序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

一、贛州資金流量流向運行狀態(tài)及特點

(一)經(jīng)濟景氣分析。資金總流量環(huán)比與資金總筆數(shù)環(huán)比之間的比較是經(jīng)濟景氣的重要指標，當筆數(shù)環(huán)比大于資金流環(huán)比時說明經(jīng)濟處于下滑期，反之，則為上升期。從圖3分析，2008年—2011年除了有個別季度出現(xiàn)經(jīng)濟下滑，贛州經(jīng)濟整體上處于上升期，但是2012年—2013年2季，贛州經(jīng)濟整體處于下滑期，2012年全年資金總流量環(huán)比小于資金總筆數(shù)環(huán)比，2013年1季度處于上升期，二季度重回下滑期，由于受外部經(jīng)濟影響，贛州經(jīng)濟上行出現(xiàn)了一些困難。

(二)資金效率分析。資金效率分析指標通常采用資金總流量與GDP的比值來衡量，比值越小資金效率越高，比值越大資金效率越低。由于GDP代表的是實體經(jīng)濟，那么，這種比值也表示資金對實體經(jīng)濟的拉動效率。從圖4分析，2008年—2013年贛州資金效率可以劃分為兩個時段，一是2008年—2009年資金效率相對較高，資金總流量與GDP的比值分別為1.03和1.70。二是2011年———2013年資金效率邊際下降，資金總流量與GDP的比值分別增大到3.51、3.5、3.49且基本穩(wěn)定在這個比值水平。這表明資金對GDP的拉動作用減弱，實體經(jīng)濟行為比例下降，不斷擴大的資金量同時由物價因素、虛擬經(jīng)濟因素等表現(xiàn)出來。

(三)資金流動特點。通過贛州資金流量、流向、經(jīng)濟景氣、資金效率四個指標狀況分析，贛州資金流動具有以下三方面特點:①資金流動呈階段性特征明顯;一是資金流量呈現(xiàn)兩種運行狀態(tài)，即2008年—2009年2季度低量平穩(wěn)狀態(tài)和2009年3季度—2013年2季度資金流量放量擴張狀態(tài);二是資金流向表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)承接與振興蘇區(qū)政策扶持的區(qū)域流向特征;三是資金效率由饑餓狀態(tài)變?yōu)檫呺H下降;四是經(jīng)濟景氣出現(xiàn)由上行轉(zhuǎn)下行走勢。②資金流量分布集中;贛州與省內(nèi)之間的交易占67.8%，與外省交易區(qū)域集中在北京、廣州、浙江、上海、福建等五省，占比24.3%。而其它省份僅占7.8%。③資金流表現(xiàn)出周期變化。從資金凈流入可以看出，2008年—2013年贛州資金流量每年年初資金流量由高到低呈下降走勢，每年的第三季度到達最低量，年末又迅速回升。

二、贛州資金流量與經(jīng)濟增長相關性論證

資金流是隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展而來，區(qū)域規(guī)劃及產(chǎn)業(yè)發(fā)展是吸引外來資金的源動力，為了更有力的說明這一觀點，下面將運用相關性與回歸分析來計量單位數(shù)量資金凈流入帶來GDP增長數(shù)量。

(一)指標選取與指標檢驗。①支付業(yè)務發(fā)展指標。本課題采用贛州市支付系統(tǒng)清算資金中的資金凈流入作為支付業(yè)務發(fā)展的主要考察指標(資金凈流入是資金流出量與資金流入量軋減后的差額。)即自變量。②地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展指標。本課題選取贛州市生產(chǎn)總值(GDP)作為區(qū)域經(jīng)濟增長指標，即因變量。③變量指標穩(wěn)定性檢驗。由于資金凈流入變量與GDP為時間序列，因此需要進行穩(wěn)定性檢驗，為此，采用ADF檢驗法對資金凈流入與GDP進行平穩(wěn)性檢驗，經(jīng)檢驗，資金凈流入的ADF值D(X)為－5.9，GDP的ADF值D(Y)為－3.54，分別小于1%、10%顯著水平下的t統(tǒng)計值，為平穩(wěn)時間序列。

(二)資金凈流入與GDP增長的相關程度。相關系數(shù)是測定變量之間線性相關關系密切程度的指標，通常相關系數(shù)用字母r表示。計算資金凈流入與GDP之間的相關系數(shù)為0.7096，資金凈流入與GDP增長的相關系數(shù)r為0.7096，說明外來資金流入對贛州經(jīng)濟增長影響的相關程度為中等線性相關，也就是說贛州GDP的增長對外來資金的依賴程度較大。

(三)構建資金流量與經(jīng)濟增長預測模型。由上述相關分析可以看出，資金流量與GDP之間存在線性關系，可以進一步建立資金流量與GDP的回歸模型，并通過樣本回歸方程對經(jīng)濟發(fā)展進行預測。①建立回歸方程:Y=β0+β1X+ε，其中，β0、β1為未知參數(shù)，β1為回歸系數(shù)，表示X每變動一個單位時所引起的因變量Y的平均變動量，ε為隨機因素。代入數(shù)據(jù)，經(jīng)計算得出一元線性回歸方程為:依據(jù)判定系數(shù)r2對方程的擬合優(yōu)度進行檢驗，經(jīng)計算得出r2等于0.5036，屬于中等擬合。②下半年經(jīng)濟回歸預測。根據(jù)2010－2012年的資金凈流入情況，我們發(fā)現(xiàn)，2011年比2010年基本翻番，2013年與2012年的資金凈流入增長趨勢跟2011年與2010年的相似，因此，我們參照2011年的同比增速來測定2013年后兩個季度的資金流量，3、4季度的資金凈流入量分別為185億元、213億元，對2013年度后兩個季度的GDP進行預測，對應的兩個季度的GDP預測值分別為326億元、344億元。從圖5看擬合效果，預測值與實際值之間的擬合度較高，從趨勢上看，2012年之前的擬合效果優(yōu)于2012年之后。

三、資金流量流向分析結論解讀

依據(jù)贛州資金流量流向運行狀態(tài)和特點以及贛州資金流量與經(jīng)濟增長相關性論證得出以下分析結論:(一)贛州經(jīng)濟增長與資金凈流入接近高度正相關，資金凈流入每增加1億元，GDP就增加0.624億元。并且GDP變動中50.36%的部分是由資金凈流入帶來的影響。經(jīng)濟模型與現(xiàn)實經(jīng)濟之間的擬合度屬于中等擬合。

(二)經(jīng)濟貨幣化影響增大，貨幣對GDP的拉動降低，資金效率下降。經(jīng)濟行為中，實體經(jīng)濟行為比例降低。不斷擴大的資金流同時也由物價因素、虛擬經(jīng)濟因素等表現(xiàn)出來。

篇(2)

[關鍵詞]環(huán)境質(zhì)量；非線性回歸模型；EKC；環(huán)境質(zhì)量綜合指標；經(jīng)濟發(fā)展

[中圖分類號]X82 [文獻標識碼]A [文章編號]1002-736X（2015）06-0125-04

一、引言

經(jīng)濟與環(huán)境共處于一個自組織系統(tǒng)――環(huán)境經(jīng)濟系統(tǒng)。生態(tài)環(huán)境中包含各類生物與其他非生物的資源，為人類從事各種經(jīng)濟活動提供各種服務，是人類社會經(jīng)濟發(fā)展的基礎。而經(jīng)濟發(fā)展過程中對資源的開發(fā)、能源的利用以及廢棄物的排放都會對生態(tài)環(huán)境造成過度折舊與破壞。環(huán)境污染從客觀上成為了影響經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。因此，在一定程度上經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間相互作用與影響達到了難以分割的地步，現(xiàn)代社會人們對于二者也均有相應要求，如何分析與解決經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展與良好的生態(tài)環(huán)境質(zhì)量之間的矛盾與沖突就成為環(huán)境經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)質(zhì)量發(fā)展等相關研究領域的熱點問題。

不同時期的學者從各自的角度對該問題進行了研究和論述。早期人們認為經(jīng)濟系統(tǒng)的產(chǎn)出增加，必然導致環(huán)境資源的使用增加，同時向環(huán)境中排放各類廢棄物的量也增加，即經(jīng)濟發(fā)展必然造成環(huán)境破壞。伴隨某些不可再生環(huán)境資源的消耗，經(jīng)濟發(fā)展必然受到影響甚至停滯或衰退。然而，人類社會具有復雜性，不斷進步的技術為我們提供了各類替代資源以及廢棄物處理技術，頻發(fā)的生態(tài)災難也讓人們更加關注對生態(tài)環(huán)境的改善與保護，這給經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的相互作用帶來了變化：低經(jīng)濟發(fā)展水平下，環(huán)境質(zhì)量隨經(jīng)濟發(fā)展而下降，但是，高經(jīng)濟發(fā)展水平下，環(huán)境質(zhì)量卻隨經(jīng)濟發(fā)展而提高。諸多學者運用不同的模型對此理論進行了驗證或創(chuàng)新分析。目前，這一領域的實證研究多是基于EKC理論而展開。EKC是指環(huán)境質(zhì)量會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)首先惡化繼而好轉(zhuǎn)的趨勢，即環(huán)境污染狀況與人均GDP水平之間表現(xiàn)為“倒U型”的數(shù)量關系。雖然Grossman等、Seldon等、Cole等和Sun的實證研究驗證了該理論的合理性，但是由于收到多種因素的影響，作為呈現(xiàn)典型倒“U”型的EKC在其他地域的普適性備受質(zhì)疑。在研究方法方面，以聯(lián)立方程模型為代表的結構性方法是以經(jīng)濟理論為基礎來描述變量之間關系的傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學方法。但是通常情況下，經(jīng)濟理論并不足以對經(jīng)濟變量之間的動態(tài)關系提供嚴密的說明，而且方程的左端和右端都有可能出現(xiàn)內(nèi)生變量，這使得參數(shù)估計和統(tǒng)計推斷變得異常艱難。向量誤差修正模型（Vector ErrorCorrection Model，VECM）作為典型的非結構化的多方程模型成功解決了上述問題。

