2009）利用ADF单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验，检验了不同时期我国产业结构与经济增长之间的因果关系和长期均衡关系；干春晖等（2011）构建了计量经济模型，以我国1978―2009年30个地区的面板数据为依据，实证研究结果表明，只有实现产业结构合理化和高级化，才能充分发挥产业转型升级对国民经济发展的推动作用 ；常浩娟等（2014）根据1952―2011年的数据分析了产业结构变化与经济增长趋势的具体关系，实证探讨了产业结构变动的具体影响 。本文在现有研究成果基础上，利用最新的统计数据探讨产业转型升级与经济增长之间的动态关系和表现形态。
一、我国产业转型升级与经济增长的现状分析
（一）我国国内生产总值与构成变动趋势分析
本文依据2014年《中国统计年鉴》提供的我国1978―2013年GDP数据，绘制的趋势图如图1、图2所示。
从图1中可见，我国GDP和三次产业产值均呈现增长趋势，我国GDP和第一、二产业产值增长的指数趋势均为明显，尤其是GDP的增长态势更为陡峭，2013年第三产业产值已超过第二产业，第一产业产值绝对数增长有限。从图2中可见，第一产业产值比重总体上呈现不断下降的趋势，非农产业产值（第二、三产业之和）比重持续上升，第三产业所占比例的变化趋势与第一产业正相反，呈现出逐年稳定增长的趋势。工业化发展程度发展到了一定水平以后，第三产业所处的位置日益重要。
（二）我国三次产业结构弹性分析
产业结构弹性是指产业比例关系变化所引起的经济总量的增加程度，即指产业结构变动对经济增长的贡献率，一般用三次产业产值的增加额与同期GDP增加额之比表示，我国1990―2013年三次产业对GDP贡献率趋势图如图3所示。
从图3中可以看出，在三次产业中，第一产业对GDP贡献率自1991年开始呈现出连续下降的趋势，均没有超过10%；第二产业对GDP贡献率总体上也呈现下降趋势，在2001年仅为46.7%；第三产业对GDP贡献率自2001年开始保持在较高水平，并且在2001年达到48.2%，这与产业转型升级和产业结构高级化的趋势相符合。
二、我国产业转型升级与经济增长关系的回归分析
产业成功转型升级以后，必然导致三次产业结构发生变化，产业结构和GDP增长之间存在着明显的线性关系，产业结构高级化在一定程度上促进了国民经济的较快增长。分别用Y、X1、X2、X3表示我国GDP和第一、二、三产业产值，构造以下回归方程式：
现以1978―2013年我国GDP和第一、二、三产业产值数据，运用Eviews8.0软件分析结果如表1所示。
各变量系数的t检验值说明回归系数通过显著性检验，R2和调整的R2表明自变量对因变量的解释力度很高，这说明我国第三产业产值对GDP有整体的解释作用。但D―W统计量为0.275977，说明回归方程中相邻的残差项之间存在正的自相关，为消除变量的自相关性，采用滞后一期的观测值建立回归模型，再进行回归，得到如下方程：
采用Eviews8.0软件分析结果如表2所示。
得到如下回归方程：
在修正后方程中，各变量系数的t检验值说明回归系数通过显著性检验，R2和调整的R2都接近于1，表明自变量对因变量的解释力度很高。同时，D―W统计量为1.639705，说明回归方程中的残差项不再存在自相关，表明方程显著。
根据回归方程结果可以得到，我国经济增长不仅受到现期三次产业产值的影响，而且受到滞后一期GDP的影响。第一、二、三产业的产出弹性分别为0.210155、0.492997、0.233961，说明第一、二、三产业产出量每增加一个百分点会引起GDP分别增加0.210155、0.492997、0.233961个百分点，其中第一产业对GDP的贡献最小、第三产业次之、第二产业最大。
三、研究结论与建议
本文对我国GDP和三次产业产值，利用1978―2013年的数据分析了产业转型升级与经济增长之间的动态相互关系。回归分析的结果表明，从长期来看，三次产业的快速发展是经济增长的直接促进因素，第二产业是经济发展的主导因素，第三产业具有广阔的前景，第一产业的作用呈现减弱态势。
产业结构的转型升级会对经济增长产生正面效应，同时经济发展在长期内也会促进产业结构的优化和高级化。目前我国经济的快速增长在很大程度上是依赖于资金的投入、廉价的劳动力以及自然资源的过渡消耗等实现的，需要我们借鉴世界经济发展经验，实现产业结构由以工业为主向以服务业为主的转变。改革开放以来，经济的发展所造成的环境污染、资源枯竭等问题日益严重，经济发展应在新常态的理念下，实现经济与社会的和谐发展，需要产业的转型升级推动经济增长方式的转变、经济质量的提升。为了实现我国经济增长由要素驱动型向创新驱动型的根本转变，必须培养高素质和高技能的创新型人才，提升企业的自主创新能力，实现产业转型升级和经济发展方式的实质性转变。
参考文献：
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作者简介：
关键词：经济增长；趋势性放缓；外汇储备；不确定性
中图分类号：F74
文献标识码：A
文章编号：16723198（2013）01007702
2011年以来，我国经济增长趋势性放缓特征明显。2012年3月5日总理在政府工作报告中把中国2012年经济增长率目标定为7.5%，这是自2004年来，中国经济增长率目标首次低于8%，也就是中国经济不再保八。不同于以往，国内外经济学家现在比较一致的看法是我国加入WTO以来的年均10%左右的高速增长时代已一去不复返，经济在经历一段非同寻常的发展时期后逐渐步入正常化，或者是“新常态”（黄益平）。与此同时，我国外汇储备的增长波动性开始加剧，继2011年第四季度首次出现季度下降后，2012年上半年出现半年度下降，以往的快速增长态势出现趋势性转折。
1 我国外汇储备变动
