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篇1

世界各國現代化進程，大體體現為四種類型：一是現代化的先行者；二是現代化的后來者；三是現代化的趕超者；四是始終未能進入現代化、處于停滯甚至落后狀態的國家。我們發現有幾個大國是屬于現代化趕超類型的國家：首先是美國，在上個世紀下半葉開始加速工業化，在上世紀與本世紀之交，迅速追趕上并超過了英國；其次是日本，從明治維新以后開始發動工業化，特別是二次大戰以后，日本實現經濟起飛，迅速追趕美國；再次是亞洲的“四小龍”，在60年代開始經濟起飛，迅速縮小與發達國家的差距，成為新興的工業化國家；第四是中國，從1980年前后進入經濟起飛階段，顯現出現代化追趕效應或追趕模式的明顯特征。經濟合作與發展組織（OECD）經濟學史專家安格·麥迪遜（AngusMadison,1998）最近發表的《中國長期經濟運行》一書，按照實際購買力（PPP）方法計算了中國1820-1995年期間GDP和人均GDP指標，中國GDP占世界GDP總量的比重，中國人均GDP相當于世界平均水平的百分比。根據他的計算結果我們對中國經濟長期發展歷史過程總結為如下特點：

第一，中國經濟發展的歷史軌跡經歷了“先下降后上升”的過程，中國國力經歷了從強到弱又由弱到強的歷史過程。1820年中國的GDP總量占世界GDP總量為32.4%，居世界首位；到1890年降為13.2%，1919年又降為9.1%，1952年降為5.2%。這是因為1820-1952年期間中國GDP年平均增長率（為0.22%）明顯低于同期世界GDP年平均增長率（為1.62%），因而中國GDP比重占世界GDP比重明顯下降；到1978年達到5.0%，這是因為1952-1978年期間，中國GDP年平均增長率（為4.40%）大大高于1820-1952期間的增長率，但是卻低于世界GDP年平均增長率（為4.52%），因而中國GDP占世界GDP比重略有下降；1978年中國的比重不斷上升，到1995年超過11%，這是因為1978-1995年期間中國GDP增長率上升為7.49%，而世界GDP增長率下降為2.7%，所以中國GDP占世界GDP的比重明顯上升。;

第二，中國人均GDP水平與世界人均水平的相對差距是先拉大而后迅速縮小。1820年中國人均GDP相當于世界平均水平的89%，1890年降為50%，1919年降為36.7%，1952年僅相當于世界人均水平不足1/4（23.7%），1820-1952年期間中國人均GDP增長率呈負增長（為-0.08%），而世界人均GDP增長率為正增長（為0.92%），因而中國人均GDP與世界人均GDP水平的相對差距明顯擴大；1978年為22.3%，略低于1952年的水平，1952-1978年期間中國人均GDP增長率（為2.34%），略低于世界人均GDP增長率（為2.56%），這一時期中國人均GDP不僅與發達國家人均GDP水平拉大，也與世界人均GDP水平拉大；而后迅速上升，直到1995年達到世界的平均水平的1/2（為51.1%），比1978年提高了28.8個百分點，也相當于美國人均水平的11%，日本人均水平的13%，臺灣的20%，南朝鮮的22%。這一時期中國人均GDP增長率（為6.04%），明顯高于世界人均GDP增長率（1.01%），中國人均GDP水平不僅與世界人均GDP水平差距明顯縮小，而且與發達國家的人均水平的相對差距也大大縮小。

第三，在世界性現代化進程中，中國長期閉關鎖國，直到1978年以后才日益開放，加快了與國際經濟一體化的過程。衡量一個國家在世界市場的作用可以用該國出口額占世界出口總額的比重來描述，中國1890年這一比重為1.7%，1913年降為1.6%，1978年降為0.8%。一個國家貿易發展水平可以用該國人均出口額相對于世界人均水平的百分比來衡量，中國1890年為6.5%，1952年為4.6%，1978年為3.6%。這表明中國雖然是一個人口大國，但又是一個“貿易小國”；雖然中國從50年代就開始發動工業化，但是屬于典型“閉關鎖國”和“自給自足”國家。1978年以來中國的對外貿易有四個特點：一是對外貿易呈現前所未有的高速增長，1978-1997年期間中國外貿總額年平均增長率為15.6%，其中進口額年平均增長率為14.5%，出口額年平均增長率為16.7%；二是貿易增長速度超過了經濟增長速度，外貿依存度和出口依存度（指占GDP比重）不斷上升，70年代末中國貿易依存度占GDP比重為13%，是世界上最低比率的國家之一，到1995年這一比例猛增，占GDP的30%以上；三是中國出口額占世界出口總額比重明顯提高，到1995年提高到2.9%，成為世界第十大出口國，但這一比重仍太小，僅“四小龍”出口額就超過世界出口額比重10%；四是中國人均出口額提高了數十倍，1952年中國人均出口額只有1.4美元，1978年為10.1美元，1997年為122.8美元，但是中國人均出口額相對于世界人均水平仍然低下，1995年僅為13.6%。這表明對外開放的政策使中國迅速參與國際市場、國際競爭，對世界的貿易增長貢獻越來越大。無論是中國出口額占世界出口總額的比重，還是中國人均出口額相對于世界人均水平與中國人口占世界總人口的比例相比都是太低，因此加速中國貿易自由化和投資自由化，盡早加入世界貿易組織（WTO），既是中國全面對外開放的基本方向，也符合中國的國家根本利益，它給中國經濟所帶來的長期好處將會遠遠超過短期的開放調整代價。如果中國人均出口額接近或達到世界人均水平1/2，則中國出口額占世界出口總額的比重至少達到1/10以上。

第四，中國迅速縮小與發達國家人文指標的相對差距。發展的根本目的是提高人類的生活質量，經濟的迅速增長，人均收入水平的幅度提高，促進了中國人口生活質量的明顯變化，人們壽命延長了，識字率上升，吃得更好，居住條件改善，盡管這些變化在城鄉之間、地區之間表現出不平衡特征。從人口出生率來看，1952年中國人口出生率高達37.0‰，1978年降為18.25‰，1995年降為17.12‰；從人口預期壽命來看，1952年中國人口預期壽命為38歲，1978年達到64歲，1995年接近70歲；從15歲以上人口受教育年限看，1952年中國15歲以上人口受教育年限1.70年，1978年上升為5.33年，1995年為8.93年（麥迪遜的計算結果高于

的計算結果），高于同期印度5.55年，但比法國50年代初期低，法國50年代是9.6年，德國是10.4年，美國是11.3年，英國是10.8年。經濟增長與人類生活質量改善是一個相互促進和過程，人口健康素質越好，受教育水平越高，對經濟增長的貢獻也就越大。

第五，改革以來，中國各類生產要素增長及其配置市場化程度增強有助于加速中國的快速增長。從影響經濟增長的各類要素指標看，按兩個不同時期：1952-1978年期間與1978-1995年期間相比，中國總人口增長率明顯下降，由2.20%下降為1.37%；勞動投入增長率略有提高，由2.57%提高到2.62%；資本投入增長率略有上升，非居民投資（non-residentialcapital）增長率由7.57%提高到8.80%；農地（farmland）無增長，由0.47%下降到0%；全要素生產率（totalfactorproductivity）增長率由負變正，由-0.78%提高到2.23%。這表明，改革以來生產要素的重新配置，市場機制的作用在不斷增強，改善了全要素生產率；勞動生產率也有了明顯的提高，1952-1978年期間勞動生產率增長率為1.78%，1978-1995年期間上升為4.74%；資本生產率增長率一直呈負增長，1952-1978年期間平均增長率為-2.95%，1978-1995年期間為-1.21%。

通過國際比較表明，1978-1995年期間中國實現經濟起飛的過程更類似于日本和韓國在1952-1978年期間經歷的經濟起飛情形。人口增長率明顯下降，中國為1.3%，日本為1.1%，韓國為2.26%；相對高的勞動投入增長，中國為8.86%，日本為9.57%，韓國為8.49%；農地（farmland）無增長或負增長，中國為0.00%，日本為-0.12%，韓國為0.46%；全要素生產率增長率明顯提高，中國為2.23%，日本為3.74%，韓國為1.84%；出口額增長率大幅度增長，中國為13.5%，日本為13.17%，韓國為26.09%；勞動生產率增長率呈高增長，但資本生產率呈負增長，人均資本存量大幅度增長。如果說50年代、60年代、70年代日本和韓國成功地追趕了美國，則在80年代和90年代中國成功地在追趕美國、日本和韓國。

上述數據表明，中國在歷史上既是一個強大的國家，又是一個人均收入相對較高的國家，但它在全球性工業化歷史進程中大大落伍了，到本世紀中葉已淪為世界上最貧窮的人口大國。從50年代初到70年代末，盡管中國已經開始發動工業化，經濟增長速度比較高，但這一時期世界經濟增長率高于中國經濟增長率，因而中國占世界GDP總量比重不僅沒有上升反略有下降，中國人均GDP相對于世界人均水平也是沒有上升略有下降。1978年以后，改革與開放使中國經濟增長率明顯提高，而同期世界經濟增長率又明顯下降，出現了中國迅速追趕世界平均水平與發達國家水平的新現象。這是一個全面追趕的過程，既包括經濟總量，也包括經濟個量；既包括經濟發展水平，也包括社會發展水平。上世紀美國追趕英國、本世紀二次大戰之后日本追趕美國、“四小龍”追趕發達國家都相繼成功了。同樣，占世界人口1/5的中國，正在成功地追趕上來。迄今為止，盡管她尚未完成這一追趕過程，但是她對人類發展的推動、對國際貿易增長的貢獻將越來越大。

二中國經濟增長的長期趨勢

中國走向21世紀的過程，就是從世界經濟大國走向世界經濟強國的過程。今后中國還會加快縮小與發達國家的發展差距，迅速趕上，并在下世紀初期成為世界經濟強國。以下介紹對中國經濟長期發展趨勢的幾種預測和估計。

1995年中科院國情分析研究小組預測，1995-2000年期間中國GDP年平均增長率為9.3-10.2%。2000-2010年期間為8.0-8.7%；2010-2020年期間為7.0-7.8%。

按底線方案預測，1994年中國人均GDP為2100美元；1994-2015年平均年增長率為7.6%，預計到2015年左右，中國GDP總量將超過美國，但是人均GDP僅相當于美國人均水平的1/4。按上限方案預測，1994年中國人均GDP為2510美元；1994-2015年期間平均增長率為8.1%，中國將于2010年左右GDP總量超過美國，中國人均GDP水平相當于美國的1/4。

1996年美國蘭德公司對中國1994-2015年的長期趨勢作了預測。他們對中國人均GDP美元值（按PPP方法計算）的初始值估計過高，既1994年為4200美元，相當于同年美國人均GDP水平的16.3%；他們對未來時期中國GDP平均增長率估計又過低，在最好情況下僅為4.9%。按上述假設條件，他們預測到2006年中國的GDP總量將超過美國，到2010年相當于美國GDP總量的110%，到2015年相當于美國GDP總量的127%，到2000年中國人均GDP相當于美國人均水平的12.1%，到2010年上升為25.6%，到2015年上升為28.9%。