另外，當前的研究的范圍有兩種趨勢，一是僅進行省、市層面的小規(guī)模分析，二是進行國家或超大經(jīng)濟體層面的大規(guī)模分析。小規(guī)模分析忽略了經(jīng)濟與環(huán)境這個系統(tǒng)的復雜性，忽略了地區(qū)之間地理上或經(jīng)濟上的聯(lián)系；超大規(guī)模的分析規(guī)律性很強，卻又在對局部區(qū)域的指導功能上有所欠缺。西南地區(qū)作為七大地理分區(qū)之一，包括四川、重慶、云南、貴州和五省（區(qū)、市），不僅保持了地區(qū)之間地理上或經(jīng)濟上的聯(lián)系，而且還呈現(xiàn)出一定規(guī)模上的區(qū)域規(guī)律性。同時，西南地區(qū)自然資源類型復雜多樣，區(qū)域差異明顯；隨著國家西部大開發(fā)的推進和新絲綢之路經(jīng)濟帶的建立，西南地區(qū)的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化進一步推進，經(jīng)濟發(fā)展速度明顯加快，自然生態(tài)環(huán)境發(fā)生了較大變化。因此，為了推動西南地區(qū)區(qū)域整體發(fā)展、改善自然生態(tài)環(huán)境，有必要以西南地區(qū)為研究對象，就該區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量影響進行分析。基于以上考慮，本文基于西南地區(qū)五省（區(qū)、市）近年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，先對經(jīng)處理得數(shù)據(jù)進行因果性檢驗，然后基于AHP構造測度區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的綜合指數(shù)，最后針對EKC假設進行驗證分析。鑒于此，本文在西南地區(qū)環(huán)境經(jīng)濟數(shù)據(jù)的基礎上首次實證研究了西南地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響。通過探究西南地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的波動規(guī)律，探索西南地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間是否存在EKC關系，本研究在定量分析的基礎上對于評價西南地區(qū)的環(huán)境經(jīng)濟現(xiàn)狀、推動西南地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展以及提升西南地區(qū)的生態(tài)質(zhì)量具有重要價值。

二、基本理論概述

（一）因果檢驗

Engle和Granger借助于協(xié)整理論與誤差修正模型（ErrorCorrection Model，ECM）建立了向量誤差修正模型（Vetor ErrorCorrection，VECM）。眾所周知，只要經(jīng)濟變量之間存在協(xié)整關系，就可以由自回歸分布滯后（Auto Regressive Distributed Lag，ARDL）模型推導出ECM；而在向量自回歸（Vector Auto Regression，VAR）模型中的每個方程都是一個ARDL模型，因此，VECM就是含有協(xié)整約束的VAR模型，其多應用于具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序列的建模。VECM可以用來檢驗人均GDP與環(huán)境質(zhì)量指數(shù)之間的因果性。

其基本原理是：響應變量的變化量是自身滯后期的變化量、其他輸入變量的變化量以及誤差修正項的函數(shù)。考慮兩個經(jīng)濟變量（xt，yt）的包含滯后差分項和誤差修正項的VECM。模型表示如下：

式中：y為某種污染物的排放總量，為差分算子，εt為隨機誤差項，ECTsub>t-1為誤差修正項。基于上述模型的因果性檢驗的步驟為：

Step 1：對誤差修正項系數(shù)θ進行t檢驗；在給定的顯著性水平α下，如果不顯著，那么說明人均GDP與本類污染物的排放總量之間并不存在長期因果關系。

Step 2：對輸入變量的系數(shù)β1和β2進行Wald卡方（x2）檢驗；在給定的顯著性水平α下，如果不顯著，那么說明人均GDP和本類污染物的排放總量之間并不存在短期因果性。

鑒于VECM要求多個經(jīng)濟變量之間存在長期協(xié)整關系，而長期協(xié)整關系存在的條件為經(jīng)濟變量的數(shù)據(jù)序列具有相等的平穩(wěn)階數(shù)，因此應當首先利用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗；然后采用Johansen協(xié)整檢驗方法對響應變量與各輸入變量分別進行協(xié)整檢驗；最后依照SIC和SC準則，確定所構建模型的最優(yōu)延遲階數(shù)。

（二）層次分析法

在AHP中，為了使決策判斷定量化，常常根據(jù)一定的比率標度將判斷定量化。一種常用的1～9標度方法表示。依據(jù)矩陣理論：設λ1，λ2，…，λn是矩陣A=（aij）n×n的特征值，當A具有完全一致性時，λ1=λmax=n，其余特征值均為零；當A不具有完全一致性時，

λ1=λmax >n，其余特征值有如下關系：∑ni=1λi=n-λmax。在AHP中，引入一致性指標CI來作為測度判斷矩陣偏離一致性的指標，其表達公式為：CI=λmax - n/n-1。衡量不同階判斷矩陣是否具有滿意的一致性，須引入判斷矩陣的平均隨機一致性指標RI值。當階數(shù)大于2時，判斷矩陣的一致性指標CI與同階平均隨機一致性指標RI之比稱為隨機一致性比率，記為CR。當CR=CI/RI

（三）EKC假設

EKC假設經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量單向影響，而環(huán)境質(zhì)量對經(jīng)濟發(fā)展雙向影響。通常情況下，EKC在實證研究中存在二次型、三次型和對數(shù)行等多種模型。考慮簡化模型：

三、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量動態(tài)關系的模型研究

（一）區(qū)域環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的確定

真實的經(jīng)濟發(fā)展狀況與環(huán)境質(zhì)量現(xiàn)狀需要用“好”的評價指標來表征，因此評價指標體系的建立是構建經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量動態(tài)關系計量模型的關鍵。參考相關文獻，結合具體實踐，本文選取人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（Gross DomesticProduct，GDP）作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的指標。環(huán)境質(zhì)量指的是在一定的范圍和時間內(nèi)，環(huán)境的總體或某些要素對人類的生存、生活和發(fā)展的適宜程度，一般包括大氣、水質(zhì)和噪聲方面的環(huán)境質(zhì)量。因此對于環(huán)境質(zhì)量的衡量，可以采用污染集中度或者排放量、資源開采量等因素。本研究選取單位GDP污染物排放量作為衡量環(huán)境質(zhì)量的指標，具體包括單位GDP工業(yè)廢水排放總量、單位GDP工業(yè)廢氣排放總量，單位GDP工業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量等。

為確定區(qū)域環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)，本文采用AHP方法確定各污染物排放量的權重。首先根據(jù)各污染物排放總量對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響程度的不同構造判斷矩陣；然后，利用MATLAB數(shù)據(jù)軟件對判斷矩陣進行特征值求解和處理，得到各自權重；最后，對判斷矩陣進行一致性檢驗，必須滿足完全一致性才能進行后續(xù)操作。到此，得到區(qū)域環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的測算公式如下所示：

（二）區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展一環(huán)境質(zhì)量動態(tài)關系模擬

結合上述前期工作，基于人均GDP與各污染物排放總量的數(shù)據(jù)，以前者為響應變量，以后者為輸入變量，繪制散點圖，運用不同函數(shù)模擬人均GDP和環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的數(shù)量關系。鑒于上述，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對區(qū)域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量影響模型的構建過程如圖-1所示：

四、實證結果與分析

（一）數(shù)據(jù)的來源與處理

歷年的GDP總量與GDP指數(shù)均來源于對應年份的相應省份的《統(tǒng)計年鑒》。但是，由于部分統(tǒng)計年鑒并未公布全部相關數(shù)據(jù)，導致部分數(shù)據(jù)出現(xiàn)缺省，本文采取應對之策是利用非缺省數(shù)據(jù)的年均增長率作為缺省數(shù)據(jù)的估計值。同時為處理的方便，對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，計算公式為：

其中：i為年份；j為某類污染物；yij為無量綱化后的賦值，xij為原始數(shù)值，max{xij}和min{xij}分別為污染物j排放總量的最大值和最小值。

（二）計量模型的構建與分析

基于近年來西南五省（區(qū)、市）相關數(shù)據(jù)和上述模型構建流程，平穩(wěn)性檢驗結果表明：在給定的顯著性水平α=0.05下，該區(qū)域的人均實際GDP、單位GDP32業(yè)廢水排放總量、單位GDP32業(yè)廢氣排放總量、單位GDP32業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量等7個時間序列均為一階單整序列；協(xié)整檢驗結果顯示：在給定的顯著性水平α=0.05下，各變量之間均存在一個協(xié)整方程，即人均實際GDP和單位GDP工業(yè)廢水排放總量、單位GDP工業(yè)廢氣排放總量，單位GDP工業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量之間均存在長期協(xié)整關系；按照SIC和SC準則，最終確定向量誤差修正（Vector Error Correction，VEC）方程的最優(yōu)延遲階數(shù)為1。至此，進行每個變量之間的長短期因果性檢驗，其具體結果如表-2所示。由表-2可知，在給定的顯著性水平α=0.05下，t檢驗結果顯著，說明各種工業(yè)污染物的排放會對上期長期趨勢的偏離產(chǎn)生反應，即人均實際GDP是造成污染物排放變化的長期原因；在給定的顯著性水平α=0.1下，x2檢驗結果顯著，說明各種工業(yè)污染物的排放會對上期短期趨勢的偏離產(chǎn)生反應，即人均實際GDP是造成污染物排放變化的短期原因。