IMF的数据显示，截至2012年6月末，中国的官方外汇储备余额达到3.24万亿美元，稳居世界第一位。中国的官方外汇储备余额是排在世界第二位的日本的2.55倍，相当于排在其后的五个国家和地区的总和。图1显示了我国自1994年以来的年末外汇储备余额和年度增长率。
上世纪九十时代的市场经济体制改革特别是1994年的外汇管理体制后，我国的外汇储备开始出现明显的增长。随着2001年12月中国正式加入世界贸易组织，成为其第143个成员，中国经济开始全面融入世界经济体系，依靠低成本和规模经济优势以及较高的资本回报率，中国积累了大量的经常项目顺差与资本和金融项目顺差，外汇储备经历了一轮高速增长。直到2007年肇始于美国的次贷危机影响到我国的实体经济和金融体系，我国的外汇储备增长速度开始趋势性放缓，但绝对增加量仍较为庞大。进入2011年下半年，随着经济增长放缓，外贸顺差减少以及资本流出加剧，外汇储备增长的波动加剧。
2 外汇储备增长的来源结构
根据国际收支平衡表可得等式如下：
经常账户差额+资本与金融账户差额=储备资产变动额+净误差与遗漏。
净误差与遗漏是国际收支平衡表中人为设立的项目，其作用在于抵消统计误差，使国际收支达到账目上的平衡。由于官方并不公布净误差与遗漏的来源以及调整方法，笔者难以进行统计分析，并且这也不是本文的讨论重点，因此本文研究中忽略国际收支平衡表中的净误差与遗漏项的影响。我国储备资产变动额中包括货币黄金差额、特别提款权差额、在基金组织的储备头寸差额、外汇储备差额和其它债权差额五项，其中大部分年份储备资产变动额近似等同于外汇储备差额。因此，联系上面的等式可以认为，我国外汇储备的变动来源于经常账户和资本与金融账户的变动。图2显示了我国自1994年以来直到2011年的年度经常账户差额与资本和金融账户差额的变动。
由图2可知，加入世界贸易组织以前，中国的经常账户差额与资本和金融账户差额年度值均较小，维持在百亿美元的水平，并且增长均不稳定，资本和金融账户差额在亚洲金融危机期间甚至出现了负值。2001年后经常账户差额与资本和金融账户差额才出现了同步上涨，并且出现了长期大规模的经常账户与资本和金融账户“双顺差”现象，国际收支失衡明显。这一阶段中国国际收支的特征是经常账户差额大幅攀升，以国际货币基金组织衡量一国国际收支失衡程度的指标——经常账户差额与国内生产总值之比（如图3所示）计，中国的这一比值从2003年开始超过IMF设置的警戒线，到了2007年，中国的经常账户差额与GDP之比达到了创纪录的10.1%（超过日本经济赶超时期的峰值），到了2008年，中国的经常账户差额达到了惊人的4206亿美元。可以说，在2007年肇始于美欧的全球性金融危机影响我国之前，中国的经常项目差额是外汇储备增长的主要来源。2008年全球性金融危机开始影响严重我国的出口，江浙和珠三角的出口型企业大面积倒闭，中国政府推出了大规模的经济刺激计划，引发了商业银行体系的天量放贷，国际资金出于避险需求和追逐中国的经济刺激措施产生的资产泡沫的动机开始涌入我国，虽然中国的经常项目差额开始自顶峰回落，但是资本和金融项目差额开始大幅攀升，可以说，百年不遇的金融危机后，经常项目与资本和金融项目差额变动共同推动了我国外汇储备的增长。
3外汇储备增长的原因
总体来说，从1994年开始的外汇管理体制改革后，我国的外汇储备经历了长达近20年的增长（如图1所示）。外汇储备增长的原因主要有以下两个方面。
3.1 宏观经济长期失衡
根据国民生产总值的恒等关系可得含有出口部门的恒等式：
S-I=（X-M）
S为社会整体（包含政府）储蓄水平，I为社会整体投资水平（资本形成），X为出口额，M为进口额，（X-M）即为净出口额。此式表达的涵义即为一国经济中的储蓄与投资水平的失衡会导致国际收支失衡，主要是经常项目的失衡，这会引发一国国际储备资产的变动，主要是外汇储备的变动。我国自1994年以来很长时期内储蓄率超过投资率（如图4所示），特别是在2004-2008年两者差值明显扩大，这也切合我国在此期间经常项目差额的大幅增加。
高储蓄率的根本驱动因素是人口结构变迁，这提高了经济中的有效储蓄人口。过去十年，我国经济增长一直享受着人口红利，青壮年较多而作为净消费者的老人和小孩相对较少，客观导致经济整体储蓄率较高。另外，金融压抑和企业治理机制的缺陷导致居民部门未能有效分享企业部门收益，政府转移支付不足并且重储蓄投资而轻公共支出，居民部门内部分配不均尤其是房价快速上升和社会保障的缺失，推高了平均储蓄率。
3.2 有利于国际收支顺差的外汇管理体制
1994年外汇管理体制改革后，我国实行了强制结售汇制度，这样，居民经常项目获得的外汇收入向商业银行售汇，商业银行保留必要的外汇头寸后，剩余部分出售给央行最终成为国家的外汇储备资产。同时，中国的经济增长前景吸引了大量外国直接投资，资本项目的严格管制限制了资本的流出，同时过于僵化的人民币汇率制度导致的人民币在国际收支大幅顺差的情况下并未随之升值以及中外利差和中国资产价格尤其是房地产价格上升吸引了国际投机套利资本。这样，国际收支双顺差解释了中国外汇储备增长的绝大部分。
4 外汇储备增长趋势分析
根据以上分析的外汇储备增长原因，结合最近几年的国内外宏观经济形势和外汇管理制度改革趋势，本文认为外汇储备的增长面临不确定性。
首先，人口结构的拐点正在发生，未来几年劳动年龄人口将从目前低增长转变为绝对数下降，而农村富余劳动力大幅减少，中国以往赖以成功的低成本竞争优势面临挑战。人口结构的变动将逐步提高居民的消费率，降低经济体的储蓄率，经常项目的国际收支失衡被迫面临调整。从外部环境看，欧美经济正在经历再平衡的过程即消费和储蓄的平衡，美国再工业化的过程已开启且新能源革命长期看会提高美国制造业的竞争力。综合国内外宏观经济因素，中国的经常项目顺差将保持稳定并且长期看有稳定下降的趋势。