1997年世界銀行發表了《2020年的中國》的報告，假設今后十年中國國內儲蓄率從40%左右逐漸減少到35%，同時全要素生產率增長率略微下降到每年1.5%。在這些假設條件下，1995-2000年期間，中國GDP年平均增長率為8.4%，而后GDP增長速度隨時間推移將減緩，從目前的9-10%，幅度減到2020年的5%。世界銀行專家認為有三種力量會造成今后中國GDP增長率有所下降：一是人口因素，即總人口增長率減慢，勞動年齡人口到2020年不再增長；二是隨著資本積累，報酬收益遞減的經濟法則起作用；三是隨著經濟成熟化，資源配置效率提高，結構變革為增長所提供的動力日益減小，包括農業剩余勞動力的轉移配置收益越來越小。該報告預測中國與其他國家縮小了技術差距，其技術進步的勢頭將趨于減慢。中國的GDP在2020年大大超過美國。根據世界銀行對中國1995年人均GDP的估計為290美元，到2020年中國的人均GDP將接近現葡萄牙的人均水平，相當于美國現在人均水平的一半。此外該報告還預測到2020年中國可能是世界上第二大進口國和出口國；其居民購買力可能會超過整個歐洲；在世界金融市場上，作為資本的提供者和使用者，中國可以和大多數工業國家競爭。

1997年亞洲開發銀行發表的《崛起的亞洲》報告對中國經濟發展趨勢作了三種可能的估計：一是樂觀方案，中國將繼續進行經濟改革，生產力和資本形成保持相對較高的增長速度，1995-2025年期間，中國人均GDP增長率為6.6%；二是悲觀方案，中國未進行必要的改革，行業瓶頸將制約整個經濟增長，1995-2025年期間中國人均GDP增長率為4.4%；三是基本方案，假設中國仍保持1995年自然和政治條件不變，1995-2025年期間中國人均GDP增長率6.05%，大大高于東亞地區人均GDP增長率（2.8%），略高于東南亞地區人均GDP增長率（為4.5%）。在這一持續性高速增長過程中，中國人均GDP相對于美國人均GDP水平迅速縮小，由1965年的3.2%，提高到1995年的10.8%，到2025年又上升為38.2%。

1998年麥迪遜對中國的未來作出了自認為相當保守的估計。他基本假設條件如下：第一，勞動投入增長相對緩慢，勞動年齡人口的比例有所下降，婦女的勞動參與率也有所下降；第二，教育水平增長速度有所放慢；第三，人均資本存量增長速度不會超過5%；第四，全要素生產率增長速度也會有所放慢。在上述假設情況下，他預測1995-2010年期間中國的GDP年平均增長率由1978-1995年期間的7.5%下降為5.5%，人均GDP增長率大約由6.04%下降為4.5%。既使在這種假設條件下預測，按PPP法計算，到2015年中國的GDP總量將會超過美國，約占世界GDP總量的17%，比1995年提高了近6個百分點；由于中國總人口規模大，那時人均GDP的水平接近世界平均水平，但是中國的人均GDP僅相當于美國人均水平的1/5，屬于中等收入國家，由于中國經濟總量大，將在世界扮演最重要的角色。

無論那一種長期預測都表明，如果中國不出現社會動亂、國家分裂和重大經濟決策失誤，在下世紀初期的10-20年間中國GDP總量將超過美國應當是可預期的發展結果。這表明，中國作為一個后起的工業化國家僅經歷了20年的改革開放，就大大縮小了與美國經濟總量和人均GDP水平的相對差距。如果我們再能夠保持這樣的增長趨勢的話，20年后中國GDP總量將達到美國經濟總量的水平，中國的貿易總量將略低于美國貿易總量，中國的迅速崛起和空前發展將成為跨世紀的世界性重大事件，并將對世界的發展與和平做出積極的貢獻。

三中國經濟增長的短期前景

1亞洲金融危機和全球經濟對中國發展的影響由于經濟全球化的迅速發展，各國在貿易、直接投資、金融等方面的經濟相互依賴關系深化，以及信息通訊技術的進步，導致一個國家產生的危機會改變本地區其他國家的宏觀經濟條件，特別是通過貨幣危機傳導；一個國家的經濟蕭條會減少其他國家的出口需求；一個國家的幣值貶值會增加其他國家在世界市場上的競爭力。亞洲金融危機從經濟增長、國際貿易、金融交易、債權債務關系和國際市場價格波動對整個世界經濟產生影響，同時也對中國產生愈來愈大的負面影響。

第一東亞和世界經濟增長率大幅度下降，直到2000年以后才能有所復蘇。據世界銀行1998年10月報告，1991-1997年期間，世界經濟增長率為2.3%，1997年為3.2%，1998年下降為1.8%，比上年下降了2.4個百分點，預計1999年為1.9%，2000年為2.7%；東亞和太平洋地區1991-1997年期間經濟增長率為9.9%，1997年為7.1%，1998年降為-1.8%，而后將逐漸恢復。其中1998年該地區13個國家和地區中，有7個國家和地區出現負增長，從-0.4%至-15.0%，而中國經濟增長最高，為7.8%，但是明顯低于前幾年的記錄。引起1998年世界經濟增長率明顯下降的主要原因是：一是日本和東亞危機國為負貢獻，分別為-0.4%和-0.3%，合計使世界經濟增長率下降0.7個百分點；二是美國、中國和拉丁美洲對世界經濟增長率的呈現正貢獻，但均下降了0.1%，合計使世界經濟增長率比上年下降0.3個百分點。預計1999年美國對世界經濟增長率貢獻比上年又下降0.4個百分點，拉丁美洲也下降0.1個百分點，日本和東亞危機國開始復蘇，其貢獻率為零，即中性作用，而中國的貢獻可提0.1個百分點，為0.3%。

第二通過惡性競爭和大幅度貶值產出影響。東亞地區各國的出口依賴程度明顯高于與世界出口市場的程度，這表明，在本地區各國之間的競爭性要高于各國與其他地區之間的競爭性。從1997年6月至1998年8月28日，印度尼西亞幣值貶值了76%，南韓貶值了34%，馬來西亞貶值40%，菲律賓貶值了40%，泰國貶值43%，俄羅斯貶值了52%。這些周邊國家幣值大幅度貶值，而中國人民幣不僅沒有貶值卻有所升值，這勢必影響今后中國出口競爭力；同時其它周邊國家由于幣值貶值，按美元計算的資產價格下降，在吸收外國直接投資方面比中國具有較強競爭優勢。例如，到1998年8月美國在亞洲的外國直接投資達到80億美元，相當于上年同期的2倍之多。

第三通過貿易產生影響。亞洲金融危機直接影響全球進出口貿易增長，對危機爆發國家影響最大，也對與這些國家貿易的國家產生間接影響。據世界貿易組織（WTO）估計，1998年世界貿易增長率僅為4-5%，大大低于1997年的9.5%。據世界銀行估計，世界出口額8.8%下降為5.8%。這次金融危機使東亞地區內需停滯，進口大幅度減少，東亞地區危機國家進口額增長率由1997年的3.0%，下降為1998年的-17.0%，日本由1.7%下降為-7.5%。為了應付危機，東亞地區政府都采取了控制需求的措施，企業因巨額債務負擔而縮小開支，銀行因危機中發生混亂難以開設進口信用，不良債權龐大也阻礙了內需擴大，美國、歐洲、日本及中國對東亞地區的出口增長均在不同程度的下降，美國出口額增長率由1997年的15.4%下降為1998年的2.3%，歐盟15國由9.6%下降為6.3%，日本由11.8%下降為-1.5%。1997年中國出口額增長率為20.5%，凈出口對GDP增長率的貢獻率約在1/5。1998年年初政府提出實現10%的出口增長目標，對亞洲金融危機的沖擊影響估計不足。當年1-11月份出口增長率下降至0.2%，近幾個月來出口額連續出現負增長，其中10月份為-17.2%，主要是因為東亞地區的出口大幅度下降所致，1-11月份的亞洲地區出口額增長率為-9.6%。據世界銀行預計，1999年世界出口增長率為5.3%，2000年為6.3%，世界進口增長率分別為5.8%和6.4%。在這一國際貿易環境下，1999年中國出口額增長可能會出現負增長。從國內需求增長率看，實際上從1998年下半年已呈擴張趨勢，1999年會比上年有所提高，擔受出口需求下降的負面影響，使實際GDP增長率下降約1個百分點左右；與此同時也直接影響出口企業經濟效益，間接影響就業增長。

第四通過外國直接投資產生影響。據聯合國貿易與發展會議報告，1997年受亞洲金融危機的影響，國際直接投資從流入亞洲地區轉向歐洲和美國，全年流入發展中國家的資金總額約1400億美元，其中私人資本的流量下降了7.1%，僅對亞洲新興市場的流入就下降了14%左右。預計今后還會有所下降。此外占中國外資比重較高的來自東南亞、東亞和香港等地的外商直接投資額大幅度下降。1998年合同投資額（contractualinvestment）比上年下降了13.4%，實際利用投資額（actuallyutilizedinvestment）比上年下降了9.27%，預計今年還會繼續下降。

第五通過全球性通貨緊縮產生影響。亞洲金融危機深化不僅使世界經濟增長率減速，而且使國際市場各類非能源產品、能源產品價格大幅度下跌。據世界銀行統計，非能源產品價格指數增長率由1997年2.2%變為1998年的-15.7%，其中農產品由2.6%變為-16.5%，金屬和礦產品由-10.5%進一步下降為-24.1%，化肥由1.2%變為-15.4%；能源產品由-6.9%，進一步下降為-28.5%。國際市場原油價格1997年為每桶20美元左右，現已降至12年來最低點，跌破每桶10美元大關。東亞地區是原油和農礦原料最大進口區，其經濟嚴重衰退，需求疲軟是使農礦產品價格暴跌的主要原因。自1997年亞洲金融危機以來英國《經濟學家》商品價格指數下降了30%。從深層次看，全球許多工業面臨生產能力過剩，同存有嚴重問題的銀行一樣，大概是亞洲危機的根源。全球性通貨緊縮從外部環境使1997年開始出現的持續的國內通貨緊縮“雪上加霜”，已經嚴重地影響了國內煤炭工業、石油工業、鋼鐵工業、有色工業以及農業部門，影響了中國初級產品出口的增長。

從今后來看，亞洲金融危機以及其他地區的經濟危機作為外部沖擊對中國經濟的影響將越來越深刻，我們在制定宏觀經濟政策時，必須考慮到這些不容忽視的潛在或顯性因素，做出現最壞情形的打算為好.