結合MATLAB軟件，得到各指標權重分別為0.277、0.249、0.166、0.1、0.125和0.083；同時判斷矩陣最大特征值為6，CI=CR=O，通過了完全一致性檢驗。

基于上述指標權重和公式（3），構建環(huán)境質(zhì)量綜合指標。在此基礎上，經(jīng)多次模擬試驗證實：運用Quadratic函數(shù)對人均實際GDP和環(huán)境質(zhì)量綜合指標之間的動態(tài)關系進行模擬的效果更佳。最后，為更加相近地剖析西南五省市自治區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的演變規(guī)律，經(jīng)多次試驗觀察，分別以Inverse、Cubic、Power等函數(shù)形式擬合單位GDP工業(yè)廢水排放總量、單位GDP工業(yè)廢氣排放總量，單位GDP

業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDPZ.氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量與人均實際GDP之間的趨勢關系。實證結果如表-3所示。并由之可以看出，標準的EKC曲線并不符合西南地區(qū)的實際。

篇(3)

關鍵詞：湖北民族地區(qū)；全局主成分分析；經(jīng)濟發(fā)展

基金項目：湖北省自然科學基金項目（軟科學研究計劃）（批準號：BZY12023）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

原標題：湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展水平研究

收錄日期：2015年4月4日

一、引言

少數(shù)民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展是實現(xiàn)民族“共同團結奮斗、共同繁榮發(fā)展”目標的關鍵，也是實現(xiàn)湖北經(jīng)濟社會發(fā)展的薄弱環(huán)節(jié)和關鍵所在。湖北少數(shù)民族縣市共10個，包括恩施州的8縣市（恩施市、利川市、建始縣、巴東縣、宣恩縣、咸豐縣、來鳳縣、鶴峰縣）和宜昌市的長陽縣和五峰縣，人口共計247萬，國土面積近3萬平方公里，占湖北省的15.8%。由于自然地理因素和歷史條件等多方面的原因，民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎薄弱，經(jīng)濟總量不大，是湖北經(jīng)濟發(fā)展的“短板”，多數(shù)經(jīng)濟指標存在5～10年較大的差距。2013年，10個民族縣市的GDP為670億元，僅占湖北的2.83%。因此，深入研究湖北民族地區(qū)的經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展情況，緩和發(fā)展失衡、協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展，顯得十分迫切和重要。

民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和發(fā)展模式研究，主要集中在三個方面：一是研究指出民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展失衡的原因。高新才等（2006）全面考察了西北民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中存在的多重差距，認為多重差距的產(chǎn)生是由區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構不合理、區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平低等導致。周民良（2008）提出民族地區(qū)經(jīng)濟呈現(xiàn)出經(jīng)濟增長、結構優(yōu)化、效益改善的趨勢，但是民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展方式還沒有發(fā)生變化。李美娟（2012）認為區(qū)位條件、不平衡的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、少數(shù)民族文化等原因?qū)е铝嗽颇仙贁?shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展失衡；二是研究探討民族經(jīng)濟發(fā)展的有效途徑。任維德（2005）認為民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展可從中央政府通過強有力的政治領導、切實可行的法律與政策、規(guī)范地方政府之間的競爭等著手，以及民族地區(qū)要從立足自身、認識差距、圍繞制度創(chuàng)新、技術創(chuàng)新等方面著手發(fā)展民族地區(qū)經(jīng)濟。姚F（2009）分析創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與西部民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展之間關系，得出創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)的特點非常契合西部民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，將會成為西部民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的引擎。劉萍萍（2014）分析了生態(tài)文明視角下我國民族地區(qū)經(jīng)濟的模式，依據(jù)民族地區(qū)資源稟賦優(yōu)勢，實現(xiàn)民族地區(qū)經(jīng)濟增長和可持續(xù)發(fā)展；三是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的評價研究。劉堅等（2009）基于全局主成分分析方法和雷達圖分析方法，動態(tài)描述了重慶東南地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟差異。馮建中等（2012）采用時序全局主成分分析方法研究河南省經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展水平，得出經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)軌跡與客觀實際能夠很好的吻合。鹿晨昱等（2012）根據(jù)地理信息系統(tǒng)技術，采用主成分分析和空間自相關分析方法研究西北民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的空間分異，得出西北民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平的較高聚集區(qū)太少、較低的聚集區(qū)太多，存在極化效應較強的“熱點”現(xiàn)象。

基于上述研究，本文擬采用全局主成分分析方法，以湖北10個民族縣市2003年、2009年和2013年相關的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，對湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展進行分析，并綜合評價湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展水平，并提出相應的對策和建議，為湖北省民族經(jīng)濟發(fā)展提供定量和定性的決策參考。

二、指標設定、數(shù)據(jù)說明與分析方法

本文以湖北省少數(shù)民族縣市經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展為研究內(nèi)容，建立縣域經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展的指標體系，基于《湖北省統(tǒng)計年鑒》2003～2013年數(shù)據(jù)、湖北縣域經(jīng)濟考核2003～2013年數(shù)據(jù)，采用全局主成分分析方法評價湖北省少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。

（一）指標設定和數(shù)據(jù)說明。指標設定：基于全面性、代表性和可操作性等原則，以及相關的研究成果，本文建立涵蓋經(jīng)濟、人均收入、產(chǎn)業(yè)結構和發(fā)展后勁等4個方面的11個指標，據(jù)此觀察湖北少數(shù)民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)情況。具體指標體系如表1所示。（表1）

數(shù)據(jù)說明：根據(jù)湖北省民族地區(qū)2003～2013年經(jīng)濟發(fā)展的原始數(shù)據(jù)，構成湖北省民族地區(qū)的經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展的數(shù)據(jù)表。本文以該數(shù)據(jù)表為分析對象，評價湖北省少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展水平。

（二）分析方法

1、采取全局主成分方法的原因。目前，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的研究方法主要有綜合指標法、層次分析法、模糊評價法等方法，這些方法各有其優(yōu)勢，但又有其局限性，即在具體分析過程中模型精度是難以控制的。由于本文采取較多的指標體系，且要保證模型的精度，故采取全局主成分方法，其思想本質(zhì)是對高維變量進行降維，將多指標客觀地轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個綜合指標，盡可能地反映原來變量的信息，能夠保證系統(tǒng)分析的統(tǒng)一性，整體性和可比性。本文建立11個具體指標分析湖北少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，以主成分分析方法為前提條件，即按時間順序排放的數(shù)據(jù)表序列進行主成分分析。

2、全局主成分分析法的前提條件。全局主成分方法是有前提條件的，其需要原始變量之間存在較強的相關性，因為原始變量之間不存在較強的相關性，就無法提出包含原始變量間共同特征的幾個綜合指標。因此，在進行主成分分析時，需要對原始變量間的相關性進行檢驗。對原始變量間的相關性的檢驗一般轉(zhuǎn)為KMO檢驗。KMO檢驗是Kaiser1974年提出的，它是檢驗原始變量是否適合進行主成分分析的方法。一般來說，KMO>0.5適合進行主成分分析，KMO

3、全局主成分法分析的具體步驟。（1）確定分析目標，建立指標體系，收集數(shù)據(jù)；（2）對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，消除變量在數(shù)量級或量綱上的影響；（3）計算標準化處理后數(shù)據(jù)的相關系數(shù)矩陣；（4）求解相關系數(shù)矩陣的特征值、特征向量和方差貢獻率；（5）確定主成分個數(shù)，提取主成分；（6）計算各主成分的權重，綜合各主成分并計算評價目標綜合得分。

三、湖北民族地區(qū)經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展水平全局主成分分析

基于湖北省10個少數(shù)民族縣市11項經(jīng)濟指標的原始評價數(shù)據(jù)，根據(jù)全局主成分分析方法，采用SPSS統(tǒng)計軟件進行計算分析，可得湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展水平。

首先，對這11項指標的原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，然后對其進行KMO檢驗和巴列特球度檢驗。其檢驗結果為：KMO值為0.739，該值是大于0.5；巴列特球度檢驗的卡方統(tǒng)計量為514.274；P值為0.000，該值是少于0.05，這些檢驗結果說明本文所建立的指標體系是可以進行主成分分析的。

基于SPSS軟件，可得湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟動態(tài)發(fā)展的全局主成分分析的總方差解釋，如表2所示。（表2）從表2可知，前面2個主因子F1、F2的累計方差貢獻率為76.325%，這說明這2個主因子的包含原始變量的信息量達到了76.325%。因此，可用這2個主因子F1、F2替代原來的11個指標。

隨后，可得F1、F2的載荷矩陣，該矩陣是表示F1、F2與變量x1，x2，…，x11之間的相關系數(shù)，即這兩個主因子能在多大程度上解釋這11個指標的信息。兩個主因子的載荷矩陣見表3。（表3）從表3可知，第一個主因子F1在原始指標x1、x3、x4、x6上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區(qū)的總體經(jīng)濟因素和人均經(jīng)濟因素，因此，第一個主因子F1可以命名為湖北省民族地區(qū)總體經(jīng)濟水平和人均經(jīng)濟水平因子。第二個主因子F2在原始指標x8、x9上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區(qū)的經(jīng)濟結構因素，因此第二個主因子F2可以命名為湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟結構因子。

之后，將這2個主因子的載荷矩陣除以相應特征根的算術平方根，可得這2個主因子的得分，如表4所示。（表4）基于這2個因子得分系數(shù)矩陣，可得這2個主成分的表達式：

F1=0.358x1+0.338x2+0.344x3+0.344x4+0.288x5+0.362x6+0.324x7+0.050x8+0.125x9+0.227x10+0.363x11