其次，近期和未来可以预见的外汇管理体制改革增加了外汇储备增长的不确定性。随着2012年4月中旬国家外汇管理局发文宣布国家不再实行强制结售汇的做法，实施了18年的强制结售汇制度终于落幕，这样就切断了以往央行外汇储备主要来源的制度通道，意味着企业和个人通过贸易等经常项目交易获得的外汇资产可以通过对外投资、借贷和存放等方式在境外运用，体现为我国资本和金融项目外流。2012年9月17日，央行的《金融业发展和改革“十二五”规划》称，期间将实现直接投资基本可兑换，稳妥有序推进人民币资本项目可兑换，稳步推进人民币汇率形成机制改革，这显然会便利跨境资本双向流动。资本项目管制的放松将导致资本和金融项目的波动加剧。
综合上述因素分析，困扰我国多年的国际收支双顺差格局也许会在未来终结，未来可能会出现经常项目顺差、资本和金融项目逆差的国际收支自主平衡格局。我国外汇储备也会步入新的增长阶段，高速增长的时代终结，不确定性和波动性增加。
参考文献
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经济波动是商业周期理论研究的主题。商业周期(Businesscycle)经典性的定义是由美国国民经济研究局创始人Burns和Mitchell(1946)作出的:“商业周期是指在主要按商业企业组织活动的国家的总体经济活动中看到的一种波动:一个由许多经济活动几乎同时扩张,随之而来类似的普遍衰退、收缩以及与下一个周期的扩张阶段相连的复苏所组成。这种周期性变化的顺序反复出现,但并不确定发生的时间。”这种表述意味着商业周期波动中存在着经济变量时间序列中数据的协动性(comovement),即各种经济活动一起上升和下降,表现在宏观经济统计数据中的各种产出等经济变量的同步变动。像Mitchell所描述的那样,Keynes(1936)则对商业周期中的另一种现象进行了研究,即商业周期波动的差异性(非对称性)。更近的研究用一些数学工具和时间序列数据对协动性和差异性进行了较为精细的分析。Stock和Watson(1989,1991,1993,1999)的一系列论文中估计了一个线性动态因素模型,发现了不同宏观经济之间的协动关系。他们使用几个宏观经济变量时间序列数据,抽象出一个简单的不能观察到的变量,并把这一变量同美国商业局的合成指数比较,发现了两者之间惊人的相似,尤其是在商业周期的时间轨迹上。JamesHamilton(1989)使用单变量的非线性模型来解释差异性(非对称性),发现美国GNP增长率趋势函数可用一阶Markdv过程在两种不同状态之间的转换来表示,这两种状态反映了商业周期的动态,一种状态是正向的经济增长,另一种状态是负向的经济衰退。Diebold和Rudebusch(1994)研究突出了协动性和差异性(非对称性)是商业周期的重要特征。尽管随后的学者进行了相关问题的更多研究,但是,目前他们的研究主要集中在第二、三产业领域,特别是在第二产业上。其主要原因是第二、三产业在国民经济中的比重大于第一产业,第一产业即农业对整个国民经济波动的影响力相对较小。对于现代工业国家或发展中国家的工业等省份尽管如此,但是对于农业大国,特别是农业大省来说情况并不完全是这样。为此,本文将以湖南为例,从经济周期波动的协动性和差异性特征考察农业大省农业经济波动与国民经济波动之间的关系,研究农业大省国民经济运行中农业经济增长的波动特征及其一般规律,以便为农业大省国民经济的增长更好地发挥农业经济的基础性作用,以及实施农业大省转化为经济强省战略提供参考。
二测定方法及指标
从经济变量的时间序列值分析,经济波动特征表现为两种状态:短期特征与长期特征。短期特征主要是指每一个经济周期的波动状态;长期特征是指超越短期,两个或两个以上经济周期的波动态势。(一)长期波动测定分析迄今可用于经济波动长期特征的测定方法或模型很多,主要有:萨缪尔森乘数———加速数动态模型、卡尔多非线性动态增长模型、希克斯非线性乘数———加速数动态模型、斯卢茨基和卡莱茨基的随机经济周期模型、混沌理论模型、实际经济周期模型等。这些不同的模型来自于不同的经济思想和经济理论,其测定结果是有差别的,我们在本文中选择了萨缪尔森线性乘数———加速数动态模型。这是一个带有动态时滞结构的模型。其中,投资函数是一个二阶差分方程。乘数基于边际消费倾向,加速数基于特定时期的生产技术水平。这个模型的特点是:当有一个初始的外生扰动时,在不同的参数域下,动态系统可以产生增幅的发散振荡、减幅的衰减振荡和等幅的周期振荡。这就是说,在特定的参数域内,经济体系将呈现持续性的波动趋势。(二)短期波动测定分析从发展和演变的动态过程来看,经济周期一般可划分为古典周期和现代周期两大类。古典周期是指经济的主要指标表现为绝对下降,即负增长趋势。现代周期主要表现为增长周期,是指经济的主要指标表现为绝对上升,即正增长趋势。对于增长周期可以按两种方法进行考察,其一是阶梯周期分析方法,其二是离差周期分析方法。阶梯周期是指经济增长速度的周期波动,是最基本意义上的增长周期。在处理方法上,它是把各经济活动水平指标的各期数值同前一期或前若干期的指标数值进行对比所得到的速度指标在时间上的波动来描述增长周期波动。离差周期是指各经济活动水平指标的数值对其特征值的相对偏离程度在时间上的周期波动。在指标的处理方法上,它要求首先消除序列的季节波动,然后求出序列在各期的特征值,最后求出其相对数,并对所得相对数进行平滑处理。两种方法的研究,其结果是有差别的。本文采用阶梯周期分析方法,引进以下参数:波动幅度、波动系数、波动高度、波动深度、平均位势、扩张长度、收缩长度。其中波动幅度即振幅,是指每个周期内经济增长率上下波动的离差,它是反映经济增长稳定性的一个重要指数,振幅越大,说明经济增长越不稳定,其分析方法是计算每个周期内经济增长率波峰与波谷的落差即振幅等于波峰的经济增长率减去波谷的经济增长率。波动系数是指国民经济实际增长率围绕长期趋势上下波动的量值,它是衡量周期波动幅度对历史增长趋势偏离程度的标准化指标,波动系数的绝对值越大,说明实际经济增长率偏离长期趋势的程度越大,经济增长越不稳定,反之,经济增长相对稳定。其计算分式为:,其中,式中!为波动系数,y为实际经济增长率,y为y的算术平均值,"为标准差,n为实际值的样本数。波动高度即峰位,是指每个周期内波峰的经济增长率,它表明每个周期经济扩张的强度。波动深度即波谷,是指每个周期内波谷的经济增长率,它表明每个周期经济收缩的力度。平均位势即波位,是指每个周期内各年度平均的经济增长率,表明每个周期经济增长的总体水平,其计算公式为平均位势,其中xn为报告期实际增长率,x0为基期实际增长率,n为报告期距基期的年数。扩张(或收缩)年度是指每个周期内扩张(收缩)期的时间长度,它从另一个角度反映了经济增长的稳定性和持续性。本研究使用农业总产值增长率和GDP增长率等统计指标。