2國內形勢面臨的挑戰

從1993年以來中國政府實行適度從緊的宏觀經濟政策，有效的控制高通脹率，由1994年21.4%的高通脹率下降為1997年的0.8%，接近零通脹率，首次成功實現了宏觀經濟“軟著陸”，但由于受到亞洲金融危機影響以及各種長期積累矛盾的作用，從1997年以來，國內經濟形勢面臨嚴峻的挑戰。

第一經濟增長率不斷下滑，已低于潛在產出水平。從經濟學看，產出缺口指實際產出增長率與自然增長率之間的差距。自然經濟增長率又稱潛在經濟增長率，是指在通貨膨脹度等于常數——既不趨于加速、也不趨于減速的情況下的真實經濟增長率。從歷史數據看，80年代中國經濟增長趨勢為9.5%，90年代上半期上升為10.9%，但是90年代下半期這一增長趨勢有所下降，在8-9%之間。從1997年一季度GDP增長率為9.6%到1998年一季度下降為7.2%，第二季度又進一步降為6.8%，直到第三季度才提高為7.6%，第四季度又上升為9.0%，其意味著改革以來第四次經濟周期（長達八年）的結束，開始進入了第五次經濟周期的擴張期。從年度數據看，1997年GDP增長率為8.8%，1998年為7.8%，“產出缺口”由正變負，略低于這一時期GDP的增長趨勢。

從1978年以來，中國經歷了長達近20年的前所未有的高增長過程，現已開始進入一個新的增長階段和調整期。它包括兩個方面的含義：一是增長率相對下降，呈現結構調整特征，即從總量擴張導向增長轉向結構調整導向增長，從供給要素推動增長轉向需求要素拉動增長，從以工業主導帶動增長轉向由工業和服務業共同帶動增長，從投資主導刺激增長轉向投資和消費共同刺激增長。相對于世界和其他國家同期增長紀錄，其增長率仍居世界前列，仍呈現高速增長特征，中國仍保持較高的國內儲蓄率，FDI投資增長趨緩，但仍是世界第二大吸引FDI國，固定資產投資仍然是增長的動力，具有大國優勢，有助于擴大國內需求。因此，1999年和2000年中國GDP增長率雖難以獲得1991-1995年期間的兩位數增長率，但也不會出現周邊國家那樣的負增長或低增長，預計有望達到7-8%的增長率。如果出口額呈正增長，則GDP增長率可能為8%或以上；如果出口額呈負增長，GDP增長率可能為7%或以下；如果出口額增長率為百分之零左右，可能在7.5%左右。中國政府1999年經濟增長率目標在7%左右，但這已不是指令性計劃指標，而是一個指導性指標。1998年投資對GDP增長率的貢獻率大于消費的貢獻率。1997年8.8%GDP增長率中，投資增長為2.2%，消費增長為4.9%，凈出口增長為1.7%，它們對GDP增長貢獻率投資占25.2%，消費占55.5%，凈出口占19.1%。1998年7.8%GDP增長率中，投資增長率為4.7%，消費增長率為3.1%，它們對GDP增長率的貢獻率分別為60%和40%，凈出口幾乎無貢獻。投資仍然是經濟增長的動力，對經濟增長的拉動明顯增強。全社會固定資產投資增長率為15%，其中國有單位投資增長率為20%，今明年兩年還會有所上升。當前國內需求不足主要是消費不足。從1994年以來，各類消費增長率都在大幅度下降，按現價計算，到1997年農村消費額增長率由33%下降到6.5%，城鎮消費額增長率由37.4%下降到11.2%，政府消費額增長率由33.0%下降至10.2%。消費增長率下降已成為制約GDP增長的主要因素。擴大和滿足消費需求既是經濟增長的目的、也是經濟增長的主要動力。從今后看，中國應從投資拉動為主轉向擴大投資、刺激消費共同拉動經濟增長。由于消費額占GDP比重近60%，因此只有有效地擴大城鄉居民消費需求、特別是擴大和刺激9億多農民消費需求，應為中國經濟增長的長久之計。

第二中國制造業生產能力過剩、商品市場供過于求的趨勢越來越明顯。改革以來中國工業生產能力空前提高。按不變價格計算，1978-1997年期間工業附加值增長了7.6倍；1978年時中國工業部門凈資產為2000多億元，到1997年上升為4萬億元。《國際先驅論壇報》認為在發展中國家，中國在生產能力過剩的排行榜上居首位，幾乎主要的商品供應都大大超過了需求。而生產能力過剩同樣對中國經濟和貿易構成新的威脅。根據中國國內貿易局商業統計信息管理辦公室對全國600多種主要商品的市場供求分析，1998年初調查約有25%的商口供過于求，5月份調查約有27.4%的商品供過于求，1999年初約有2/3的商品供過于求，例如，紡織品、日用百貨商品供過于求的比例為100%，電器、交電商品、化工商品供過于求超過90%，此外農副特產品和農業生產資料供過于求的比重也明顯上升,其余1/3的商品是供求平衡,只有一種糧油商品供不應求。制造業生產能力過剩，是多年來這些行業過度投資、重復建設、惡性競爭的后果。它反映出中國經濟已由賣方市場變為買方市場，結構性競爭日益突出，而現存的經濟結構既不適應國內市場需求，也不適應國際市場競爭挑戰。

因需要特別指出的是，除零售業、餐飲業之外的大部分服務行業仍然保留排隊現象，國有經濟部門高度壟斷的格局沒有打破，特別是銀行業、電信服務業、高等教育、醫療保健、電視與電影、科研和技術服務業等。這既人為地壓抑了居民消費，又減小了這些部門吸納就業的能力。

第三通貨緊縮越來越明顯，嚴重打擊了生產者的積極性。從經濟學看，產出缺口的變化直接影響通貨膨脹率的變化方向。當實際產出高于潛在產出（產出缺口為正）時，通貨膨脹一般呈加速上升；當產出缺口為負時，即實際產出低于潛在產出，則通貨膨脹呈加速下降。從1997年10月以后，社會商品零售物價指數上漲率一直持續負增長，到1998年為-2.6%，居民消費價格指數上漲率為-0.8%，其中食品消費價格指數上漲率為-3.2%，交通、通訊工具消費價格指數上漲率為-4.2%。改革以來，中國始終面臨著高通脹威脅，而今卻第一次面臨通貨緊縮的威脅。如果說通貨膨脹直接損害廣大消費者利益的話，那么通貨緊縮則直接打擊生產者。從大多數消費者角度看，物價下跌是一個好現象，但商品和服務價格持續性下跌迫使企業被迫削減開支，減少供給，過度競爭，降價傾消，調低工資，增加失業，而且形成惡性循環，生產能力愈是過剩，商品價格下跌幅度就越大，工資收入提高越慢，下崗人員明顯增多，這反過來又抑制了居民消費需求的增長。在供過于求和價格下跌的情況下，抑制通貨緊縮的主要辦法是關閉效率低下、質量低下、商品過時、污染嚴重、持續虧損的企業。例如，1998年國有重點煤炭企業累計虧損37億元，虧損面達81%，予計1999年下崗職工240萬人，關閉各類小煤礦2.58萬處，壓產2.5億噸，煤炭生產比1996年將減少近3億噸。1998年紡織業淘汰512萬棉紡綻，分流安置66萬名下崗職工，1999年準備計劃壓綻438萬，減員110萬人。此外，冶金、森工、軍工、石油等生產能力過剩的行業，亦將大量裁減工人，進一步壓縮生產產量。

第四城鎮失業人口急劇增加，創建國以來最高記錄。首先是城鎮登記失業人員迅速上升，由1993年的420萬人升至1998年的620萬，增長47.6%；其次是下崗職工大幅度增加由，1993年的300萬人，升至1997年的1435萬人，其中國有企業下崗職工為929萬人，

估計1998年將在1700-1800萬人之間，其中國有企業下崗職工1200萬人；下崗失業人員由1993年的120-180萬人，上升至1998年860-960萬人，其中國有企業下崗失業人員約610萬人；1998年農民工進入城鎮的失業人口約80萬人，估計其失業率為1.5%；1993年中國城鎮實際失業人口為540-600萬人，1997年上升為1300-1500萬人，真實失業率為6.8-7.8%；

估計1998年全國城鎮失業人口約為1540-1640萬人，真實失業率約7.9-8.5%，成為建國以來規模最大的突發性失業高峰。90年代以來，農業部門就業增長下降了10%，第二產業增加了20%，服務業增加了55%，成為中國就業增長的主要渠道；城鎮就業增長了21.6%，其中城鎮集體經濟下降近20%，國有經濟是先上升、而后有所下降，而其它經濟（私營企業、個體經濟和三資企業等）則增長了130%，成為中國城鎮就業增長的渠道。

高失業不僅已經成為全國經濟社會生活中最突出的問題，也成為各地區最突出的經濟發展問題和社會穩定問題。全國城鎮實際失業人口規模最多的地區是遼寧，為96.0萬人，其次是黑龍江為81.0萬人，河南為72.8萬人，湖南為76.9萬人，湖北為67.1萬人，山東為66.8萬人，四川為64.6萬人；重慶在四個直轄市中實際失業人數最多，為26.6萬人，而北京只有6.5萬人，天津為9.2萬人，這是因為這兩個市上報的下崗未就業人員數太低所致。

中西部地區城鎮真實失業率普遍高于沿海地區的水平。青海城鎮失業率居全國首位，為11.5%，其次是陜西為11.4%，貴州為10.5%，吉林為9.3%，湖南為9.0%。福建為4.0%，廣東為4.8%，上海為4.9%，北京為1.4%，天津為2.8%，最高地區與最低地區相差近10個百分點。這表明，中國經濟發展的不平衡不僅表現為人均GDP水平與增長率差異甚大，而且各地真實失業率水平差異甚大。中國進入高失業階段的地理特征，主要表現為中西部地區處于高失業率水平。

第五國有企業改革越來越困難，虧損額愈來愈大，利潤額愈來愈高少，并出現了巨額凈虧損。國有企業乃至整個國有經濟既不適應國內市場競爭，也不適應國際競爭，這是多年積累的深層資機制性矛盾，并已成為中國經濟改革的中心問題。1994年國有獨立核算工業企業虧損額達483億元，利潤額為829億元，凈利潤額365億元。1997年虧損總額上升了一倍，為831億元，而利潤額卻下降了一半，為428億元，凈虧損額為403億元。根據國家統計局對5.8萬家國有企業虧損額合計為近千億元，比上年同期增長2.7%,其中大中型企業增長30.4%。若考慮到利潤額逐年下降，估計1998年凈虧損額約700億元。

國有企業投資利潤率大幅度下降。1990年國有企業資金利潤率為3.2%，到1997年下降為0.9%；1990年國有企業資金利率為投資利潤率下降的主要原因。從各種經濟類型勞動生產率增長指數看，按1990年不變價格計算，1991-1997年期間，國有工業企業增長了59%，以外資企業為主的其他經濟增長了114%；從各種經濟類型比較勞動生產率看，1985年其他經濟與國有企業之比為1.5:1，1991年為2.1:1，1997年為2.8:1。這說明從總體上看，國有企業已無法與外資企業為主的其他經濟企業競爭，出現了此消彼長的過程。因此，能否在三年內實現國企改革的目標（中國中央政府的政治承諾）是令人懷疑的。

(單位：中國科學院生態環境中心國情分析室)

參考文獻：中國科學院國情分析研究小組：《機遇與挑戰：中國走向21世紀的經濟發展戰略目標和基本發展戰略研究》，北京科學出版社1995年版。

WorldBank,1997,China2020:DevelopmentChallengesintheNewCentury,TheWorldBank.AsiaDevelopmentBank,1997,EmergingAsia:ChangeandChallenge,TheAsiaDevelopment.AngusMaddson,1998.WorldBank,1998.GlobalEconomicProspectsandtheDevelopingCountries,TheWorldBank.