F2=0.012x1+0.134x2+0.085x3+0.160x4-0.201x5-0.037x6-0.193x7+0.514x8+0.620x9-0.470x10+0.010x11

其中，x1，x2，…，x11是經(jīng)過標準化處理后的變量。基于上述公式，可得湖北省民族地區(qū)10個縣市2003年、2009年和2013年的F1，F(xiàn)2兩個主因子的得分，見表5。（表5）表5所表示的湖北省10個民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在F1、F2兩個主因子的得分，但是這只是反映湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的某一個方面，不能綜合地反映湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。因此，需要對F1、F2兩個主因子進行綜合分析。以F1、F2兩個主因子的方差貢獻率為權重，加權后得到一個衡量湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合評價得分函數(shù)；

F=0.653F1+0.110F2

根據(jù)湖北省民族地區(qū)中10個縣市的主因子F1、F2的得分，代入到上式中，可得湖北省民族地區(qū)10個縣市的綜合得分，如表6所示。（表6）

四、結論和政策建議

（一）結論

1、民族縣市經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高。比較2013年、2009年、2003年數(shù)據(jù)，10個民族縣市經(jīng)濟發(fā)展綜合得分顯著提高，表明這10年間民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較快，而且研究表明，2009～2013年的發(fā)展速度，比2003～2009年進一步加快。具體而言，2003年民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平的綜合得分為負數(shù)；2009年除了恩施市和長陽縣，其他8個民族地區(qū)得分為負數(shù)，但每個縣市得分得以提高；2013年各縣市綜合得分都為正數(shù)。

2、民族縣市發(fā)展梯隊特征已經(jīng)顯現(xiàn)。恩施市、長陽縣在2003～2013年的經(jīng)濟發(fā)展水平排名都是名列第一、第二，說明恩施、長陽在湖北民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較好，成為名副其實的第一梯隊。宣恩縣和咸豐縣的經(jīng)濟發(fā)展水平排名都是擺尾，說明宣恩縣和咸豐縣的經(jīng)濟發(fā)展空間巨大，需要更多強有力的措施。其余縣市處于發(fā)展中游位置。

3、民族縣市經(jīng)濟發(fā)展水平表現(xiàn)較大差異。從模型結果來看，10個民族縣市的經(jīng)濟發(fā)展水平，特別是經(jīng)濟總量、人均收入、財政收入等均表現(xiàn)出較大的差異，最高的與最低的相差近6倍，這與各縣市資源分布不均衡、經(jīng)濟結構調(diào)整的思路和政策執(zhí)行等方面均有較大聯(lián)系，這與湖北民族縣市的經(jīng)濟發(fā)展水平的實際情況是相符合的。

4、民族縣市綜合排名出現(xiàn)調(diào)整變化。比較2003年、2009年、2013年10個民族縣市經(jīng)濟發(fā)展排名，恩施在2009年取代長陽后，保持第一位置；咸豐位次從末位上升為第7位，利川躋身前三甲，巴東穩(wěn)定在3～4位之間，建始、來風位次一直在第5位、第8位。鶴峰從第3位下降至第6位。

（二）政策建議

1、依托武陵山試驗區(qū)先行先試金字招牌，加快深化改革創(chuàng)新步伐。湖北省民族地區(qū)10個縣市涵括在武陵山試驗區(qū)中，因此湖北省民族地區(qū)可以依托武陵山試驗區(qū)進行經(jīng)濟發(fā)展。首先，湖北省民族地區(qū)可以與國家層面進行創(chuàng)新對接，積極落實國家在民族地區(qū)各項經(jīng)濟政策；其次，與大武陵圈進行創(chuàng)新對接，湖北省民族地區(qū)可與武陵山民族區(qū)域進行橫向比較，在經(jīng)濟合作和交往中，實現(xiàn)規(guī)劃銜接，遵循市場經(jīng)濟規(guī)律，避免惡性競爭；最后，可與省級層面進行創(chuàng)新對接，促進湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟建設“深入轉(zhuǎn)型”，從“開發(fā)”轉(zhuǎn)向“開放”，從“開山門”轉(zhuǎn)向“開腦門”，從“打基礎”步入“快富民”，從“工程項目大干快上”步入“基本公共服務均等化”，從“政策輸血”到“形成造血機制”。

2、加強交通基礎設施建設，提高產(chǎn)業(yè)承載容納能力。首先，建設綜合大交通。構建“兩縱兩橫”大通道，“兩縱”指安（安康）張（張家界）常（常德）鐵路和安（安康）吉（吉首）高速公路。構筑“周邊廣輻射、城鄉(xiāng)全覆蓋、銜接大交通、快速集疏遠”的干線公路網(wǎng)絡，形成“干支相連、惠民便民”的農(nóng)村公路網(wǎng)絡；其次，加強生產(chǎn)要素保障。激活民間資本，拓寬直接融資渠道，發(fā)展多層次的資本市場體系，以實現(xiàn)項目、資金、資本的有效連接為目標，支持發(fā)展村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司、私募基金；最后，做好產(chǎn)業(yè)基礎配套。加大對湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟開發(fā)區(qū)和工業(yè)園區(qū)支持力度，完善配套設施和服務平臺建設，促進產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展。有效提高土地承載能力，提升城鄉(xiāng)電力、通信、郵政、網(wǎng)絡、廣播電視等設施體系建設水平，推進城市公交、供水、燃氣、污水和垃圾處理向周邊村延伸。

3、發(fā)揮資源要素稟賦優(yōu)勢，著力培植壯大特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。首先，發(fā)展文化旅游業(yè)。湖北省民族地區(qū)旅游資源豐富，文化積淀深厚，是古人類文化的發(fā)祥地、巴文化的搖籃。把民族地區(qū)作為鄂西圈旅游開發(fā)資金重點投向地區(qū)之一，打造具有較高知名度和吸引力的品牌景區(qū)和精品線路，實現(xiàn)湖北省民族地區(qū)旅游經(jīng)濟一體化，形成拉動經(jīng)濟增長極；其次，發(fā)展特色農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)。湖北省民族地區(qū)經(jīng)濟植物多達3，000余種，有藥用植物達2，000余種，適宜各種山野菜生長的土壤、氣候。依托資源優(yōu)勢，建設優(yōu)質(zhì)糧食、畜禽、水產(chǎn)、蔬菜、森林食品、茶葉、煙葉、油料、藥材、林果等特色農(nóng)業(yè)板塊基地；最后，發(fā)展清潔能源業(yè)。湖北省民族地區(qū)水能蘊藏量豐富，發(fā)展水電產(chǎn)業(yè)有其獨一無二的條件。水資源的充分利用，不僅會在建設期間加大移民規(guī)劃、小城鎮(zhèn)建設，改善基礎設施，拉動流域經(jīng)濟，還會在建成后改善生態(tài)環(huán)境，為流域內(nèi)的航運、灌溉、養(yǎng)殖、旅游業(yè)的發(fā)展起到積極作用。

主要參考文獻：

[1]葛忠興.少數(shù)民族和民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀與思路[J].西南民族大學學報（人文社科版），2006.173.

[2]高新才，滕堂偉.西北民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距及其產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟分析[J].民族研究，2006.1.

[3]周民良.論民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[J].民族研究，2008.4.

[4]姚F.創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)與西部民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展[J].經(jīng)濟問題，2010.3.

[5]鄭長德.中國少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量研究[J].民族學刊，2011.3.

[6]劉萍萍，唐新，付嬈.生態(tài)文明視角下我國少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的模式研究――以四川省阿壩州為例[J].西南民族大學學報（人文社科版），2014.3.

篇(4)

關鍵詞：城鎮(zhèn)化 工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展 VAR模型

引言

城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展是相互作用、相互促進的經(jīng)濟動力，城鎮(zhèn)化是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必然結果，產(chǎn)業(yè)發(fā)展是城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要途徑。根據(jù)配第-克拉克定理，城鎮(zhèn)化發(fā)展進程中，將伴隨著產(chǎn)業(yè)結構的變化與重構，而工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展則是發(fā)揮著極其重要的作用。

劉剛（2013）通過研究產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的增長所產(chǎn)生的城鎮(zhèn)化效應，以及三次產(chǎn)業(yè)增長和結構優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的影響，表明三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的城鎮(zhèn)化效用各有不同，產(chǎn)業(yè)增長推動城鎮(zhèn)化效用存在明顯邊際作用，當前中國社會經(jīng)濟發(fā)展應把第二、三次產(chǎn)業(yè)同時推進。呂一清、何躍（2010）運用協(xié)整理論、Granger 因果關系檢驗、廣義脈沖響應函數(shù)和方差分解法，考察了成都1985-2008年城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的長期動態(tài)影響特征。分析結果表明，城鎮(zhèn)化率與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個社會從業(yè)人員比重互為雙向因果關系，其相互促進；在短期內(nèi)，隨著第三產(chǎn)業(yè)增長速度促進城鎮(zhèn)化率進程的發(fā)展。從方差分解結果可以得出，第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占整個社會從業(yè)人員的比重對城鎮(zhèn)化率的貢獻度相對比較大。馬遠、陳軍（2012）利用VAR模型對1960至2009年新疆城鎮(zhèn)化與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動態(tài)關聯(lián)效應進行分析，研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化具有明顯的促進作用，城鎮(zhèn)化發(fā)展同樣會帶動三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展。從長期來看，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對城鎮(zhèn)化貢獻率分別達到了33.75%、29.45%、6.85%。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的促進作用要顯著高于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。在此基礎上，提出相應的政策建議。李剛、魏佩瑤（2013）通過構建完美市場和不完美市場條件下的工業(yè)化和城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展模型，分析了中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展協(xié)調(diào)程度較低的形成機理。