三湖南农业经济波动测定分析
(一)湖南农业经济长期波动测定分析
所谓长期本文指的是改革开放前后两个时期,即1955年至1976年为第一个长期,从1977年至2003年为第二个长期。根据萨缪尔森的经济波动理论,引进萨缪尔森乘数———加速数动态模型。1)为产品市场的均衡公式,即收入恒等式,为了方便,也不失一般性,假定政府购买为外生变量。(2)为简单的消费函数,它表明,本期消费是上一期收入的线性函数,其中b表示边际消费倾向。对于第一个长期,根据湖南统计年鉴,1955年全省农村总消费为21.74亿元,全省农业总产出为25.83亿元,而76年全省农村总消费为46.54亿元,全省农业总产出为76.44亿元,因此,b=Vc/Vy=(46.54-21.74)/(76.44-25.83)=0.49,说明湖南在第一长期内的农村消费比重偏小,亦即国民收入中消费小于积累。而对湖南第二个长期,根据湖南统计年鉴1977年全省农村总消费为52.11亿元,全省农业总产出为77.59亿元,而2003年全省农村总消费为1067.23亿元,全省农业总产出为1425.44亿元,因此,b=Vc/Vy=(1067.23-52.11)/1425.44-77.59)=0.75,说明湖南在第二个长期的农村消费比重偏大,亦即国民收入中消费大于积累。(3)按加速原理依赖于本期和前期消费的改变量,其中V为加速数。在第一个长期,根据湖南统计年鉴1955年全省农村总投资为0.75亿元,而1976年全省农村总投资为6.53亿元,因而,v=VI/VY=(6.53-0.75)/76.44-25.83)=0.11。而第二个长期,根据湖南统计年鉴,1977年全省农村总投资为7.59亿元,2003年全省农村总投资为355.06亿元,因而,v=VI/VY=(355.06-7.59)/1425.44-77.59)=0.26。虽然改革开放后农业经济增长中的加速数要大于改革开放前农业经济增长中的加速数,但是,这两个系数均小于1,说明湖南农业收入的增长用于农村净投资的比例偏小,更多的农业收入被用于其它产业,说明农业大省的农业起着支撑其它产业发展的作用。(7)与(11)分别代表着湖南农业在第一个长期与第二个长期经济增长的总体特征。说明湖南农业经济在改革开放前后两个时期内呈现出单调递增并趋向于每一个时期的均衡值,表明湖南农业在改革开放前后两个时期主要由于其农业生产制度的重大变革使得其经济的“增长力”迅速增强,初始呈现出爆发性增长状态,但随后随着该制度的逐步完善,其经济的增长率又逐步趋弱,因而其“稳定性”逐步增强。说明制度创新在经济增长中发挥着重要的作用。
(二)湖南农业经济短期波动测定分析
首先根据经济增长速度的高低,持续时间的长短,扩张和收缩的转变点等特征,我们对湖南自1955年至2003年①农业即农业总产值增长率进行描述,从而得到湖南农业经济增长变化的路径,即农业经济波动的基本轨迹。我们按照一个标准的经济周期包括两个时期(收缩与扩张时期),四个阶段(衰退、萧条、复苏和繁荣四个阶段)和两个转折点(经济由繁荣阶段转入衰退阶段的关键点和经济走出萧条阶段开始复苏的关键点)的基本原则,将湖南农业1955年至2003年的49年间经济波动大致划分成9轮周期,如表1。以下根据表1采用阶梯周期分析方法,引进相关参数定量分析湖南农业经济增长过程中9轮周期的增长率波动状态。湖南农业经济周期性波动存在以下特征:第一,湖南农业9轮周期平均波动幅度为21.91个百分点,波动系数为1.05,总体呈现为强幅型,它表明每个周期内经济增长高低起伏剧烈,其经济增长处于极不稳定状态,说明农业大省农业经济运行随机因素的影响很大。第二,湖南农业9轮周期波动高度平均值为22.09,总体呈现为高峰型,说明每个周期经济扩张能力强盛,尤其是改革开放以来的前4轮周期更为显著。第三,从波动深度来看,湖南农业所经历的9轮周期,其中前3轮均为古典型,表明其经济活动的绝对水平有规律地出现上升和下降的交替和循环,从第4轮开始,除了第8轮外开始转向增长型周期,表明其经济活动的相对水平有规律地出现上升与下降的交替和循环。其中第8轮周期表现为古典型的主要原因由于自然环境的影响,1998年、1999年湖南连续发生特大洪灾。第四,波动的平均位势由中位型转向高位型,改革前的4轮周期(1955—1976年)农业增长率年递增平均值为6.28%,改革后的5轮周期(1977—2003年)农业增长率年递增平均值为11.24%,比改革前上升了4.96个百分点。这表明,湖南农业在克服“大起大落”中总体增长水平有了显著提高。第五,波动的扩张长度平均值为2.22年,而收缩年度的平均值为3.33年,扩张长度与收缩长度之比为0.67总体呈现短扩张型,表明农业经济扩张的持续性较弱,稳定性较差。
四湖南国民经济波动测定分析
(一)湖南国民经济长期波动测定分析