新華社，北京，1998年12月10日、1999年1月22日電。

《國際先驅論壇報》，1999年1月30日。

《中國經濟時報》，1999年2月4日。

篇2

關鍵詞：基礎設施投資；經濟增長；固定資產

一、選題背景與意義

基礎設施建設是國民經濟發展的基礎，研究基礎設施投資對區域經濟增長的影響對區域經濟發展戰略選擇具有重要意義。基礎設施投資不足或投資過多都不利于區域經濟發展，投資不足會形成區域經濟發展的瓶頸，阻礙其他產業協調發展，造成投入到其他產業的資源浪費；投資過多會造成基礎設施本身的利用不足。因此，本文以新疆為研究對象，對基礎設施投資對其經濟增長的影響進行研究，從而為新疆地區基礎設施產業發展提供一定的理論參考，具有一定的實踐意義。

（一）基礎設施投資總量變化趨勢分析

由于基礎設施投資總量變化趨勢與其發展快慢密切相關，國家與地方的投資政策直接或間接地影響區域經濟的增長，基礎設施投資規模的大小是影響經濟增長的重要因素之一。本節將重點分析新疆1998-2009年基礎設施投資總量變化趨勢。

（二）投資總量呈增長態勢

從表1可以看出，1998-2009年新疆基礎設施投資規模總體上呈現出增長趨勢。1998年全社會固定資產投資總額519.77億元，全疆GDP為1106.95，基礎設施投資總額178.83億元，占全社會固定資產投資總額與全疆GDP的比重分別為34.41%和16.16%。2009年全社會固定資產投資總額2827.24億元，全疆GDP為4277.05億元，基礎設施投資總額1056.31億元，分別是1998年的5倍、4倍和6倍。

二、基礎設施投資總量存在的問題

（一）基礎設施投資總量不足，規模小

如前所述，在1998-2009年的12年間，盡管新疆的基礎設施投資呈增長態勢，但總量仍然不足。以2009年為例，新疆的人均基礎設施投資中除了人均電力、燃氣、水的生產供應業投資與教育投資外，其他均低于全國人均水平，其規模滿足不了新疆經濟增長的需要。其中，交通運輸、倉儲和郵政、水利、環境和公共設施管理業與科學研究、技術服務和地質勘查業投資等與新疆經濟增長有密切關系的行業投資嚴重不足，不利于新疆的經濟發展。

（二）投資增長速度不穩定，波動大

在考察期間，雖然全社會固定資產投資與基礎設施投資增長率的平均值相差不大，但從每個時點的變化情況來看，固定資產總投資增長曲線相對比較平滑，其波動范圍在2.86%-25.2%之間。而基礎設施投資曲線離均值的波動幅度很大，其波動范圍在6.53%-47.36%之間，相當于固定資產總投資的兩倍。由此可見，基礎設施投資供需平衡不牢固。

三、建議

（一）加大基礎設施投資力度，使其滿足新疆經濟快速發展的需求

經濟的持續快速發展必須要有完備的現代化基礎設施作支持，在基礎設施成為潛在生產力的情況下，必須加大目前新疆經濟增長所必須的基礎設施投資項目，同時提高投資效率，避免重復建設。在加大生產性基礎設施的同時，注意社會性基礎設施的重要作用，保持平衡，從而滿足新疆經濟快速發展的需求。

（二）優化基礎設施投資結構，把握基礎設施投資重點

理論上，基礎設施對經濟具有雙重作用，過多過少都不利于經濟的增長，因此必須保持平衡。當前，確定基礎設施投資方向的原則應是擴大國內需求，創造就業機會，帶動經濟增長；產業關聯度高，促進結構轉換、轉移和升級；充分利用現有工業生產能力等存量資源。

（三）完善基礎設施投融資機制，拓寬融資渠道

經營性項目本身可直接產生經濟效益，這類項目包括石油天然氣開發、電力、收費公路、電信和部分城市供水、供氣、污染治理項目等，盡管其投資回收期較長但收益相對穩定，對社會投資者具有一定的吸引力，應普遍采取市場化的投融資體制和機制，而政府資金只在必要時以資本金投入和貼息的方式適度予以支持。

參考文獻：

1.彭艷輝.電信基礎設施對我國經濟增長的作用研究[D].湖南大學,2008.

2.謝識予.計量經濟學[M].高等教育出版社,2010.

篇3

【關鍵詞】 區域經濟增長 趨同假說 區域經濟增長趨同

從傳統意義上來講，區域經濟增長趨同假說研究是指不考慮空間相互作用或空間依賴的經濟增長規律研究。到目前為止，這在趨同問題的研究歷史中持續了二十年左右的時間，期間歷經從理論基礎到概念定義再到研究方法的多次重要變遷，這對提高經濟增長理論的解釋力及強化經濟增長規律的把握有不可磨滅的貢獻。Sala-I-Matin（1996）和De la Fuente（1997）從研究方法的變化角度總結了用面板數據分析方法、時間序列數據分析方法和分布方法進行的趨同研究進展。Durlauf & Quah（1999）和Temple（1999）嘗試從駁斥趨同研究和增長理論無用論的角度，綜述經濟增長研究進展，并深入考察不同增長模型的理論聯系，進而把經驗性研究的許多細節繪制到一個表格中。但是，這些研究都是綜合性的，而趨同問題僅是不同增長主題中的一個，因此這些論文不能詳盡的關注趨同討論。基于此，本文給出專門針對于趨同假說概念的較全面的討論，及其在此領域的最新研究動態。

一、增長理論與趨同假說的提出

世界上貧窮國家的收入水平和富裕國家的收入水平是否趨同是關乎人類福利的一個極為重要的問題。然而，這個問題似乎又與不同增長理論（新古典增長理論和新增長理論）的有效性相聯系，這就使它備受關注。因為，一般 “趨同”是新古典增長理論的一個推論，而新增長理論沒有這種隱含意義。其中新古典增長理論的假設之一——邊際報酬遞減，是導致趨同產生的直接原因。然而，在20世紀80年代中期，普遍經驗性研究結論表明趨同假說在大樣本國家間不成立，而只有在涉及發達國家的小樣本中才成立。Romer（1994）就把這種可識別的不調和性作為新增長理論的兩個起源之一，而他認為的另一個起源是新古典增長理論在模型內部不能產生長期增長。因此，新增長理論模型試圖通過各種避免報酬遞減的方法來解決這兩個問題。這就使得所產生的這一類模型沒有趨同的隱含意義，但都具有內生的長期增長，這樣，就產生了在趨同問題和增長理論有效性問題之間的聯系。

在應用新古典增長理論研究跨國增長規律時，研究者或明或暗地都在基礎假設（邊際報酬遞減）中增加了其他假設，正是這種原因導致多種不同類型的趨同概念的出現。表1給出了在研究趨同問題時經常用到的概念和研究方法。但是，并不是從一開始就同時出現了這些趨同概念，關于趨同的研究發展也是經歷了幾個階段的，并且這些不同的概念是隨時間而發展流行起來的。同時，趨同假說的研究也見證了不同研究方法的變遷。雖然在趨同概念和方法應用間有一定的對應性，然而這種對應性并不是唯一的。例如，非正式的和正式的截面數據分析方法、面板數據分析方法及（部分的）時間序列數據分析方法都被用于（絕對或條件）β趨同研究，一般處理依據人均收入水平的跨經濟體趨同問題。此外，正式截面數據分析方法和面板數據分析方法被用于研究俱樂部趨同和全要素趨同；截面數據分析方法甚至也被用于研究σ趨同；時間序列分析方法主要用于研究經濟體內部和經濟體之間趨同；而分布方法用于研究σ趨同及研究整體分布形狀和分布的內部動態。因此，在下文中將對這些趨同概念進行辨析。

二、趨同假說的相關概念

1、經濟體內部趨同和經濟體之間趨同

Robert Solow（1970）在評價Kaldor（1971）1958年所提出的關于增長的六個典型事實中的第五個和第六個事實時，指出“剩下的典型事實都出自不同類型，并且和我無關，因為他們更多的側重于比較不同的經濟體而不是關注于任何一個經濟體內部事件的過程”。

從中可以看出，Solow模型所研究的內容是經濟體內部的增長過程，并且所暗示的“趨同”也是指經濟體內部的“趨同”，即不管經濟體開始的人均資本存量是高于或低于均衡狀態時的資本水平，要素間替代的可能性和報酬遞減的力量都會使經濟體收斂于本身的均衡狀態。而之后產生于新古典增長理論并與之發生聯系的趨同概念卻是指經濟體之間的趨同，這從廣泛的跨國數據比較的經驗性研究中可以看出。兩者之間的矛盾一方面為新古典增長理論不能解釋增長率和收入水平在國家間的巨大差異給出理由，另一方面也在學術界引起廣泛的爭論。

2、依據增長率的趨同和依據收入水平的趨同

相應的，經濟體之間趨同能夠從兩個不同的角度進行理解：依據增長率的趨同和依據收入水平的趨同。這都要求把新古典增長理論中關于技術的概念擴展到世界范圍。在新古典增長理論中技術過程的設定是基于以下假設的：一是不需要任何資源來產生技術創新；二是每一個人平等的從中受益；三是沒有人為了從中受益而支付任何報酬。把它擴展到世界范圍之后，這些假設就意味著所有國家平等的分享技術進步，并且由此他們都能在穩態時以一個相同的增長率增長，這就是所謂的依據增長率的趨同假說。為了得到這個設定，研究者通常附加假設：所有國家具有相同的總量生產函數。因此，這也就表明所有國家穩態時的收入水平也是相同的，即依據收入水平的趨同假說。

3、β趨同和σ趨同

依據增長率和收入水平的趨同都被稱作所謂的β趨同。這主要是根據報酬遞減的假設，暗示在資本貧乏的國家有較高的資本邊際生產率，假如儲蓄率相似的話，貧窮經濟體便會增長較快。如果這種設想是正確的，那么在初始收入水平和增長率之間就會存在負相關。這就產生了趨同研究的一般方法，即進行增長率和初始水平回歸，回歸中初始收入水平變量的參數（即β）負值表明負相關的關系，也就是通過參數β的符號判斷趨同假說，因此得名β趨同。

然而，有些研究者如Quah（1993），Friedman（1994）等強調趨同是關于截面收入和增長率分布離散程度的一個概念，并且來自增長率和初始水平回歸中的負β，并不必然意味著這種離散程度的下降。這個觀點認為不應該通過β的符號間接的判斷假說，并且這種判斷或許是錯誤的，而應該通過觀察國家間收入水平和（或）增長率的分布動態來直接判斷。這就提出了σ趨同的概念，σ是指收入水平或增長率截面分布的標準差。盡管有以上的限制，研究者仍然對β趨同感興趣，部分是因為它是σ趨同的一個必要條件，盡管不是充分條件；另一個原因是和β趨同相關的研究方法也為增長模型的結構參數提供信息，而在用分布方法研究問題時通常不會提供這些信息。

4、非條件（絕對）趨同和條件趨同

從概念上來看，最重要的不同可能在于條件和非條件（絕對）趨同。從Solow模型開始假定如下C-D生產函數形式：

其中，Y，K，L和A0分別表示產出、資本、勞動和全要素生產率，那么人均收入的穩態水平y?鄢給定

y?鄢=A0egt[s/（n+g+δ）]α/（1-α）（2）

其中，s是投資率，g和n是At和Lt的指數化增長率，δ是折舊率，α是資本的產出份額。這清楚的表明一個國家的穩態收入水平依賴于以下六個元素：A0，s，g，n，δ和α，可以用向量θ來綜合表示。非條件（絕對）趨同意味著向量θ中的六個元素對所考慮的經濟體來說都是相同的。根據增長率和初始水平回歸，這意味著回歸方程右邊不引入其他變量的情況下，β的符號也應該是負的。相比而言，條件趨同的概念強調穩態水平可能存在的差異性，并且因此要求合適的變量要引入到上述回歸方程的右邊來控制這些差異，向量θ中的六個元素應該允許變化，并且不再成為一個重要的問題。