本研究在前人研究基礎上，根據(jù)城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的相關理論，運用VAR模型對中國城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)關系進行實證研究，試圖揭示中國城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的動態(tài)關系，旨在為更好推動中國城鎮(zhèn)化進程及提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量提供決策依據(jù)。

實證分析

（一）指標選擇及數(shù)據(jù)來源

本研究采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎睾饬砍擎?zhèn)化水平（URB），采用工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（ID）、工業(yè)綜合經(jīng)濟效益指數(shù)（IU）表示工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。所使用的樣本1998-2011年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2012年新疆自治區(qū)統(tǒng)計年鑒》。并對城鎮(zhèn)化、工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平與工業(yè)經(jīng)濟效益水平分別取對數(shù)值，記為LNURB、LNID和LNIU。

本研究采用向量自回歸模型（VAR）揭示城鎮(zhèn)化、非農(nóng)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的動態(tài)關系。VAR模型常用于預測相互關系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響。

VAR模型的數(shù)學表達式是：

式中， yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，d是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)。Φ1，…Φp和k×d維矩陣H是待估計的系數(shù)矩陣。εt是k維擾動項列向量。若滯后期p和r足夠大，則可完整地反映模型的動態(tài)特征，但滯后期越長，自由度越少，因此，在滯后期與自由度之間應尋求一種均衡狀態(tài)。下文將以VAR模型為基礎，利用單位根檢驗、協(xié)整關系、因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)、方差分解模型對城市偏向、城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間的動態(tài)效應進行分析。

（二）實證分析

1. 單位根檢驗。表1檢驗結果顯示，原序列LNUEB是平穩(wěn)序列，LNID和LNIU是非平穩(wěn)序列，而經(jīng)過一階差分后，一階差分序列DLNUEB、DLNID和DLNIU均是平穩(wěn)序列，一階差分序列LNUEB、LNID和LNIU在5%的顯著水平下拒絕原假設，可以確定LNUEB、LNID和LNIU是一階單整序列，即LNURB～I（1），LNID～I（1），LNIU～I（1）。

2. 協(xié)整檢驗。本研究用Johansen法檢驗LNURB、LNID與LNIU之間的協(xié)整關系。表2中的r表示LNUEB、LNID和LNIU之間協(xié)整關系的個數(shù)，在5%的置信水平上接受r≤1的原假設，即原變量之間至少存在一個協(xié)整關系，說明城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

3.VAR模型構建。基于我們選擇的變量：LNURC、LNURB及LNNAI，構建3維的向量自回歸模型。采用AIC和LR準則來確定VAR模型的滯后階數(shù)為2，并建立VAR模型，如表3。

4.Granger因果檢驗。表4說明了中國城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平之間的因果關系。表4數(shù)據(jù)顯示，滯后1-2期，LNURB不是LNID的格蘭杰原因，說明城鎮(zhèn)化不是工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因，也就是說中國的城鎮(zhèn)化發(fā)展沒有推動中國工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

滯后1-2期，LNURB是LNIU的格蘭杰原因，說明城鎮(zhèn)化是工業(yè)綜合經(jīng)濟效益的格蘭杰原因，即在中國的城鎮(zhèn)化進程中，中國的工業(yè)企業(yè)的綜合經(jīng)濟效益水平顯著提高，城鎮(zhèn)化的發(fā)展促進了工業(yè)綜合經(jīng)濟效益的提高，究其原因是，城鎮(zhèn)化發(fā)展使得中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入水平顯著提高，這為工業(yè)發(fā)展提供了良好的發(fā)展環(huán)境。同時，在中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展進程中，農(nóng)業(yè)富余勞動力、技術工人以及高級人才紛紛轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)或城市，這又為中國工業(yè)的快速發(fā)展提供了人才支撐，這些都有益于工業(yè)綜合經(jīng)濟效益水平的提高；而滯后期1-2期，均接受LNIU不是LNURB的格蘭杰原因原假設，沒有充分理由說明工業(yè)綜合經(jīng)濟效益是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，這也從另一個側(cè)面說明了工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展并沒有促進中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

5.脈沖響應分析。城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的脈沖響應函數(shù)結果如圖1-4所示。

圖1顯示，從工業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重看，工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對于城鎮(zhèn)化一個標準差沖擊的響應，除了第8期之外，均呈現(xiàn)出負效應。第1期時負效應為-0.010825，隨后開始減小，到第5期時達到-0.000393，而后開始先增后減，并在第8期時暫時轉(zhuǎn)為正響應（0.000555），第9-10期均為負效應。這說明工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對于城鎮(zhèn)化產(chǎn)生了負面的效應，工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展并未有效促進中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展，這與國內(nèi)其他學者關于城鎮(zhèn)化滯后于工業(yè)化的結論基本一致。

圖2顯示的是工業(yè)綜合經(jīng)濟效益指數(shù)對城鎮(zhèn)化的一個標準差響應，在開始時呈現(xiàn)出正效應，在第3期時出現(xiàn)負效應（-0.007917），而后轉(zhuǎn)為正效應，在第7期時又呈現(xiàn)出負效應（-0.001667），隨后一致呈現(xiàn)出正效應。這說明，從工業(yè)綜合經(jīng)濟效益來看，工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟效益的提高，對于中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展起到了正向的促進作用。其作用機理在于，工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟效益的提高，一方面提高了中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入水平，另一方面加速了中國農(nóng)村居民城鎮(zhèn)化的進程和速度，最終促進中國城鎮(zhèn)化進程的發(fā)展。

從圖3可以看出，城鎮(zhèn)化對工業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重的沖擊效應，一直呈現(xiàn)出了負效應，在第3期最大值為-0.001903，并且是在逐步減弱的。這說明在一定程度上城鎮(zhèn)化對于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了反向作用，并未促進工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展。但是這種反向作用是在逐步弱化的，并趨近于零的。究其原因是，在中國城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，我們過度重視城鎮(zhèn)化規(guī)模，忽略了城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量，并未實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的互動發(fā)展。

從圖4可以看出，城鎮(zhèn)化對工業(yè)綜合經(jīng)濟效益的沖擊效應開始時為正效應，第3期為-0.000152，隨后的第5-10期均表現(xiàn)為負效應，并且是逐漸減弱的。這說明城鎮(zhèn)化發(fā)展對于工業(yè)企業(yè)經(jīng)濟效益并未產(chǎn)生多大的促進作用，或者說這種作用不是很明顯。究其原因在于，城鎮(zhèn)化的發(fā)展并未激發(fā)中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的需求結構和消費結構，進而對于工業(yè)企業(yè)綜合經(jīng)濟效益并未產(chǎn)生多大的促進作用。結合圖3和圖4可以看出，中國城鎮(zhèn)化對于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展并未產(chǎn)生正向的促進作用，最主要的原因在于過度關注城鎮(zhèn)化發(fā)展速度和規(guī)模，忽略了城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。

6.方差分解。表5是跨期為10期的城鎮(zhèn)化的方差分解表。

表5是城鎮(zhèn)化的方差分解結果。從表中可以看出，中國城鎮(zhèn)化水平波動不僅受自身沖擊影響顯著，同時還受到工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響。城鎮(zhèn)化水平的波動受自身沖擊影響在第一期達到100%，隨后隨時間推移呈現(xiàn)出“先降后升”的趨勢，到第10期以后保持在85.11%。工業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重和工業(yè)綜合經(jīng)濟效益指數(shù)這兩個指標對于城鎮(zhèn)化變動的沖擊不盡相同，工業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重對于城鎮(zhèn)化的沖擊大于工業(yè)綜合經(jīng)濟效益指數(shù)對其的沖擊。來自工業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重對城鎮(zhèn)化變動的貢獻率的沖擊起初很小，隨后逐漸增大，最后穩(wěn)定在14.44%左右，也就是說城鎮(zhèn)化預測方差的14.44%，這可由工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的變動來解釋。但從工業(yè)綜合經(jīng)濟效益指數(shù)這一指標看，工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對于城鎮(zhèn)化變動的影響和沖擊不是太大，大概保持在0.46%左右。由以上分析可以看出，城鎮(zhèn)化水平變動不僅受到自身變動影響，工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對其也有顯著影響，從長期來看貢獻率達到了85.11%、14.44%。

表6是工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的方差分解結果。從表中可以看出，中國工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平不僅受自身沖擊影響，同時還受到城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響。工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的波動受自身沖擊影響保持在第一期為80.36%，隨后隨時間推移大致呈現(xiàn)出穩(wěn)中有降的趨勢，到第10期以后保持在79.35%。城鎮(zhèn)化對于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的沖擊不是很顯著，第1期為19.64%，隨后開始增強，并于第3期達到20.57%，第4-10期呈現(xiàn)出階段性變化趨勢，第10期時為20.02%。由以上分析可以看出，工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展受自身變動影響較大，而城鎮(zhèn)化對其不太顯著，從長期來看貢獻率達到了79.35%、20.02%。

由此可見，城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的互促作用不是太明顯，城鎮(zhèn)化對于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用要弱于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對于城鎮(zhèn)化的促進作用，這同時也說明了中國城鎮(zhèn)化發(fā)展和工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展均處于較低的水平。

結論與建議

（一）結論

通過對中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的實證研究，得到以下結論：中國城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展互促作用不是很明顯，但城鎮(zhèn)化對于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用要弱于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對于城鎮(zhèn)化的促進作用。從長期看，工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展對于城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻率為14.44%，城鎮(zhèn)化發(fā)展對于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率為20.02%。