首先对湖南城乡社会边际消费倾向和加速数作实证分析,根据湖南统计年鉴,1955年全省总消费为26.74亿元,总投资为3.37亿元,总产出为49.24亿元,而1976年全省总消费为67.65亿元,总投资为16.84亿元,总产出为233.23亿元,因此,这一时期的边际消费倾向b=Vc/Vy=(67.65-26.74)/(233.23-49.24)=0.22,而其加速数v=VI/VY=(16.84-3.37)/(233.23-49.24)=0.22。由于1977年全省总消费为77.66亿元,总投资为15.46亿元,总产出为256.75亿元,而2003年全省总消费为2886.03亿元,总投资为1557.00亿元,总产出为11604.82亿元,因此,这一时期的边际消费倾向b=Vc/Vy=(2886.03-77.66)/(116.4.82-256.72)=0.25,而其加速数v=VI/VY=(1557.00-15.46)/(11604.82-256.72)=0.14根据萨缪尔森的经济波动理论和上述同样的分析方法得到的结论是:湖南国民经济的增长在改革开放前后两个时期内总体均呈现出衰减振动并趋向于每一个时期的均衡值的特征,表明湖南的国民经济在不稳定性增长中逐步走向稳定。
(二)湖南国民经济短期波动测定分析
首先,采取上述相关问题同样的研究理论和方法,我们分别得到湖南1955年至2003年国民经济增长变化的路径即国民经济波动的基本轨迹,如图2,和湖南国民经济从1955年至2003年波动的9轮周期,如表3。以下根据阶梯周期分析方法进行分析,其结果由表4给出。对表4作进一步分析,湖南国民经济周期性波动平均波动幅度为20.02个百分点,波动系数平均为0.84个百分点,总体呈现为强幅型;波动高度平均值为22.65个百分点,总体呈现为高峰型;从波动深度来看,其9轮周期中改革开放前基本属于古典型,改革开放后的5轮周期均属于增长型;波动的平均位势均处于高位型;波动的扩张长度与收缩长度之比为0.89,总体呈现短扩张型。
五湖南农业经济波动与国民经济波动的关系
(一)湖南农业经济波动与国民经济波动的协动性
第一,从长期来看,湖南农业经济波动与国民经济波动具有相同的发展趋势,即均从制度变革的始初的爆发性增长逐步趋向稳定性增长,呈现出增长力趋弱,稳定性增强的状态。其主要原因是由于影响经济增长的两个最重要的因素即边际消费倾向和加速数,特别是加速数偏小的制约,使得农业经济与国民经济的增长的潜力不足。说明农业大省经济增长严重受到投资不足的影响。此外,这两者的相关度我们还可以根据表1和表3的数据建立国民经济增长率(Y)与农业经济增长率(X)之间的线性关系Y=a+bX模型进行分析,建国以来,湖南农业经济波动与国民经济波动的同步相关性十分显著,通过计算并检验。两者的相关系数为0.55,说明农业大省农业经济波动对国民经济波动的同步影响十分明显。其主要原因是由于农业大省长期以来农业经济在国民经济的组成成分中所占的比重较大,而且即使第二、三产业的增长降低了农业在国民经济中的比重成分,但是,由于其中的第二、三产业的增长对农业的依存度较高,农业经济的波动一方面直接冲击着增长中的国民经济,同时通过农业经济对第二、三产业经济的直接冲击而又一次间接冲击着增长中的国民经济。第二,从短期来看,两者的周期性波动非常明显,两者的波动周期基本同步,尤其改革开放以来,即1977年以来其波动周期完全一致。两者的波动高度非常接近,两者都是由古典型周期转向增长型周期的发展过程。两者的波动幅度都存在改革开放后比改革开放前有所减缓的趋势,而且这种趋势在随后表现得越来越明显。说明各种因素对农业经济波动和国民经济波动的影响程度有所降低,农业大省的经济运行逐步走向平稳状态。其原因主要是由于市场机制的逐步完善和政府政策及其调控的有效性不断增强,以及依靠科技力量而克服自然因素的负面冲击的能力不断提升,使得各种影响农业经济波动和第二、三产业经济波动的因素逐步走向趋同,从而引致农业经济和国民经济从初始的不稳定状态逐步趋向稳定状态。
(二)湖南农业经济波动与国民经济波动的差异性
第一,从长期来看,虽然湖南农业经济波动与国民经济波动具有相同的发展趋势,但从其波动过程来看,存在着不同的特征。农业经济总体上表现出长期较稳定增长的状态,而国民经济总体上表现出长期较不稳定增长的状态。这种特征主要是受到了国民经济的其它构成成分,即第二、三产业经济不断增长的冲击。第二,从短期来看,农业经济的绝对波动幅度和相对波动幅度(即波动系数)均比整个国民经济的对应值高,说明农业大省农业经济增长的稳定性明显低于国民经济增长的稳定性,一方面表明农业大省的农业经济增长率除了同样受到制度或政策以及科技进步的影响外,同时更重要的是受到来自气候条件等自然因素的冲击,导致农业经济的波动性高于国民经济的波动性。另一方面表明农业大省国民经济的其它构成成份,主要是指第二,三产业的增长起到了平缓或者说烫平国民经济周期性波动幅度的积极作用。此外,农业经济的平均位势为9.35个百分点,较整个国民经济的平均位势11.65个百分点低2.3个百分点,说明农业大省农业经济在国民经济中的比重有逐步下降的趋势,国民经济在克服主要由于农业经济引致的“大起大落”中总体增长水平有明显提高的趋势。
六结论
湖南作为农业大省,对农业问题十分重视,始终强调必须稳定农业在国民经济中的基础地位。然而,建国以来,农业基础地位的脆弱性却没有得到彻底改观,很长一段时间内,农业经济的波动对国民经济的整体波动起到了引致和助推作用。虽然随着农业经济在国民经济中的比重不断下降,这种引致和助推作用有所减弱,但对于一个农业大省来说,这种影响依然存在,并将持续较长的时间。因此,我们认为:
1.建立系统的国民经济运行监测预警体系,加强对国民经济波动状态的预测,及时了解和准确掌握影响国民经济波动的各种内外因素,特别是各时期经济运行中的消费、投资、价格、货币及其外贸等影响经济波动的内生因素的变化规律及其内在联系。加强农业大省经济增长中的长期波动趋势与短期波动趋势的分析和研究,利用经济波动不同阶段的特点,顺应经济波动规律制定相应的对策,积极有效地实施对经济波动趋势的调控,防止由于各种因素的随机变化而产生的对农业大省整个国民经济的冲击。