5、條件（全局）趨同和俱樂部（地方）趨同

條件趨同的概念也和俱樂部趨同的概念相聯系。后者可以追溯到Baumol（1986），但是更嚴格的形式由Durlauf & Johnson（1995）和Galor（1996）給出。標準新古典增長模型的一個特性是均衡的唯一性，并且通常的趨同概念承認這個唯一性。在非條件趨同中，所有經濟體都會達到唯一的均衡水平。在條件趨同中，均衡會隨著經濟體不同而不同，并且每一個經濟體都會走向它自己唯一的均衡。相比而言，俱樂部趨同的思想是產生于多重均衡的模型。一個經濟體將達到這些不同均衡中的哪一個，依賴于其初始位置或其他一些結構特征。一組國家中，如果他們具有這個均衡所要求的初始位置或特征，就可能會收斂于一個特定的均衡，這就產生了俱樂部趨同。

6、收入趨同和全要素趨同

研究者在處理趨同問題時一般是依據人均收入，即收入趨同。然而，收入趨同是資本深化和技術趕超兩個過程的綜合結果。盡管大多數研究者關注資本深化過程參數，但有另一些研究者，如Dowrick & Nguyen（1989），Dougherty & Jorgenson（1996，1997），Wolff（1991）及Dollar & Wolff（1994）直接關注于技術趕超的過程。由于全要素生產率是測度技術進步的最近似指標，這些研究者就考察國家間是否在全要素生產率的水平上趨同，這就是所謂的全要素（TFP）趨同。

7、確定性趨同和隨機性趨同

一些研究者，如Bernard & Durlauf（1996），Carlino & Mills（1993），Evans（1996），Evans & Karras（1996），Li & Papell（1999）等用時間序列計量經濟方法來研究趨同。上文中所提到的“經濟體內部趨同”實際上是一個時間序列的概念。然而，研究者也用時間序列方法來檢驗“經濟體之間趨同”。從這個觀點來看，兩個經濟體i和j，如果他們的人均產出yi，t和yj，t滿足下面的條件，就認為是趨同的：

其中，It表示在時間t的信息集。這個趨同定義對只有兩個國家的情況是比較明確的。但是當所考慮的樣本數超過兩個時，情況就不同了。趨同的時間序列定義也能夠和條件趨同和非條件（絕對）趨同相聯系：當a=1時，方程（3）就表示非條件（絕對）趨同；當a≠1時，那么方程（3）或許就代表了條件趨同。在這樣一個框架下，也要進行確定性和隨機性趨同的區分。這種區分是指在檢驗差分序列的單位根時能否滿足確定性或隨機性的趨勢。

三、結語

在傳統意義上，關于趨同的研究有多種不同的定義和方法在許多方向上發展起來。然而，通過綜述發現所揭示的這些結果有相當大的一致性。盡管方法不同，條件β趨同的發現還是相對穩健的。對發達國家來說，研究者實際上經常報告非條件趨同。相似的，由于σ趨同研究一般關注非條件趨同，因此，σ趨同的結果很大程度上與β趨同結果一致。σ趨同的事實在那些發達國家的小樣本中精確發現，其中也有非條件β趨同的證據。另一方面，在全球大樣本中，非條件β趨同和σ趨同都不成立。最后，對經濟體內部和經濟體之間趨同的時間序列分析得到能夠支持條件趨同的證據。在趨同速度上，甚至有更一般性的結論：經濟體穩態中的差異被控制的越多（或是通過樣本選擇或是通過回歸中相關變量的確定），結果中趨同速度就會越高，尤其是考慮了經濟體之間的技術差異后就會更高。

一般來說，傳統趨同假說研究取得的重要進展有：第一，條件趨同的經驗性發現，導致許多產生趨同含義的新增長理論模型的出現，這就表明趨同的含義不再是只能和新古典增長理論相聯系，于是便促成了兩種類型的增長理論走向融合；第二，它提供了關于跨國增長規律的新的典型事實，如“持續”和“雙峰”，增長理論面臨著解釋這些事實的任務，并且引起重新構建多重均衡模型的熱潮；第三，趨同研究強調國家間存在巨大的生產率和技術上的差異，并且為這些差異的量化提供新的方法，同時巨大的技術和制度差異的發現也導致理論的發展。

【】

[1] Durlauf，Steven N.and Danny T.Quah：The New Empirics of Economic Growth，in John Taylor and Michael Woodford （eds.），Handbook of Macroeconomics[J].Vol. 1A， Amsterdam， North-Holland，1999.

Islam， Nazrul，What Have We Learnt from the Convergence Debate?[J]. Journal of Economic Surveys，2003，17（3）.

Sala-i-Martin，Xavier Regional Cohesion：Evidence and Theories of Regional Growth and Convergence[J]. European Economic Review，1996（40）.

篇4

國家級戰略資源創新開發試驗區

國家重要的水能開發基地

四川亞熱帶特色農業基地

全國知名陽光康養旅游度假勝地

攀西經濟區依托獨特的資源優勢和扎實的工業基礎，大力推進全面創新改革發展，加速調整產業結構。同時，攀西經濟區加強生態環境修復建設，著力打造“生態名片”。新興增長極正在攀西地區加速推進。

科技創新提升經效益

以科學開發利用資源為核心，攀西經濟區加快產業結構調整，實現動能切換。2016年，攀枝花市深入開展“三去一降一補”工作，淘汰鋼鐵產能150萬噸，關閉小煤礦10處、退出產能114萬噸。此外，2012年起，攀枝花還借助陽光等資源優勢，全力發展“康養+農業”“康養+工業”等相關產業鏈。近五年來，涼山州供給側結構性改革取得積極進展，化解過剩產能794萬噸。今年還將穩妥推進西昌合力鋅業、康西銅業環保搬遷，引導煤礦逐步關閉退出，堅決打擊制售“地條鋼”等違法行為。

科技創新提升企業效益。攀鋼集團在掌握高爐渣提鈦技術之后，現每年從700萬噸高爐渣中提取140萬噸鈦白粉，創造經濟效益200多億元。

科技創新創造效益。2016年，攀枝花全市地區生產總值突破千億大關、實現1014.7億元、同比增長8.0%。釩鈦產業工業總產值約143.5億元，同比增長71.8%。五氧化二釩、白粉、鈦精礦等產品產量大幅度提高，產量均與同期相比大幅度增加。

生態環境修復建設顯成效

近年來，攀西經濟區著力加強生態環境治理修復，對區域內山水田林湖統籌規劃、系統治理、綜合開發。

攀枝花市抓住建設全國區域工業綠色轉型發展試點市機遇，培育壯大清潔能源、節能環保等新興產業，大力推行清潔生產，積極建設綠色工廠、綠色園區、綠色礦山。同時，狠抓長江上游生態屏障建設，開展大規模綠化攀枝花行動，爭創金沙江干熱河谷區生態恢復與治理示范區。

涼山州確立生態立州戰略，把綠色發展與創新驅動發展緊密結合起來，擬在安寧河谷及其流域打造陽光生態走廊，建成具有世界影響力的精品旅游景區，推動涼山由國內旅游熱點向國際旅游目的地加速提升。

攀涼兩地開放合作獲共贏

篇5

【關鍵詞】產業結構；偏離份額分析；偏離份額分析圖

一、引言

一國或地區經濟發展與產業結構密切相關，適合的產業結構能夠促進經濟發展，否則會阻礙經濟的發展。因此，加快產業結構優化和產業升級，是經濟發展的必然要求和長期任務。隨著經濟發展水平的提高和經濟增長的加速，經濟結構的變化也隨之增大，對經濟結構理論的研究和探索也不斷加強和深入。特別是進入21世紀以來，經濟增長和結構轉換加快，結構轉換對經濟發展的作用和影響日益加強并為人們所認識和關注，如何通過各部門、各產業的協調發展來促進經濟的持續、穩定增長，已經成為人們日益迫切追求答案的課題。這無疑極大地促進了經濟學界對經濟發展和結構轉換關系問題的研究。

本文重點研究全國31個省市的產業結構間的差異，主要分析其競爭力對經濟增長的影響。考慮到不同地區三大產業的發展及優勢不同，所以本文通過三大產業的獨立研究與總體的研究結合，分析出不同省市的產業結構特點及競爭力對各省市經濟增長的貢獻。

本文研究區域產業結構問題的基本方法是偏離-份額法，及偏離份額分析圖。

二、理論基礎

1.偏離-份額法

偏離-份額分析法是美國經濟學家丹尼爾?B．克雷默于1942年提出，后由E．S．鄧恩和埃德家?胡佛在應用中作了進一步發展。偏離份額分析法從產業結構因素和競爭力因素兩方面解釋區域經濟增長的速度的差距。如果一個地區各產業的增長速度與全國同一產業增長速度完全相同，即排除掉由于各地區同一產業競爭力(或生產率)不同造成的增長速度上的差異，那么地區經濟增長速度與全國經濟增長速度的差異則是由結構因素所形成的。如果一個地區的產業結構與全國完全相同，那么地區經濟增長速度與全國經濟增長速度的差異只能由地區競爭力來解釋。因此，偏離份額分析法能反映地區產業結構和各產業競爭力的發展狀況。這種方法具有較強的綜合性和動態性，是揭示區域與城市部門結構變化原因，確定未來發展主導方向的有效方法，并且這種方法的應用領域很廣，其應用前提是找出總體和個體，只要出在同一整體下，每個個體都可以單獨進行分析。

2.偏離份額分析圖

一種直觀的分析辦法是繪制偏離份額分析圖。對區域經濟增長進行比較分類，然后根據分析表計算數據，繪制Shift一Share分析圖。這樣做使結論更加清晰直觀，明確各區域屬于何種類型，我們可以用此法分析地區的產業結構狀況，也可分析各產業的經濟增長類型。

偏離份額分析圖由兩條傾斜度為45°的等分線把坐標系分為八個扇面，然后，標出區域各部門以及總體在坐標系中所處的位置，根據所在扇面，可將其劃分為幾種類型，判斷區域總體結構及競爭力的優劣強弱，確定哪些是具有競爭力的優勢部門。同時，還可以用分析圖對各區域進行比較，識別各區域結構的優劣與競爭力的高低。在偏離份額分析圖中，離原點及坐標軸越遠，優勢或劣勢就越大。

（1）部門優勢分析圖:以區域部門優勢PDij（即Pij與Dij之和），反映部門總的增長優勢，為橫坐標，以全國份額分量Nij為縱坐標建立關系，圖1中的八個扇面反映了在總增量、部門增長優勢方面的不同類型：

A較好部門，指處在第1，2扇面中的部門，為具有部門優勢的增長部門；B一般部門，指處于第3，4扇面中的部門，其中處于第3扇面者為雖具有部門優勢，但卻為衰退部門，處于扇面4為增長部門，卻不具有部門優勢；C較差部門，指處于第5，6扇面中的部門，這些部門，在總量上都為負增長，扇面5中雖為增長部門，扇面6中雖具部門優勢，但都不足以消除因部門優勢或全國性衰退造成的負貢獻；D最差部門，指處于第7，8扇面中的部門，為既無部門優勢，又為衰退部門。

（2）部門偏離分量分析圖:以競爭偏離分量Dij為橫軸，以結構偏離分量Pij為縱軸，建立坐標系，如圖2。圖2中各扇面代表的含意如下：

扇面1：原有基礎很好，競爭力較強好部門；扇面2：競爭力很強，原有基礎較好的較好部門；扇面3：基礎差但發展快的較好或一般部門：扇面4：基礎較好但地位處于下降的較好或一般部門；扇面5：基礎較好但競爭力很差的較差部門；扇面6：基礎很差但發展很快的較差部門；扇面7，8，基礎差，且缺乏競爭力的最差部門。