（二）建議

在此基礎上，提出相對應的政策建議：

第一，提高中國城鎮(zhèn)化質(zhì)量，實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的互促發(fā)展。提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量是促進中國工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要途徑。中國城鎮(zhèn)化質(zhì)量的核心內(nèi)涵是有序推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，這個過程會有效激增消費需求，改變現(xiàn)有的消費結構，為中國工業(yè)經(jīng)濟的快速發(fā)展提供了市場條件和前提。

第二，加快工業(yè)企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。工業(yè)企業(yè)是中國工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的核心主導力量，同時工業(yè)企業(yè)的發(fā)展狀況也是反應城鎮(zhèn)化中的居民或消費者需求的滿足程度和工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平和效益的重要表征。隨著工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，工業(yè)企業(yè)面臨著產(chǎn)能過剩、稅收負擔、資金成本上升所導致的企業(yè)經(jīng)營壓力大等障礙和壓力，這需要中國工業(yè)企業(yè)要加快企業(yè)的轉(zhuǎn)型和升級。中央政府及相關部門要進行與工業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級相對應的體制機制、管理方式、生產(chǎn)要素市場改革，切實做好政府在市場配置資源中的服務性作用，明確企業(yè)作為投資主體的地位和作用。

第三，大力發(fā)展私有經(jīng)濟。私有經(jīng)濟是城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要支撐。私有經(jīng)濟的發(fā)展，一方面可以提高城鎮(zhèn)居民和進城農(nóng)民的就業(yè)水平，為工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展提供市場條件。另一方面，可以為中國城鎮(zhèn)化發(fā)展提業(yè)支撐，促進中國城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

第四，大力發(fā)展農(nóng)村城鎮(zhèn)化進程，推動農(nóng)村消費結構升級。農(nóng)村城鎮(zhèn)化進程是中國城鎮(zhèn)化進程中的不可或缺的組成部分，就目前的實際情況，農(nóng)村的城鎮(zhèn)化水平和質(zhì)量均低于城市的城鎮(zhèn)化水平和質(zhì)量。從另外一個角度看，中國城市和農(nóng)村的工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平也是存在較大差異，城鄉(xiāng)二元結構明顯，這也是農(nóng)村城鎮(zhèn)化質(zhì)量低于城鎮(zhèn)化質(zhì)量的重要原因。農(nóng)村的公共設施落后，公共產(chǎn)品服務水平較低，農(nóng)村生活成本較高，農(nóng)民收入水平低下，這都在一定程度上限制了農(nóng)民的消費結構轉(zhuǎn)換和升級。中國農(nóng)村的城鎮(zhèn)化進程應該是在農(nóng)村消費結構轉(zhuǎn)換和升級的背景下完成的，讓農(nóng)民、農(nóng)村、農(nóng)業(yè)切實的享受到中國城鎮(zhèn)化進程的成果。

1.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模-Eviews應用及實例.清華大學出版社，2010

2.馬遠，陳軍.城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動態(tài)關聯(lián)效應研究-以新疆為例.管理現(xiàn)代化，2012（5）

3.劉剛.產(chǎn)業(yè)發(fā)展及結構優(yōu)化進程中城鎮(zhèn)化效應的研究.市場論壇，2013（2）

篇(5)

關鍵詞:高職教育;區(qū)域經(jīng)濟;關系;對策

一、高職教育與區(qū)域經(jīng)濟的相互關系

1.區(qū)域經(jīng)濟對高職教育的決定作用

區(qū)域經(jīng)濟作為經(jīng)濟基礎,為高職教育的產(chǎn)生和發(fā)展提供了物質(zhì)保障,對高職教育的產(chǎn)生和發(fā)展具有決定作用。

首先,區(qū)域經(jīng)濟的迅速發(fā)展,是高職教育產(chǎn)生和發(fā)展的直接動因。高職教育是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展到工業(yè)化階段的產(chǎn)物,并隨著區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展不斷發(fā)展。高職教育發(fā)展的原動力來自于區(qū)域經(jīng)濟快速發(fā)展所引發(fā)的人才需求、行業(yè)對從業(yè)者職業(yè)技能的要求及企業(yè)對高職教育直接的參與和支持。

其次,區(qū)域經(jīng)濟的基本特征對高職教育具有制約作用。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定高職教育的規(guī)模和發(fā)展速度;區(qū)域經(jīng)濟增長速度決定高職教育的就業(yè)情況;區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構決定高職教育的專業(yè)結構;區(qū)域技術結構決定高職教育的層次結構。即有什么樣的區(qū)域經(jīng)濟,就有什么樣的高職教育與之相適應。

2.高職教育對區(qū)域經(jīng)濟的反作用

“高職教育是教育系統(tǒng)中與區(qū)域經(jīng)濟最為密切的一個系統(tǒng),它是知識傳播與知識物化的重要基地,貫穿于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的多個環(huán)節(jié)”(王家祥,2007)。高職教育對區(qū)域經(jīng)濟的反作用主要體現(xiàn)在兩個方面:

一方面,高職教育為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供人力資源的生產(chǎn)與再生產(chǎn)。人力資源是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動因,高職教育的首要任務就是為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供多樣多層的高級應用型人才;隨著經(jīng)濟建設的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化,高職教育又肩負起為農(nóng)村人口進入第二、三產(chǎn)業(yè)進行職業(yè)培訓、為下崗職工進行再就業(yè)培訓及為企業(yè)員工進行繼續(xù)教育培訓的重要使命。

另一方面,高職教育為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供科學技術的生產(chǎn)與再生產(chǎn)。科學技術是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的第一推動力。高職院校發(fā)揮人才和設備優(yōu)勢,把自己的科研成果、先進工藝和技術通過技術市場轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力;根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的科技需要調(diào)整科技方向和科研計劃,創(chuàng)造更大的經(jīng)濟效益和社會效益;通過校企合作,對企業(yè)的技術難題進行研究、開發(fā)和解決,推動企業(yè)的發(fā)展,增強區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的活力。

綜上所述,區(qū)域經(jīng)濟與高職教育是相互依存共生的關系。其中,區(qū)域經(jīng)濟的決定作用是主導性的,要求高職教育必須適應區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展,而高職教育的反作用則要求在區(qū)域經(jīng)濟規(guī)劃中必須給予高職教育足夠的重視。

二、高職教育促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的對策

高職教育與區(qū)域經(jīng)濟的關系表明,高職教育受教育與經(jīng)濟兩大規(guī)律制約。其發(fā)展必須同時遵循兩大規(guī)律,才能實現(xiàn)與區(qū)域經(jīng)濟的相互促進和協(xié)調(diào)發(fā)展。因此,發(fā)展高職教育,應該堅持區(qū)域化、市場化、動態(tài)性和前瞻性四大原則。

1.發(fā)展高職教育應堅持區(qū)域化原則。

高職教育應該在充分調(diào)研區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構、技術結構和生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的基礎上,確定自己的布局、規(guī)模、專業(yè)設置,并根據(jù)區(qū)域?qū)θ瞬诺奶厥庖?及時調(diào)整專業(yè)結構、教學內(nèi)容和培養(yǎng)模式,走區(qū)域化發(fā)展的道路,使高職教育培養(yǎng)出的人才與區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展相適應,不僅可以實現(xiàn)職業(yè)教育直接為經(jīng)濟發(fā)展服務的目標,還能使高職教育形成自己的特色,解決自身生存和發(fā)展的問題。

2.發(fā)展高職教育應堅持市場化原則。

高職教育培養(yǎng)的是滿足企業(yè)特定崗位需求的專業(yè)技能型人才,所以發(fā)展高職教育必須堅持以市場為導向。建立市場研究機構,加強市場調(diào)研,根據(jù)市場的需求,優(yōu)化專業(yè)設置、調(diào)整課程體系;改革辦學模式,建立與社會的緊密聯(lián)系,實現(xiàn)與社會、企業(yè)的合作辦學;改革實踐教學,加強實訓基地建設;重視師資隊伍建設,培養(yǎng)“雙師型”教師;加強市場推銷,促進學生就業(yè)。

3.發(fā)展高職教育應堅持動態(tài)性原則。

區(qū)域經(jīng)濟是不斷發(fā)展演變的,高職教育要適應區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展,也必須不斷隨之發(fā)展演變。伴隨區(qū)域產(chǎn)業(yè)升級和結構優(yōu)化,會產(chǎn)生新的職業(yè)、崗位及新的技能要求,人才需求的數(shù)量、質(zhì)量、結構都將是動態(tài)的。高職教育必須根據(jù)市場人才需求的動態(tài)變化適時調(diào)整人才培養(yǎng)方案,包括招生規(guī)模、專業(yè)設置、課程安排、學時分配及考核標準等。

4.發(fā)展高職教育應堅持前瞻性原則。

高職教育不僅要適應區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展,還要指導和促進區(qū)域經(jīng)濟向正確的方向發(fā)展。所以,發(fā)展高職教育必須具有前瞻性,能夠準備把握區(qū)域經(jīng)濟的未來發(fā)展方向,預見區(qū)域經(jīng)濟未來發(fā)展所需要的人才和技術,適時開設新專業(yè),停辦數(shù)年后可能遭淘汰的專業(yè)。這樣不僅可以抓住主動權,促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化和區(qū)域技術水平的提高,還可以避免就業(yè)分配難,減少人力、物力和財力的浪費,提高高職的辦學效率,實現(xiàn)高職教育與區(qū)域經(jīng)濟的良性互動共生。

【參考文獻】

[1]劉育峰.高職教育推動區(qū)域經(jīng)濟科學發(fā)展辯證思考.《生產(chǎn)研究》.2009,(24):29-30.

[2]張純記.論高職教育與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展.《經(jīng)濟論壇》.2009,(11):37-39.