2.继续重视和加强农业的基础地位。农业稳定是农业大省整个国民经济稳定的基础,农业的增长制约着第二、第三产业的增长。随着经济的发展和城市化进程的加快,第一产业比重的下降是必然的,但这种趋势是相对的,有条件的,必须以农业生产率的提高为前提。因此,加强农业基础设施建设,提高防御自然灾害的能力;改善农业生产条件,提高农业的现代化水平;充分有效的调动农民的生产积极性,调整产业结构,提高农业生产效益;以确保农业经济的持续稳定增长。
关键词： 竞技体育 可持续发展 路径选择
竞技体育可持续发展不是以时间序列内所达到的成绩或获得的奖牌数作为衡量其发展路径是否为可持续发展，也不是发展过程中某一个因素的简单改变就能使发展结果产生质的变化，而是在发展过程中完善各种因素后，各种因素对于发展结果所产生的叠加效应，它是1+12的效应，是以长远的目光看待竞技体育事业的发展，是长期的、健康的发展模式。
1.可持续发展理论溯源
最早提出“可持续发展”概念的是上个世纪70年代由欧美一些经济学家组成的“新经济学”研究会（TOES）[1]。1980年3月，联合国大会首次使用了“可持续发展”这一概念。[2]1987 年，由原挪威首相布伦特兰夫人领导的世界环境与发展委员会（WCED）向 42 届联大“环境与发展会议”提交了一份名为《我们共同的未来》的研究报告，报告中首次明确地对“可持续发展”的概念进行了定义。该定义是：“可持续发展是既满足当代人的需要，又不对后代人满足其需要能力构成危害的发展。”“可持续发展”概念中的“可持续”是对“发展”的一种限制性规定，是对发展过程中可能出现的“负效应”和“失控”的一种约束。[3]至1992年，“环境与发展”世界首脑会议在巴西召开，通过了“里约宣言”和《21世纪议程》等重要文件，“可持续发展”的概念得以正式形成。
2.可持续发展的内涵解读
可持续发展理论所指向的是积极的一面，无论“发展”速度、“发展”程度如何，“可持续发展”在整体上都应该是不断前进的，其最终目的不是限制现行的发展速度、发展水平，而是更好地发展，更健康地发展，即：使人类永久生存和发展下去。但是，可持续发展的成果得以体现的基础是必须有一定的时间保证。可持续发展强调的是发展的方法、手段、过程，其并没有改变“发展”这一终极目的。下面笔者以模型的方式对可持续发展进行分析。
B
A1 A2
A1：现行发展水平
A2：可持续发展后的发展水平（各种积极因素产生的叠加效应）
B：可持续发展方式（各种因素的叠加）
四种可能的变化现象：
现象1的解释：按照现行发展方式，在一定时间序列内，发展水平会成正增长趋势；而运用可持续发展方式，在一定时间序列内，发展水平将出现负增长趋势。
现象2的解释：按照现行发展方式，在一定时间序列内，发展水平会成正增长趋势；而运用可持续发展方式，在一定时间序列内，发展水平也将出现正增长趋势。
现象3的解释：按照现行发展方式，在一定时间序列内，发展水平会成负增长趋势；而运用可持续发展方式，在一定时间序列内，发展水平也将出现负增长趋势。
现象4的解释：按照现行发展方式，在一定时间序列内，发展水平会成负增长趋势；而运用可持续发展方式，在一定时间序列内，发展水平将出现正增长趋势。
可持续发展是一种理念、方法，其不能在短期内用定量的数据进行衡量，只能用定性的评价标准进行评价，用时间加以证明。正如当今热点话题环保问题，在选取的有限的时间序列内，少伐树木不一定就能立刻使土地沙漠化、空气污染等问题得到解决，但从长远角度看，这种效果终究会在未来的每一天得以体现。再如我国经济发展方式的转变，在上个世纪末期至本世纪初期，我国提出了经济发展由原来的粗犷型向集约型转变，这种转变必将带来我国经济增长率的下降，经济发展成本的提升，但从长远看，集约型的经济发展方式必将对我国生态环境、市场环境的改善产生重要的积极影响。
3.我国竞技体育可持续发展路径选择的必然性
下面我们运用模型对竞技体育可持续发展进行分析。在模型中，A1代表的是现行的发展水平，A2代表的是可持续发展理论指导下的未来发展水平。目前，竞技体育管理模式一般分为三种，政府管理、社会管理、政府与社会共同管理。而我国的举国体制是典型的政府管理模式，在竞技体育举国体制下，我国的竞技体育成绩辉煌，但如果从经济制度学理论视域进行思考的话，我国目前竞技体育所投入的与产出的效率并不高，甚至是低下，在集举全国之力办竞技体育这一指导思想下，投入经济成本的提高、人力物力的浪费有目共睹，再看社会管理模式下的其他国家竞技体育发展现状，以美国为例，历届奥运会美国的金牌数、奖牌数总是位列前茅，其金牌投入的成本非常之低，如果把“举国体制”与社会管理模式进行比较，很明显，社会管理模式对于竞技体育发展更具有可持续性。当然，如果对竞技体育管理模式进行转变，在转变过程中我国的竞技体育成绩可能会在一定时期内有所下滑，但市场经济下的竞技体育社会管理模式必将对我国竞技体育长远发展产生巨大影响，也正是由于我国体育管理层面不敢、也不愿担负这种管理制度改革可能产生的短期负面效益的压力而不愿对我国竞技体育举国体制进行改革。我们再以竞技体育优秀人才的职业生涯进行比较分析，在西方很多国家，其运动员的职业生涯非常长，以NBA的篮球运动员来说，许多美国的优秀球员在40岁的时候还在进行着世界上最激烈的篮球运动，而我国却很难见到40岁的篮球运动员在赛场厮杀；再如菲尔普斯、琼斯等优秀运动员，他们能连续参加3届甚至更多届的奥运会，并且还能获得很好的成绩，而我国的田径、游泳等许多优秀运动员却只能昙花一现，因为伤病等原因早早结束自己的职业生涯，究其原因，我国许多教练员对于优秀运动员培养的“拔苗助长”方式是导致运动员易受伤害的主要原因。而这种拔苗助长的训练方法很明显不是可持续性的培养方式，是一种杀鸡取卵、饮鸩止渴的培养方式。
因此，在竞技体育发展过程中，我们应该考虑各个因素发展的可持续性，只有这样，才有利于我国竞技体育向着健康、积极的方向前进。
参考文献：
[1]周穗明.西方社会科学中发展观的新变化[J].国外理论动态，1994，30.