三、實證分析

在這里利用偏離-份額法對中國31個省市的經濟增長結構采用2001和2010年數據進行差異分析，其中，2001年為基期，2010年為報告期，數據來自中經專網及2011年《中國統計年鑒》。利用EXCEL及上述公式計算各省市的增長額偏離，及各省市各產業的明細產業偏離份額，計算結果顯示：

第一從各產業偏離份額明細表可以看出：各省市第一產業的產業分量為負，說明其各省市的第一產業增長速度低于全國總量增長速度，各省市第一產業的經濟增長依賴于其所在省市的競爭力優勢，其中內蒙古、遼寧、黑龍江、湖北、湖南、廣西、四川和陜西這八個省的第一產業的競爭力分量為較大的正值，其第一產業相對具有較大的競爭力優勢。各省市第二產業的產業分量為正值，說明其各省市的第二產業增長速度高于全國總量經濟增長速度。各省市第三產業的產量分量為負值，說明各省市第三產業的增長速度低于全國總量經濟增長速度，我國第三產業經濟的快速增長依賴于競爭力優勢，其行業結構還不夠合理。

第二可以得出結論：上海、江蘇、浙江、廣東這四個地方產業結構的效應對其經濟增長產生重大的推動影響。而安徽、河南、廣西、四川這四個地方產業結構總體的效應對其經濟增長產生負向較大的影響，說明這幾個省的產業結構不合理，沒有跟上全國產業結構調整與優化的步伐，或調整力度不夠。產業結構對北京和天津有適當的正向影響。內蒙古、江蘇、浙江、山東、河南、廣東這六個省的競爭力效應較高。

各省市增長額偏離表畫出區域優勢分析圖及區域偏離分量圖分別如圖3、圖4。

從圖3區位優勢圖可以看出除上海、遼寧、福建、黑龍江、云南位于第四區外其他省市均位于一二區，說明我國大部分省市為具有產業優勢的較好的增長部門。只有上海、遼寧、福建、黑龍江和云南雖然為增長省市，但其不具有產業優勢。從圖3還可以看出廣東、江蘇和山東離坐標原點及各坐標軸很遠，這三個省有著較大的產業優勢。

下面做具體分析：

第一，根據各省數據偏離數據的計算以及圖4區域偏離份額圖可以看出產業結構和競爭力都有優勢的省市是：北京、天津、山西、江蘇、浙江、山東、廣東、陜西，它們的兩項指標均為整，其競爭力偏離均顯著大很多，江蘇、浙江和廣東在產業結構上有顯著的優勢，可以得出結論江蘇、浙江和廣東三個城市的產業結構調整和優化均高于其他省市，其經濟增長速度相對較高。

從區域偏離分量圖可以看出：山西、陜西、江蘇和山東位于扇形區域一，說明其原有基礎很好，為競爭力較強好部門。北京、天津、浙江和廣東位于扇形區域二，說明其競爭力很強，為原有基礎較好的較好部門。

進一步對這幾個省市的增長率貢獻來源進行分析：北京三次產業中第三產業的總增長量居于貢獻的主導地位，，其次是第二產業，第一產業農業增長較緩慢，且只占很少的分量。進一步觀察看到北京第三產業中產量分量為負值，競爭分量為較大的正值，說明北京第三產業競爭力激烈但其各行業結構還有待進一步升級，不過其第三產業的結構失調不是很嚴重，應當綜合成本收益等各種因素綜合考慮是否要深化調整。北京第二產業的產業結構分量為正值，說明其第二產業各行業的整體結構合理，但其競爭分量存在一個相當大的負值，競爭力成為其第二產業發展的阻礙，說明其產業結構有待進一步升級，在整體結構合理的基礎上應增加更多的行業競爭因素。總之北京的產業結構狀況與實際情況相符，隨著WTO的加入以及經濟全球化的深入，首都北京已經在跟著時代的步伐不斷的進行了產業調整，其中第三產業中的高新技術的發展已經成為北京經濟發展的領頭羊。

天津作為中國典型的重工業城市，其第一產業為產業分量及競爭分量都為負的衰退型部門。天津第二產業的產業及競爭分量都是正值，而且其值都很大，說明天津的第二產業不僅具有顯著的產業結構優勢還有顯著的區位優勢，第三產業的產業結構及競爭區分分量都沒有顯著效應，這8年天津的第三產業主要靠全國份額的增長，增長較緩慢。可以認為天津經濟的增長伴隨著全國產業結構的調整與升級并沒有隨著發生很大的變化，依舊依賴于傳統的重工業，這與天津的歷史悠久的重工業城市是分不開的。

我們可以得出結論：江蘇、浙江、廣東三個省市第一產業產業的產業分量和競爭分量均為負值，這幾年發展較緩慢。其第二產業的產業分量及競爭分量均為較大的正值，第二產業在這幾年發展迅速。第三產業的產量分量分量為負值，競爭分量為較大的正值，說明其第三產業產業結構的調整還不是很合理，但其競爭較激烈。。相比較而言之，這三個地區的經濟增長主要依靠第二產業的快速增長來達到全國的平均水平。

第二，分析產業結構具有優勢而競爭分量為劣勢的省市：上海、黑龍江和遼寧。這兩個省市2001年到2010年的經濟增長主要依靠產業結構的優勢發展，黑龍江跟遼寧為我國傳統的東北重工業基地，其重工業的發展對全國經濟增長起著重要作用。但黑龍江的競爭分量為-1072.34，其競爭力遠遠落后與其他省市競爭力水平，說明黑龍江的產業總量雖然增長較快，但是質量有待于提高，投資收益率低、管理效率差等其他因素成為制約黑龍江經濟增長的制約因素，要尋求競爭優勢，發揮黑龍江的區域比較優勢。

根據各省數據偏離數據顯示：上海、遼寧和黑龍江的第一產業的產業分量為負，競爭分量為正。其中東北的大米品牌為其競爭力做出了突出貢獻。遼寧第二產業的產業結構和競爭力區位優勢均為正，其第二產業的發展比較快，屬于增長型經濟。遼寧和黑龍江的第三產業的產業分量和競爭力分量均為負，說明這幾年這兩省的第三產業發展滯后。為了推動其經濟的增長，適應經濟全球化，必須加大其競爭因素的調整，加大發展第三產業。

從區位偏離分量圖可以看出遼寧位于第四扇區，黑龍江位于第五扇區，說明遼寧為基礎較好但地位處于下降的較好或一般的省市，黑龍江基礎較好但競爭力很差的較差部門。上海位于扇區的第四扇區，說明上海的基礎較好但這幾年地位處于下降的較好部門。

從區域偏離分量圖以及各省偏離分量的具體數據可以看出：大多數的省市如：寧夏、河北、內蒙古、河南、重慶、吉林、湖北、貴州、新疆、海南、、甘肅、安徽、湖南、廣西、四川這十六個省市的產業結構偏量為負，競爭力分量為正，即這幾個省市靠競爭力而非產業結構來推動經濟的增長。其中寧夏、河北、內蒙古、河南、重慶、吉林、湖北、貴州位于區域偏離分量圖的第三扇區，說明這幾個省市是基礎差但發展快的較好或一般省市。

新疆、海南、、甘肅、安徽、湖南、廣西、四川位于區域偏離分量圖的第六扇區，說明這幾個省市是基礎很差但發展很好的較差部門。

福建雖然位于區域偏離分量圖的第八扇區，但因它更接近于坐標原點，因此不認為其為基礎差且缺乏競爭力的最差部門，但其產業和競爭力均處于劣勢，這幾年對經濟增長的效應幾乎為零。相關政府部門應加快福建省的產業結構調整與升級。

四、結論

從2001年到2010年這段期間，我國經濟的增長主要還是依賴于第二產業，第一產業和第三產業的行業結構不夠合理，尤其是新型部門第三產業，雖然這幾年國家對第三產業的投入已經越來越多，產業結構的調整與升級進行的如火如荼，但其第三產業增長速度仍然低于全國經濟總量的增長速度。

參考文獻

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[2]楊燦.產業關聯測度方法及其應用問題探析[J].統計研究,2005,9

[3]李秋斌.區域經濟差異的實證研究與R/S分析――基于長江三角洲、珠江三角洲和海峽西岸經濟區的比較分析[J].東南學術,2006,01

[4]黃茂興,黃曉芬.區域經濟增長差異的實證研究與R/S分析――以福建省為例[J].福建師范大學學報(哲學社會科學版),2005,05

篇6

招商引資促進經濟增長模式轉變

近年來，西部各省、自治區、直轄市大力從沿海等經濟發達地區招商引資，并在稅收和土地政策等方面給予了極大的優惠；為了鼓勵個人或中介組織招商引資，很多地方政府還設立了專項獎勵基金；此外，還通過政務公開，簡化審批手續，實行服務承諾制，建立“綠色通道”等完善招商引資的軟環境。顯然通過對外招商引資，能擴大地方投資規模，實現地方經濟增長的目的。

但由于受地理、信息、通訊、交通、人才等問題的制約，西部地區的招商引資一直舉步維艱。例如2004年青海省引進內資（省外招商）盡管實現了一次大的飛躍，達到73億元，但這個數字不到天津當年實際利用內資額238.75億元的1/3；實際吸收外資僅2.25億美元，為廣東當年實際吸收外資100.1億美元的2.24%。西部地區最大的優勢就是資源豐富，而各地政府往往抓住地方資源大做文章，招商引資。能源富集、電價低廉、土地征用成本低等成為西部招商引資的重要法寶，而這正好使得飽受高污染、低效率之苦的我國東部地區和其他經濟發達國家再也不能容納的高能耗、高污染企業找到了“生存之地”。于是，近年來西部成了高耗能工業發展的集中地。據了解，青海的氧化鋁企業90%都是近10年來因東部地區電力緊張而移植西部的；重點扶持的20家工業園區中，有5家被冠以“高載能園區”的名稱，其以高耗能產品為主的園區約占一半。西部其他地方在招商引資中所出現的情況也大致相同。

招商引資模式確實在短時間內使西部一些地方的經濟總量有所增長，但高能耗企業的大量引入，使得西部各省、自治區、直轄市原來并不突出的能源供需矛盾變得突出起來。比如青海省工業用電占總用電量的80%，而高能耗企業的用電又占工業用電的90%以上；內蒙古電力缺口達到70%。許多西部地區形成了以高耗能產業為支柱的經濟結構，發展高耗能產業成了西部經濟增長的重要模式。雖然招來了“東資”，但引進的大多是一些高能耗、勞動密集型的產業，同時帶來的還有“東污西移”，破壞了西部地區脆弱的生態，加劇了環境的進一步惡化。因此西部地區在招商引資過程中，不能因為招商而犧牲資源與環境，要實現可持續發展，必須大力降低資源的破壞性開發和浪費，保護已經十分脆弱的生態環境。