篇(6)

摘 要 從現(xiàn)階段中國經(jīng)濟發(fā)展的特征出發(fā),對經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變這一現(xiàn)階段中國經(jīng)濟發(fā)展面臨的關鍵問題的相關研究動態(tài)加以梳理,有助于在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的背景下研究中國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變問題,尋求解決這一問題的有效途徑,制定出行之有效的政策。

關鍵詞 經(jīng)濟發(fā)展 經(jīng)濟發(fā)展方式 經(jīng)濟增長

一、經(jīng)濟發(fā)展方式的界定

經(jīng)濟發(fā)展方式的內(nèi)涵離不開對經(jīng)濟增長方式的認識。經(jīng)濟發(fā)展的方式就是經(jīng)濟發(fā)展的方法和形式,包括經(jīng)濟增長方式、經(jīng)濟結構優(yōu)化、經(jīng)濟運行的質(zhì)量、經(jīng)濟效益、收入分配、環(huán)境保護、城市化水平、工業(yè)化水平及現(xiàn)代化程度進程等諸多方面的內(nèi)容,含有可持續(xù)發(fā)展等。經(jīng)濟發(fā)展方式包含經(jīng)濟增長方式,但不等同于經(jīng)濟增長方式。經(jīng)濟發(fā)展方式反映了經(jīng)濟的數(shù)量、質(zhì)量、結構和制度的根本性變化的總體特征。惟有從中國經(jīng)濟發(fā)展的階段性特征出發(fā)來研究發(fā)展方式才有意義。經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變必須尊重所處的歷史情境、地域經(jīng)濟發(fā)展的約束條件,選擇與之相匹配的發(fā)展方式,才能實現(xiàn)經(jīng)濟社會全面、協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展的目標。

二、經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的觀點綜述

經(jīng)濟增長方式被引入中國后,經(jīng)濟學界和實務工作部門從現(xiàn)代主流經(jīng)濟學、政治經(jīng)濟學、制度主義的范式等多個維度對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變進行了探索。十七大又明確提出轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的重大戰(zhàn)略方針,要求盡快實現(xiàn)發(fā)展理念的轉(zhuǎn)變,促進國民經(jīng)濟又好又快發(fā)展。從近年來的相關研究動態(tài)來看,主要研究了以下五個問題。

（一）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的內(nèi)涵

中國經(jīng)濟發(fā)展到一定階段,發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型迫切需要一種新的方針來指導經(jīng)濟建設的開展。為此學術界針對新時期經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)涵展開了研究。

（二）經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的問題與難點

從提出“轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式”到強調(diào)加快“轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式”,經(jīng)歷了12年的時間。一些學者對經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的問題和難點展開了研究,以期提出更有針對性的對策建議。

（三）經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的原動力

改革開放以來,中國經(jīng)濟保持了持續(xù)穩(wěn)定的高增長和高發(fā)展,中國實現(xiàn)高增長的動力是什么?來10―20年,是否能繼續(xù)保持這種強勁的勢頭?劉慶寶、未良莉結合我國的實際國情,對經(jīng)濟增長理論的源動力進行系統(tǒng)的分析,構建了擴展的索洛(So-low)模型,對投資、消費、出口――“三駕馬車”對我國經(jīng)濟增長的拉動及其相互作用進行了實證研究,在此基礎上提出了消費作為經(jīng)濟運行的主要動力,對拉動經(jīng)濟增長具有十分重要的作用。

（四）經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的途徑

經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變必須有科學的途徑,要實現(xiàn)國民經(jīng)濟又好又快發(fā)展,轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,就必須更深刻、更自覺地把握經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律,下更大的決心、采取更有力的措施提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量和效益。

三、現(xiàn)有研究的評價及其啟示

從現(xiàn)階段中國經(jīng)濟發(fā)展的特征出發(fā),對相關研究動態(tài)加以梳理后,筆者認為近年來,國內(nèi)學者從不同維度提出了轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的具體措施,但這些研究存在一些問題:對經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變內(nèi)涵尚缺乏統(tǒng)一的界定;未能從中國現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展的階段性特征出發(fā)認識經(jīng)濟發(fā)展的轉(zhuǎn)變;從動力結構優(yōu)化的視角尋求解決經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的有效途徑,有待進一步深入研究。因此,今后中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變需要從以下三個方面來進行研究。

（一）從經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)涵界定展開研究

黨的十七大報告提出:加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。這是關系國民經(jīng)濟全局的緊迫而重大的戰(zhàn)略任務。要堅持走中國特色新型工業(yè)化道路,堅持擴大國內(nèi)需求特別是消費需求的方針,促進經(jīng)濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費、投資、出口協(xié)調(diào)拉動轉(zhuǎn)變,由主要依靠第二產(chǎn)業(yè)帶動向依靠第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動轉(zhuǎn)變,由主要依靠增加物質(zhì)資源消耗向主要依靠科技進步、勞動者素質(zhì)提高、管理創(chuàng)新轉(zhuǎn)變。

（二）從現(xiàn)階段中國經(jīng)濟發(fā)展的階段性特征出發(fā)研究

經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變改革開放以來,中國已經(jīng)保持了持續(xù)30年的強勁增長勢頭。他們都在懷疑,中國經(jīng)濟能走多遠?因此,如何正確理解和把握中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的理論內(nèi)涵和現(xiàn)實特征,確立經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的方向和思路,并制定出行之有效的政策成為研究中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變問題的新趨勢。

（三）研究中國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變中的動力結構優(yōu)化問題

轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式不僅要繼續(xù)保持量的增長,更要注重質(zhì)的提升。當前世界經(jīng)濟仍未停止萎縮,盡管經(jīng)濟下滑的速度放緩,但缺乏后勁的經(jīng)濟增長依然有下滑的可能。面對這場全球性經(jīng)濟衰退的挑戰(zhàn),我國政府采取了積極措施調(diào)整經(jīng)濟發(fā)展方式的動力結構,以擴大國內(nèi)消費、加大投資為主,積極穩(wěn)住出口來啟動經(jīng)濟。

參考文獻：

[1]歐志文,蔣均時.“轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式”的科學理念與時代內(nèi)涵.消費導刊.2008(2):209-211.

[2]吳樹青.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式是實現(xiàn)國民經(jīng)濟又好又快發(fā)展的關鍵.前線.2008(1):17-31.

[3]楊玉霞,邢宏.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式內(nèi)涵及實現(xiàn)機制.學理論.2008(6):15-18.

[4]呂政.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式需要解決的突出問題.前線.2008(3):10-12.

篇(7)

關鍵詞：

金融發(fā)展；經(jīng)濟增長；VAR；脈沖響應

中圖分類號：F2

文獻標識碼：A

文章編號：16723198（2013）01005203

1引言及文獻綜述

自上世紀90年代以來湖北省經(jīng)濟繼續(xù)保持快速增長的勢頭，GDP從1990年的824.38億元增加到2010年的15806.09億元，與此同時金融業(yè)也發(fā)生了巨大變化，所有金融機構存貸款同期的1139.33億元增加到2010年的35704.89億元，金融發(fā)展水平不斷提高，金融資產(chǎn)大幅增加，金融系統(tǒng)逐漸健全，為湖北省經(jīng)濟發(fā)展提供了有力的保障。

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系研究最早追溯到Schumpeter（1912）的研究，他認為發(fā)展較好的金融系統(tǒng)為創(chuàng)新型企業(yè)提供了融資，進而促進了科技進步，生產(chǎn)力的提高促進了經(jīng)濟發(fā)展。其后很多學者只進行了這方面的理論研究，很少進行實證性分析。但自Goldsmith（1969）、McKinnon（1973）和Shaw（1973）提出金融抑制和金融深化以來，經(jīng)過金融理論界共同發(fā)展完善，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長逐漸成為經(jīng)濟學家們理論和實證研究的焦點。國外學者針對兩者關系進行大量研究：king和levine（1993）發(fā)現(xiàn)金融中介發(fā)展與經(jīng)濟增長有顯著的正相關關系，金融結構是經(jīng)濟增長的先導因素。Arestis和Demelriades（1997）研究發(fā)現(xiàn)美國與德國銀行發(fā)展對經(jīng)濟的增長的影響存在顯著差異，同時在美國沒有足夠證據(jù)顯示金融中介對經(jīng)濟增長的效應。Hassan，Benit（2011）根據(jù)區(qū)域劃分選取把發(fā)展中國國家依據(jù)經(jīng)濟綜合實力劃分問幾個區(qū)域，利用面板數(shù)據(jù)得出結果。顯示多數(shù)發(fā)展中國家金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在雙向因果關系，但在最貧窮的兩個區(qū)域顯示金融發(fā)展與經(jīng)濟增長只存在單向因果關系，金融發(fā)展促進了經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟增長對金融發(fā)展沒有起到促進作用，健全的金融系統(tǒng)在經(jīng)濟增長中扮演著重要角色。

近年來針對我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究不斷出現(xiàn)，但由于采用的方法不同得出的結論也不相同：陳國偉，張紅偉（2008）利用多項金融指標建立回歸模型并運用了VAR因果關系檢驗和方差分解等計量方法，研究結果表明金融發(fā)展與我國經(jīng)濟增長存在著長期的均衡關系。 韓廷春（2001）通過建立金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關聯(lián)機制的計量模型，運用有關數(shù)據(jù)得出金融深化理論與利率政策必須與經(jīng)濟發(fā)展過程相適應，不能只追求金融發(fā)展與資本市場的擴張，應更加注重金融體系的效率與質(zhì)量。周立，王子明（2002）通過1978-2000年中國各地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證研究，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系密切，一個地區(qū)若沒有健全的金融系統(tǒng)對其長期的經(jīng)濟發(fā)展不利，提高金融發(fā)展水平是經(jīng)濟增長的必經(jīng)之路。閆麗瑞，田翔宇（2012）運用我國31個省級面板數(shù)據(jù)對我國東、中、西部三個地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長研究顯示金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻在各地區(qū)之間存在很大差異。