【关键词】 索罗余值 经济增长模式 技术进步
一、前言
改革开放来，由于我国国情和技术条件的影响，我国的经济增长模式主要以“高投入、低产出”的粗放型经济增长方式为主，导致了一系列与可持续发展理念相违背的问题。为了实现稳定、可持续的增长，把增长方式由粗放型转化为集约型是发展的趋势和必要。
经济增长受劳动力、生产资料、科学技术进步、社会需求等诸多因素的制约，其中又以劳动力、生产资料和技术进步为主。三十多年来，四川的GDP在全国排第8名左右，而人均GDP却排在25名左右，人均GDP低于全国人均GDP的30%。可见四川的经济发展还是相对较为落后。四川要实现经济的稳定快速增长，还应注重经济增长的质量，提高技术进步对经济增长的贡献。本文通过对带动四川省经济增长的因素的分析，测算出劳动、资本和技术进步对四川经济增长的贡献率，得出四川过去一段时期经济增长的模式，并提出促进四川省技术进步的建议。
二、技术进步贡献率的测算理论
技术进步是经济增长的重要因素，在经济发展中的作用越来越大。衡量出技术进步对经济增长的贡献率对把握技术进步与经济增长相互作用的规律和提高经济增长质量具有重要意义。
技术进步有狭义和广义之分。狭义的技术进步指生产工艺、中间投入品及制造技能等方面的革新和改进。广义的技术进步指技术所涵盖的各种形式的知识的积累与改进。本文指广义的技术进步。
在传统的经济学著作中，技术进步的经典理论是柯布―道格拉斯生产函数和索罗增长速度余值法。这两种方法把促进经济增长的因素归纳为劳动力、资本和技术进步，并从数量上把这三种因素对经济增长的作用分离出来，以此测算各个因素对经济增长的贡献率。这两种方法的理论以其系统性、科学实用性等优点在世界上许多国家的长期经济增长研究中得到普遍应用。
三、技术进步对四川省经济增长的贡献的实证研究
（一）指标的选取与处理。
四、政策建议
（一）发展教育，提高就业人员综合素质。1960年美国芝加哥大学教授，诺贝尔经济学奖获得者T・W・舒尔茨的“人力资本”理论的问世，揭示了作为人力资本主要因素的教育对于经济增长所起的不可替代的作用，而且这种作用将随着科学技术在经济增长中作用的增强而日趋增强。无论是基础教育还是高等教育，都是为经济社会平稳快速地向前发展提供源源不断地人力资源，教育的好与坏，决定了人力资源的优与劣，而就业人员的综合素质在很大程度上决定了生产的效率。所以，政府应该大力发展教育，提高就业人员综合素质，为新的科学技术的发明与应用提供优秀的人力资源。
（二）鼓励创新，增加科研投入。创新是一种精神，也是一种财富。创新不仅能够提高人的综合竞争能力，也是新的科学技术出现的前提。科研投入的增加可以提高技术水平。四川研究与试验发展经费支出占国内生产总值的比重逐年增加，由2006年的1.42%增加到2011年的1.85%，六年内全国的平均水平是1.61%；经济发展较好的江苏省、浙江省和广东省的平均比重分别为1.9%、1.63%和1.52%；而四川平均水平是1.38%，低于全国平均水平。可见四川的科研投入还是相对偏低。
参考文献：
6月份通胀数据出乎绝大多数人的预料，CPI仅上涨2.9％，先前有许多经济学家预期在3.5％左右，甚至有人高估到4％以上，，当然这符合我的预期，我一直坚持今年或近阶段都没有什么明显的通胀压力，有的仅是一些短暂的价格扰动或一些为投资炒作而人为制造的通胀预期，由于这样的预期与内在的通胀决定因素是背道而驰的，因此，高通胀预期注定要失败、现在可以说，通胀完全是“纸老虎”，上半年通胀率仅2.6％，远远低于社会普遍的预期，去年底绝大多数人都预期今年会有明显的通胀，一般预期各月CPI增长都在3％以上，且预计有不少月份将达到5％以上，但半年过去了，很遗憾，仅1个月CPI增长在3％以上，即5月CPl增长3.1％。
通胀的决定因素包括三个方面，一是货币，二是总供给与总需求的缺口(或GDP的缺口)，三是短期的冲击(或“扰动”)，最内在的决定因素是总供求关系，货币是外在的因素，短期的冲击更是外在的因素，过去两轮的物价快速上涨之所以持续时间不长，主要是因为我国总供给的增长速度持续地快于总需求的增长速度，供大于求格局始终没变
即引起物价总水平波动的主要因素是外在的冲击(某些食品类价格短期上涨过猛)。
所以，我的经验是：判断近期我国的通胀走势主要看三个因素，一是看粮食里的大米的供求关系，二是看肉类里猪肉的供求关系，三是看国际油价及原料价格增长趋势。很明显今年这三个方面都没有什么问题。大米等粮食连续6年丰收，不会导致粮食价格短期大幅增长，去年以来的粮价保持适度增长趋势，主要原因是国家对粮价的保护政策，猪肉则明显是供过于求，价格正处于持续性低迷状态，国际油价增长明显不济，因此，通胀不会成为重要的问题。
那么。去年底以来物价总水平上涨主要是什么引起的呢?一个因素当然是货币，去年过度的货币投放必然导致物价总水平的明显反弹，但仅是反弹而已，不会形成明显的通胀趋势，因为高货币增长要化为高通胀必须有内在因素的作用，即存在GDP硬缺口(短期内无法弥补)，而我国自1996年进入“买方经济”以表，一直不存在GDP的硬缺口，最重要的原因是我国投资增长长期过快、投资率过高。另一个因素是蔬菜价格的大幅上涨，而蔬菜的生产周期较短、且在价格体系中不居于核心位置，因此，只会产生一定的“扰动”，随着s月份以后蔬菜生产量的增加，价格下跌成为一个必然趋势，这是导致6月份CPI增长回落的主要原因，