民營經濟促進經濟增長模式轉變

民營經濟發達的地區，經濟增長、社會就業、政府收入明顯好于其他地區。西部經濟增長緩慢，與民營經濟發展滯后密切相關。這種發展滯后，一方面表現為民營經濟所形成的經濟增加值相比發達地區顯得過低。例如，在西部民營經濟比較發達的重慶市，2005年民營經濟占經濟總量51%，而東部民營經濟較發達的溫州占85%，寧波占84%。再如2005年上海民營經濟占GDP近40%，但其民營經濟總量卻達到7624億元，遠遠高于重慶市的民營經濟總量1590億元。另一方面，西部民營經濟發展的方式滯后，主要體現為西部民營經濟的發展大多是依賴于地方資源，技術含量低，產品附加值低。西部民營經濟中的加工業大多為農副產品的初級加工，精加工能力差，產品檔次比較低、科技含量少，大多尚未采用國際衛生、技術和行業標準，同發達國家和地區相比有很大差距。西部民營經濟主要還是屬于勞動密集型產業，產業結構依然處于傳統結構階段。而經過20多年的發展，我國東部地區的民營經濟很多已經完成了產業結構的升級，出現了許多發展勢頭強勁的科技型、資本密集型企業。同時西部民營經濟的技術開發和創新能力還遠遠不能適應國內外市場的競爭需要，大多僅僅停留在對國內外技術簡單消化吸收與改良階段。

市場經濟發展到今天，民營經濟在市場經濟中的作用已得到各方面的共識，西部地區各級政府對其也十分重視，并制定了若干發展措施。但東西部民營經濟的差距卻越來越大，西部民營經濟對地方經濟增長的促進作用卻遠遠不如東部。東部民營經濟迅速發展，固然有很多客觀因素，尤其一些自身優勢，但西部地區同樣有自身的優勢，如何抓住自身的優勢資源，改變目前西部地區民營經濟發展滯后，難以對地方經濟形成質的飛躍這樣一種局面，是當前我國轉變經濟增長模式所應關注的重要問題。

傳統產業結構調整推動經濟增長模式轉變

我國西部地區經濟的增長很大程度上還依賴傳統的產業結構，而這種產業結構的不協調問題比沿海等經濟發達地區更顯突出。首先，從農業來看農業基礎十分薄弱，傳統農業占據了主導地位，農業和農村經濟結構不合理，農業綜合效益不高；由于工業的落后，工業反哺農業難以實現；同時長期阻礙經濟發展的“城鄉二元結構”問題和“三農”問題在西部更嚴重，制約了農民收入水平和消費水平的提高，而且影響農村市場的開拓，進一步限制了其他產業乃至整個國民經濟的快速增長。其次，從工業來看，雖然我國西部工業的整體水平有了很大的提高，但傳統產業、低技術含量和低附加值的產業仍占主導地位，高新技術產業發展相對滯后。裝備制造業水平不高，而制造業是最主要的工業部門，是地方經濟增長的重要推動力之一。在20世紀90年代，由于自然條件、經濟基礎等方面的差異，東西部制造業發展的差距進一步拉大，東部地區在90年代制造業中心地位得到加強，特別是東部沿海地區制造業比重進一步增加，相反，西部省市90年代的制造業占全國份額普遍下降。1990―2001年，我國東部地區制造業所占比重由50.9%增加到65%，而西部地區的比重則由15.2%下降到10.2%（據《中國統計年鑒2002》計算）。工業技術裝備水平落后，能源、原材料消耗就提高，產品的層次和附加值就低。同時，實施西部大開發以來，西部各地均把開發投資的重點放在基礎設施和生態環境建設等領域，而對特色產業特別是加工制造業的發展沒有引起足夠的重視，導致西部工業推進緩慢、增長乏力，工業競爭力和市場份額下降，使西部大開發缺乏長遠的產業支撐。工業化推進緩慢，不僅難以吸納大量從農村轉移出來的剩余勞動力，而且會嚴重制約西部經濟的增長。再次，從服務業來看，雖然西部地區在文化產業、旅游產業、房地產業、中介服務業、社區服務業、農村服務業等方面與東部發達地區差別較小，發展程度較接近；但在現代物流業、科技服務業、信息服務業、金融業等方面卻有較大差距。并且本身我國服務業增加值占GDP的比重只有32%左右，不僅大大低于全世界平均64%的水平，而且低于低收入國家平均45%的水平。服務業不發達，就不能為其他產業提供便捷、高效、質優、價廉的服務，就難以促進其他產業的專業化分工和技術創新，影響競爭力的提高，并最終降低經濟增長的效率。

產業結構不合理，影響了西部經濟總體效益的提高。西部地區如何因地制宜，充分發揮比較優勢，形成合理的地區產業結構，在鞏固和加強農業基礎地位上，改組改造傳統產業，積極發展高科技產業，振興裝備制造業，全面發展服務業，形成自身的特色支柱產業，促進西部經濟的有效增長，是選擇西部經濟增長模式時應思考的又一個重要課題。

低成本勞動力促進經濟增長模式轉變

西部地區經濟增長，不管是對外招商引資，還是發展本地民營經濟，最終往往形成的是高能耗、低產出的勞動密集型產業；產品競爭主要還是依賴于廉價的勞動力成本，這種低成本的競爭力是有限的，也是不長久的。

近年來，“珠三角”、“長三角”、“閩三角”等地區以出口導向型、勞動密集型的加工制造業普遍缺工在30%左右，而西部地區在個別行業與企業也出現了“民工荒”。“民工荒”雖然是局部地區勞動力供求結構上的失衡，但它卻傳導了一個非常明顯的信號，即不管是東部地區還是西部地區廉價勞動力無限供給的時代即將結束，以此為基礎的競爭優勢在縮小，是應該考慮優化產業結構和技術升級的時候了。伴隨著“民工荒”由東部向西部的蔓延，西部企業要想長期維持低勞動力成本的可能性越來越小。同時農民工外出務工收入呈上升趨勢。2004年農民工外出務工月平均收入780元，比2003年增長11.1%，其中在東、中、西部地區務工的農民工月平均收入分別為798元、724元、701元，比2003年分別增長了12.6%、12.6%、8.9%（國務院研究室課題組：《中國農民工調查報告》第105頁）。可以看出我國企業的一般員工報酬不管是中西部還是東部的差別本身不是太大，勞動力成本的差異對產品成本的影響差異不是十分顯著，西部企業通過廉價的勞動力降低產品成本從而達到提高產品競爭力的可能性減小。另外，隨著經濟的發展、人們生活水平的大幅度提高，必然導致勞動者要求更高的勞動報酬，從而導致勞動力成本不斷提高。

篇7

關鍵詞：金融發展；經濟增長；協整檢驗

中圖分類號：F830文獻標識碼：A

2008年由美國次貸危機引發的金融危機席卷全球，導致了全球經濟增長的衰退，再次引發了金融發展與經濟增長之間關系的深層次研究。金融發展是現代市場經濟的主要方面，在風險管理、信息提供、資源配置等方面發揮著重要的作用。金融作為經濟發展的重要推動力，不僅直接反應區域性的特點，而且區域經濟發展在很大程度上取決于金融的發展水平。因此，探求區域金融發展和經濟增長之間內在的作用機理，不斷優化區域金融結構，制定適合本地區域金融發展戰略，對于促進區域經濟增長，實現一國經濟金融跨越式發展具有現實的意義。

一、文獻綜述

1955年、1965年托賓在其《動態總體模型》和《貨幣與經濟增長》提出了著名的新古典貨幣增長模型，托賓在該模型中引入了貨幣金融因素，認為貨幣對經濟增長具有影響作用的機制在于：貨幣影響人們的可支配收入，人們的可支配收入又影響其消費或儲蓄行為，進而影響經濟增長。20世紀七十年代約翰?G?格利、愛德華?S?肖、雷蒙德?W?戈德史密斯等發展金融學論著問世，標志著發展金融理論的形成。1955年的《金融結構與經濟發展》，1960年的《金融理論中的貨幣》以及1967年的《金融結構與經濟發展》標志著格利和肖金融發展理論的形成。他們的主要觀點有：①貨幣與各種非貨幣的金融資產之間具有一定程度的類同性與替代性；②金融發展和經濟發展之間存在非常密切的關系；③金融發展的過程是從不發達社會的初始金融制度向發達社會的金融制度的演進；④金融發展作用于經濟增長的途徑之一就是通過技術創新。麥金農和肖（1973）分別出版的《經濟發展中的貨幣與資本》、《經濟發展中的金融深化》這兩本巨著的問世，才標志著金融發展理論的正式形成，提出了金融發展開創性的觀點。Kapur（1976），Galbis（1977）等學者都進行了相關理論研究和實證分析，論證提高利率和利率自由化的必要性，進一步豐富和發展了麥金農和肖的金融發展模型，形成了麥金農-肖學派。Hellmann、Murdock、Stieglitz（1997）等主要從有效需求觀點和信息不對稱角度批評傳統的金融深化理論，認為金融自由化改革利率上升對經濟的作用是不確定的，一方面可能帶來投資和產出的增加，另一方面可能帶來有效需求不足，抑制經濟增長；同時，由于信息不對稱，金融自由化會帶來銀行從事高風險行業，競爭和不受管制的金融市場也會加劇金融時常的不穩定性。熊?彼特（1990）首先指出金融發展對經濟長期增長具有重大影響。此后，第二代金融理論摒棄傳統金融發展理論的基本假設，把不確定性、不對稱信息和交易成本考慮在內，認為金融體系是在經濟發展過程中內生形成的，因而也叫內生金融理論。

二、區域金融發展與經濟增長

區域金融，是指一個國家金融結構與運行在空間上的分布狀態。這樣，導致金融資源的需求與供給在空間上分布不均衡，金融的運行必然具有區域性不平衡的特點；區域經濟，是特定地區國民經濟的總稱，由于自然資源、經濟條件、獨特區域導致區域經濟發展水平、結構和布局的差異。區域金融發展與經濟增長之間具有雙重的作用。

（一）區域經濟增長促進區域金融發展。區域經濟增長的差異導致區域金融發展的不同，區域經濟增長對區域金融發展具有推動和制約作用。

1、區域經濟的運行狀況決定區域金融運行效率。經濟規模的擴大一方面能夠增加金融資源的需求與供給；另一方面還可帶動金融產業的不斷發展。經濟運行效率決定金融效率，通過提高金融市場上融資者和投資者的需求來提高金融運行效率，優化金融資源的配置。同時，經濟結構的突變可以導致金融結構需求與供給結構的變化而影響金融效率。

2、區域市場化進程的差異導致資源要素的跨區流動。在現代市場經濟條件下，金融資源作為一種特殊的資源，在經濟資源的分配中起著重要的作用，而區域經濟發展的不平衡，市場化進程的差異直接會造成金融資源在空間的分布不均衡。

（二）區域金融發展促進區域經濟增長。區域金融發展對區域經濟增長的作用機制可以從四個方面來論述：

一是通過資金優化配置機制以實現區域經濟資源的優化配置。為了實現區域經濟發展，除了要不斷增加儲蓄及投資總量之外，還必須保證儲蓄資源的優化配置及投資結構的協調。注重投資質量比注重投資數量更為重要，減少低效率的投資和增加新投資在本質上一樣重要。金融體系將分散的資金市場融為一體，使資金在整個社會實現配置，同時金融體系通過利用自身信息優勢及監督優勢將資金引導向那些預期收益好、發展潛力較大的區域、行業和企業，提高資金使用效率，從而起到以金融資源來實現區域經濟資源優化配置、推動區域經濟發展的作用。