綜合國內(nèi)研究來看學者們對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長進行動態(tài)方面的實證分析較少，而且多是對于區(qū)域?qū)哟蔚难芯浚苌倬唧w到某一省份，由于區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展也存在很大的不平衡，因此我們選取湖北省這一中部大省為研究對象，進行實證分析。目前對于湖北省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的研究學者們多停留當期金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的研究上，而沒有進行進一步的動態(tài)計量分析，并且由于金融本身是經(jīng)濟的一個部門，金融的發(fā)展促進經(jīng)濟增長，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在著長期的動態(tài)關系，因此得出的結論往往不具有嚴密性，我們選取湖北省1990-2010年相關數(shù)據(jù)，運用動態(tài)計量經(jīng)濟學分析方法：單位根檢驗、協(xié)整檢驗、VAR模型、格蘭杰（Granger）因果關系、脈沖響應函數(shù)、方差分解等。進行實證研究，力求得到更具說服力的結論。

2實證分析

2.1研究模型構建與變量

由于湖北省1990-2000年的證券市場數(shù)據(jù)無法獲得，所以我們計算金融發(fā)展指標主要是考慮金融機構存款數(shù)量，而且我國以銀行為主的金融中介體系仍然在金融體系中占據(jù)統(tǒng)治地位，因此我們選取湖北省金融發(fā)展指標以所有金融機構存款余額與貸款余額之和與GDP之比表示是合理的，用FIR表示：

FIR=（金融機構存款余額+金融機構貸款余額）/GDP，考慮到時間序列數(shù)據(jù)的性質(zhì)以及構建模型的需要我們在模型中采用LnFIR這一變量表示； 同時我們選取湖北省人均GDP的自然對數(shù)表示經(jīng)濟增長速度，用LnGDP表示。對LnGDP、LnFIR進行動態(tài)計量分析。

2.2數(shù)據(jù)選取與處理

我們的數(shù)據(jù)均來自1991-2011年的《中國金融年鑒》以及同期的《湖北省統(tǒng)計年鑒》并進行了相關整理。我們的研究主要采用目前最常用的ADF單位根檢驗，然后進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，最后通過建立VAR模型、脈沖響應函數(shù)、方差分解等動態(tài)計量經(jīng)濟學分析方法對湖北省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用進行研究，實證過程均通過Eview6.0軟件操作實現(xiàn)。

金融本身是經(jīng)濟的一個部門，金融的發(fā)展促進了經(jīng)濟增長，因此在湖北省內(nèi)，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在著長期的動態(tài)關系，針對這一點我們建立兩向量VAR模型如下：

lnGDPt和LnFIRt分別表示當年湖北省經(jīng)濟增長和金融相關比率，進行單位根檢驗并建立該模型后就可以做脈沖響應和方差分析，研究湖北省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的沖擊形態(tài)、沖擊方向、沖擊時間等。

2.3實證檢驗

（1）ADF單位根檢驗，見表1。

根據(jù)以上檢驗結果，LnGDP、LnFIR是非平穩(wěn)的，而經(jīng)過一階差分變化序列變得平穩(wěn)，但變換后的序列僅僅是各變量增量間的相互關系，不具有直接的經(jīng)濟意義，化為平穩(wěn)序列建立的時間序列模型不具有很強的解釋意義，因此需要進行協(xié)整檢驗。

（2）協(xié)整檢驗。

我們采用EG法對變量進行協(xié)整分析。知lnGDP、lnFIR都是一階單整序列，首先運用最小二乘法（OLS）進行協(xié)整回歸，得到回歸方程如下：

注：根據(jù)AIC和SC值得最小為準則，應該選取3期為最佳滯后期。

由表2可知殘差序列e的ADF檢驗統(tǒng)計量為-4.0417，小于1%顯著水平的臨界值-3.8573，說明殘差e序列沒有單位根，是平穩(wěn)序列，這表明LnGDP，LnFIR存在唯一的協(xié)整關系，模型1是對LnGDP，LnFIR長期均衡關系的數(shù)學描述，具有明確的經(jīng)濟意義。

（3）格蘭杰因果關系檢驗。

通過ADF單位根檢驗的平穩(wěn)序列可以進行格蘭杰因果關系檢驗，我們檢驗三組變量間的格蘭杰因果關系，第一組是LnGDP與LnFIR，分別代表經(jīng)濟增長與金融發(fā)展水平；第二組是DLnGDP與DLnFIR，分別代表滯后一期經(jīng)濟增長的變化水平和金融發(fā)展的變化水平。第三組是DDLnGDP與DDLnFIR，分別代表滯后二期經(jīng)濟增長的變化水平和金融發(fā)展的變化水平。

注：根據(jù)赤池信息準則（AIC）確定各變量的滯后階數(shù)均為2。

從表3中我們可以看出，無論是湖北省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長，還是金融發(fā)展變化水平與經(jīng)濟發(fā)展變化水平均存在雙向因果關系，這說明無論從存量上還是流量上，金融發(fā)展對湖北省經(jīng)濟增長均存在顯著促進作用，隨著我國金融改革的不斷深化，金融體系效率不斷上升，對經(jīng)濟增長的促進作用也越來越明顯，但從滯后一期二期來看，湖北省經(jīng)濟增長對本省的金融發(fā)展尚不具有因果關系，說明湖北省經(jīng)濟增長對金融發(fā)展存在很長的滯后性，短期內(nèi)不顯著。

（4）VAR模型、IRF圖與方差分解分析。

由于LnGDP，LnFIR存在長期的協(xié)整關系，故可建立VAR模型，在進行VAR模型的參數(shù)估計時，首先根據(jù)AIC和SC最小準則確定合理的滯后期。經(jīng)過試算，由下表可見，在進行LnGDP、LnFIR指標建立VAR模型中，應該選取滯后2期為最佳滯后期。

用Eview6.0軟件輸出參數(shù)結果寫成VAR方程如下：

LnGDP = 0.7173LnGDP（-1）- 0.1814LnGDP（-2）+ 0.3076LnGDP（-3）+ 0.8599LnFIR（-1）- 0.4130LnFIR（-2）+ 0.3908LnFIR（-3）+ 1.4313

LnFIR = 0.1476LnGDP（-1）+ 0.0358LnGDP（-2）- 0.0625LnGDP（-3）+ 0.8182LnFIR（-1）-0.1868LnFIR（-2）- 0.08131LnFIR（-3）- 0.7666

從方程中可以看出，金融深化對湖北省經(jīng)濟增長變化影響顯著，在滯后一期彈性就達85%，且方向為正，之后兩期也分別達到了41% 和39%，充分體現(xiàn)了湖北省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的強大拉動作用。

在VAR模型基礎上我們進一步繪制脈沖響應函數(shù)圖（Impulse Response Function），來衡量來自隨機擾動項ξt（被稱為“新息”）的一個標準差沖擊通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程。

圖1左圖是LnGDP對一個標準新息的的響應情況，右圖是LnFIR對一個標準新息的的響應情況。脈沖響應函數(shù)顯示湖北省經(jīng)濟增速變化量對金融發(fā)展的一個標準差新息的沖擊有強烈的反映，滯后一期后產(chǎn)出增加5.1個百分點，在滯后七期更是達到了最高點9.3個百分點。

進一步對lnGDP進行方差分解，將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程隨機擾動項相關聯(lián)的各組成部分，進而了解各隨機擾動項對模型內(nèi)生變量的相對重要性。

方差分解如圖2所示，從第四期開始方差分解的結果就逐漸趨于穩(wěn)定，LnFIR對LnGDP預測誤差項的貢獻程度達到了20%左右，進一步驗證了湖北省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用。

3結論

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長良好的促進關系意味著，經(jīng)濟水平發(fā)展較高會支持金融體系的充分發(fā)展，而金融發(fā)展又為進一步的經(jīng)濟增長提供了條件。若一國或一地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平很低，那么會使金融體系受到限制，阻礙了投資資源的優(yōu)化配置，從而限制了經(jīng)濟增長，通過格蘭杰因果關系檢驗、VAR模型、脈沖響應函數(shù)、方差分解等一系列動態(tài)計量經(jīng)濟學分析結果顯示湖北省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間關系密切，并且金融發(fā)展對經(jīng)濟增長是有滯后期的，持續(xù)時間較長。經(jīng)濟增長在當期顯著的促進金融發(fā)展，但在滯后期作用則很不顯著，沒能顯著的促進湖北省金融發(fā)展，說明湖北省經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的影響存在較強的滯后性，提高經(jīng)濟發(fā)展水平，促進本省金融水平的發(fā)展，達到經(jīng)濟發(fā)展與金融發(fā)展短期相互均衡促進的狀態(tài)，將是今后湖北省工作的重點。

參考文獻

[1]M.Kabir Hassan，Benito Sanchea，JungSuk Yu.Financial development and economic growth ：New evidence from panel data.The Quarterly Review of Economic and Finance，2011，51：88104.

[2]Arestis，P.，Demetriades，P.Financial development and economic growth： assessing the evidence[J].Economic Journal ，1997，（107）.

[3]陳偉國，張紅偉.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長——基于19522007年中國數(shù)據(jù)的再檢驗 [J].當代經(jīng)濟科學，2008，（03）.

[4]韓廷春.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長：經(jīng)驗模型與政策分析 [J].世界經(jīng)濟，2001，（06）.

[5]周立，王子明.中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長實證分析：1978——2000 [J].金融研究，2002，（10）.

[6]閆麗瑞，田翔宇.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的區(qū)域差異研究——基于我國省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2012，（03）.