那么，中国价格问题的“真老虎”是什么呢?答案是房价的过高和增长过猛。货币高增长主要是转为房价的高增长，高房价或房地产泡沫才是中国的主要问题，它不仅造成了许多结构性扭曲，而且长此下去，会对经济产生巨大的系统性风险，因此，说通胀如何严重是在回避主要矛盾，所以，当前宏观经济政策的关键是调控房地产价格，“挤泡沫”。
同时，还有另外一只“真老虎”在后面等着我们，那就是通货紧缩不久可能再现。我预计通缩的压力在年底以后会越来越大，原因很简单：总需求增长将会放慢，而总供求却始终在加速增长，产能过剩将再次集中释放。但这一次不像2005年那次，再也不会有美国高消费的帮忙，全球经济增长恢复短期比较强但很快会回归疲软，也就是说我们的外需将在下半年特别是明年后明显放慢，且是一种中期性趋势，内需中短期最稳定的是投资，会继续保持一段时间的高增长，但消费增长会逐步回落，原因是就业不足和收入差距扩大趋势难以短期逆转，今年上半年实际消费增长(社会消费品零售总额)为15.2％，比去年全年回落0.8个百分点。因此，生产过剩(投资高增长的必然结果)无法转为贸易顺差，相反，只能变成国内的通货紧缩压力。经济增长将随之放慢，继续保持投资高增长可能暂时缓解一下这一调整压力，但中期会更一步加剧通货紧缩，使小通缩成为大通缩。
如何解决两只“真老虎”，我的建议与许多人不同，他们建议，放松货币政策，增加投资，而我认为，防止通货紧缩的发展及防止经济下滑过多的正确解决办法，是继续抑制货币供应量和贷款增长，以此来压缩供给增长，更重要的这也是解决房地产泡沫问题的最好办法。
对于任何一个经济体而言，在内需出现问题的情况下，外需旺盛与否将起到至关重要的作用。不过，这在已经习惯被视做全球经济增长发动机的美国看来，却是鲜有的奢望，毕竟全球经济过去40多年的发展轨迹让人们担心：美国经济走软了，全球经济还会保持强劲吗？然而事实证明，海外需求如今在某种意义上正成为美国经济的救命稻草。
美国商务部公布的1月份贸易数据或多或少地说明了这一问题：1月份美贸易逆差为591亿美元，比前一个月下降3.8%。其中，美国商品和服务出口增长1.1%，达到创纪录的1267亿美元，而进口则下降0.5%至1858亿美元。分析人士指出，伴随出口加速上扬而进口明显缩水，贸易有望在今年成为美国经济增长的加分因素，从而首次打破10多年来美国贸易拖经济后腿的局面。
对此，汇丰控股首席经济学家简世勋的评论是，如果不是有海外市场的支持，眼下的美国经济很可能正在痛苦挣扎。换句话说，相比于过去“美国打喷嚏，世界就感冒”的时代，如今美国经济头疼脑热的时候，海外市场可能仍动力十足，并施惠于美国经济。
越来越多的经济学家也承认，拖累美国内需的房市衰退对全球其他地区的影响十分有限，而许多经济体正在产生足够的内需来支持世界其他地区的增长。国际货币基金组织近期的报告称：美国经济放缓对于大多数其他国家的增长几乎没有产生“可以辨别的”影响。
到目前为止，美国经济以外的主要经济体几乎没有呈现出任何走弱迹象。欧元区13国目前的失业率水平创下新低，商业信心则达到6年高点；日本经济在去年年底出现一定波动后，眼下正继续其第二次世界大战以来最长时间的经济扩张，企业信心创出两年高点，家庭支出也处于上升通道。与此同时，2006年新兴市场国家的消费者支出和资本支出增幅均为发达国家的两倍，在全球遥遥领先；而包括沙特阿拉伯和阿联酋在内的海湾各国则正在把高油价带来的数十亿美元用于全球范围内的投资。
受益于亚、欧、拉美及中东地区的需求上扬，在北美需求下滑的情况下，美国重型工程和起重设备制造商卡特皮勒公司在去年第四季度实现了13%的收入增长。同期，美国最大的消费产品制造商宝洁公司也宣布其在新兴市场经济体的销售上扬，并调高了公司2007年的利润目标。这两家公司仅是美国成千上万家出口企业的一个缩影，内需不足正促使越来越多的美国公司将销售重心移向海外市场。
从未来几年全球经济增长的可能分布来看，这些企业的选择是明智的。瑞银首席经济学家夏德威指出，由于欧洲和日本生产力上扬的加速度大于美国，未来几年内全球经济可能会在更大程度上依赖于美国以外地区的增长。具体预测是，美国经济在未来10年内可能会从现在的3.3%年增长率放缓至2.8%；而欧洲经济的年增长率将有可能从现在的2%增至2.2%，日本则从现在的1.2%增至1.8%。与此同时，高盛首席经济学家吉姆・奥尼尔也指出，包括巴西、俄罗斯、印度和中国在内的金砖四国将为全球经济提供美国以外的广阔市场，其对全球经济的贡献也将因此进一步上升。事实上，去年欧洲对中国和俄罗斯的出口增长就相当于对美出口增长的4倍。
经济学家指出，上述增长趋势的相对转变对于全球经济来说有着积极意义，有助于减少被视为全球经济增长潜在威胁的美国巨额经常账户赤字。总之，无论全球经济最终是否真的独立于美国经济而增长，至少最近海外市场与美国经济的互动让人们看到了一种趋势性的变化。（摘自2007年4月10日《扬子晚报》）