二是通過資本積累機制促進區域經濟增長。資本的積累來源于儲蓄，形成于投資。資本積累的關鍵是能否動員足夠的儲蓄以促進區域經濟發展。首先，金融體系從本身的職能出發并通過降低交易成本，使其能夠動員吸收大量的社會閑散資金，并轉化為儲蓄，為經濟發展提供資金來源；其次，通過金融業務產品的不斷創新提供安全性高、流動性強、收益穩定的金融工具，進而優化儲蓄結構、提高邊際儲蓄傾向；再次，金融機構部門通過利用信用擴張功能，高效運用資金，不斷強化風險管理水平，降低流動性資產的持有量，增加用于生產投資的比例，將儲蓄資金有效地轉化為投資，對促進經濟增長起著至關重要的作用。

三是通過金融內部經營管理機制的影響和帶動，促進區域經濟的內涵增長。金融業是經營資金信用的行業，而資金的運用具有不確定性，因此金融業被稱為高風險行業，但同時也是追求經營管理質量的行業，金融部門為規避自身風險而建立起來的一整套完整而嚴密的內部經營管理機制，對于其他經濟組織則會起到影響帶動作用。因此，金融發展不僅從宏觀方面促進資本的集中和轉移，推動企業集團化、產業區域化發展，加快區域產業結構調整，而且還能從微觀層面為企業集團提供內部控制手段，推動企業管理機制、經營體制的轉換和組織形式演化，推動企業由粗放式向集約化、內涵式方向發展，繼而推動區域經濟增長方式的轉變和區域經濟轉型。

四是通過資金流導向機制促進技術進步和產業升級。技術進步和產業結構升級是實現區域經濟增長的關鍵。技術進步推動產業結構的升級，是產業結構升級的基礎。它不僅與科學研究狀況有關，還與科技成果能否轉化為現實生產力有關。技術進步和產業升級有利于企業提升質量和內部效益。而金融追求質量與效益是其最基本的原則。銀行業將通過風險分散管理和對資產投向的正確引導，影響資金對高新技術產業、優勢產業、發展潛力較大的產業、行業和企業的供給，不斷推動區域產業結構調整和優化，進而促進區域經濟增長。

三、區域金融發展與經濟增長理論模型

（一）金融發展促進經濟增長的機制。盡管20世紀九十年代以來，對金融發展與經濟增長關系的研究存在諸多爭議，但越來越多的研究都表明金融發展對經濟增長具有促進作用。本文遵循馬爾科?帕加洛（1993）的研究框架構建了一個簡單的內生增長模型以揭示金融發展對經濟增長的作用機制。假定人口規模是靜態不變的，總產出是總資本存量的線性函數：

y=AK（1）

則經濟增長率gt+1為：

gt+1=yt+1/yt-1=Kt+1/Kt-1（2）

為體現金融發展與經濟增長之間的關系，我們假定經濟中只生產一種產品，該產品既可以作為消費品，也可以用于投資。如果用于投資，每期將以δ比例折舊，因此t期總投資為：

It=Kt+1-（1-δ）Kt（3）

假設不存在跨期消費，在一個封閉的兩部門經濟中，總儲蓄St等于總投資It。如果金融發展不完美，即總儲蓄中有一部分在金融中介過程中損失掉，則總投資僅為總儲蓄的一定比例，即：

It=?茲St（4）

將（3）式和（4）式代入（2）式得：

gt+1=It/Kt-δ=A?茲St/yt-δ（5）

去掉時間下標，均衡狀態經濟增長率為：

g=A?茲S-δ（6）

其中，s為儲蓄率。從式（6）可以看出，金融發展通過影響儲蓄-投資轉化機制來影響經濟增長率，即θ是金融發展水平的函數，并且金融發展水平越高，儲蓄轉化為投資越多，經濟增長就越快。

（二）金融發展促進經濟增長的計量模型

由（6）式，可以得到：

g＋δ=A?茲S（7）

兩邊取對數有ln（g＋δ）＝lnA+ln?茲+lnS，考慮到本文主要考察金融發展與經濟增長關系，因此假設技術水平和儲蓄率在樣本期對經濟增長不存在影響，可以構建如下實證模型：

GRE=β0+β1FIR+β2FME+β3DSM+β4DIM+ut

（三）指標的說明

1、區域經濟增長GDP。本文選擇云南省的國內生產總值作為該指標的度量，以人均國內生產總值作為計量標準。在數據的處理上，對人均GDP取自然對數，以消除數據的非平穩性和異方差，即：GRE=Ln（人均GDP）。

2、金融相關率。在數據處理上，本研究選取云南省金融機構存貸款余額的均值與該地區當年的名義GDP的比值作為該指標的度量，即：FIR=［（金融機構存款余額+金融機構貸款余額）/2］/名義GDP。

3、金融中介效率。該指標衡量金融機構資金投放和運用的效率，基于數據可獲性，本研究以云南省歷年金融機構對商業企業的貸款作為該指標的度量，即：FME=金融機構對商業企業的貸款/名義GDP。

4、股票及證券市場發展程度。股票證券作為金融市場重要的組成部分，作為金融衍生品，反應了金融市場的發展程度。在數據的處理上，本研究將其與名義GDP的比值作為衡量股票市場發展水平的度量，即：DSM=股票籌資額/名義GDP。

5、保險市場發展程度DIM。保險是金融重要組成部分，保費收入的多少已經逐漸成為金融發展程度考量的重要指標。本研究認為，保費收入的高低，可以很容易、很直觀地看出該地區保險市場的發展水平，即：DIM=保費收入/名義GDP。

（四）數據來源。考慮到數據來源的可獲性，本文所有數據均來源于云南省國民經濟和社會發展統計公報（2001-2009），其中的缺失數據我們利用SPSS軟件技術運用線性趨勢方法來補足。

四、實證分析

（一）數據平穩性的檢驗。在對時間序列分析之前，首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗。本文運用Eviews軟件，在ADF檢驗辦法下對處理后的數據進行平穩性檢驗。通過ADF單位根檢驗可知，第一個指標在1%的顯著性水平下，一階、二階差分都是平穩的；第二個指標在10%的顯著水平，一階差分是平穩的；第三個指標在1%的顯著性水平下，一階差分是平穩的；第四個指標在10%的顯著水平下，一階差分是平穩的；第五個指標在10%的顯著水平下，一階差分和二階差分都是平穩的。

（二）協整檢驗。對時間序列平穩性分析表明，該時間序列組合中的各個時間序列均為一階單整，這符合進行協整檢驗的前提。用ADF法對殘差序列進行檢驗，結果顯示，該序列一階差分平穩，即序列GRE、FIR、FE、DSM、DIM之間存在協整關系，方程有意義。（表1）

運用最小二乘法對模型進行線性回歸，得到的結果如下：

GRE=8.734300-2.007334×FIR+3.285805×FME-1.596637×DSM+38.30740×DIM+ut

t=（29.45565）（-2.438044）（2.975432）（-1.272835）（2.841637）

R2=0.981147adjR2=0.962293

F=52.04057DW=2.374559

從模型的擬合結果來看，R2值達到0.98，說明該模型能解釋金融發展對經濟增長的影響超過98%，而F值也達到52，其相應的P值也小于0.01，說明在1%的顯著水平下，該模型是顯著的。除DSM變量的統計不顯著外，FME、DIM在5%的顯著水平下是顯著的，FME在10%的顯著水平下是顯著的。而DSM變量不顯著是由于云南地處西南邊陲，資本市場不發達，企業融資難，近年來雖然不少企業（目前有27家上市公司）通過上市融資，但對經濟的貢獻還是較少。

（三）誤差修正模型。為反映金融發展對經濟增長作用的短期作用，我們還引入了誤差修正模型（ECM）：

其中，ecmt=ut=GRE-（β0+β1FIR+β2FE+β3DSM+β4DIM）

用最小二乘法估計得到：

GRE=0.260937+1.601170×FIR-2.848265×FME+1.538301×DSM-25.86136×DIM+0.330031×ecmt-1+?著t

t=（2.974781）（1.061053）（-1.232467）（1.392336）（-1.024402）（0.369877）

R2=0.767911adjR2=-0.392537

F=0.661737DW=1.650707

從該誤差修正模型來看，擬合效果不好，F值很低，方程不顯著，因此需要運用加權最小二乘法進行修正。在本文的研究中，首先利用OLS估計原模型得到殘差序列ut，然后利用殘差序列的絕對值四次方的倒數作為加權序列，最后利用OLS估計得到新的模型。

t=（6.589094）（-0.212610）（-0.542057）（7.213355）（1.912352）（-4.201929）

R2=0.999999adjR2=0.999996

F=76.34800DW=0.866411

通過修正后，模型的顯著性提高，F值也提高了很多，可決系數R2達到0.99，說明方程的解釋能力提高。但是DW值有所下降。

五、結論及政策建議

通過分析回歸方程和誤差修正方程的系數可知，金融發展對經濟增長存在正負作用，這點可以從回歸方程和誤差修正方程的系數看出，長期和短期，金融發展對經濟增長的作用不同，在長期，金融相關率和股票證券市場的發展對經濟起重要作用；而短期卻是保險市場發展和金融效率推動經濟的發展，符合云南的實際情況。

（一）優化金融資源配置，著力鼓勵有實力的地方企業上市融資，推動大中型企業發展，加大對商業企業的貸款力度，解決其融資難問題。適應當代政策取向，有目標、有步驟地建設昆明泛亞金融服務中心，服務于跨境貿易人民幣結算，為云南地方企業發展、進出口企業融資、人民幣區域化國際化提供基礎與準備。

（二）推動云南地方保險市場發展，擴寬保險渠道，不斷增加保險收入。不斷加強金融基礎設施建設，整合云南地方現有金融機構體系，不斷進行金融工具與產品創新，適時引入國內具有比較優勢的金融機構落戶昆明及周邊國家的金融機構在昆明開展金融服務，使得整個云南金融體系實現現代化和國際化，從而真正地建立現代金融服務體系，提升金融中介發展水平。

（作者單位：云南師范大學經濟與管理學院）

主要參考文獻：

[1]李江.金融發展學[M].北京：科學出版社，2005.6.

篇8

關鍵詞：經濟結構；知識溢出；區域經濟增長；產業專業化；產業多樣化；競爭

中圖分類號：F127　文獻標識碼：A　文章編號：1005-0892(2008)04-0014-03

一、經濟結構、知識溢出與區域增長的關系

知識溢出對經濟增長的貢獻無可爭議，然而，關于溢出的具體機制，存在各種不同相沖突的理論，爭論集中在兩個問題上。第一，溢出主要在一個產業內出現，還是在不同產業之間出現?第二，地方競爭怎樣影響創新活動的數量，從而怎樣影響經濟增長?

長期以來，人們認為區域專業化既是市場競爭的邏輯結果，也是理想的創新環境。但20世紀90年代以后，是經濟活動的多樣化還是專業化，更有利于技術進步和區域經濟增長，存在著激烈爭論。在雅各布斯(Jacobs，1969)研究的基礎上，一些人認為，地方多樣化通過產業間“動態的知識外部性”或“產業間知識溢出”，更有利于經濟發展。同時，一些學者認為，在地方多樣性起作用的同時，地方專業化允許資源得到更好配置，促進競爭，從而更有利于創新與增長。關于競爭與壟斷對于創新與增長的作用，同樣存在著爭論。目前，根據對專業化、多樣化與競爭對創新影響關系的認識，可分為MAR溢出、雅各布斯溢出與波特(Porter)溢出。

Marshall-Arrow-Romer(MAR)溢出認為，知識來自于同一產業中的企業，所以可預期，一個產業集中度的增加會促進知識溢出。相反，雅各布斯溢出認為，最重要的知識溢出來自不同產業中的企業，因而，多樣化對增長更有利。

MAR溢出和雅各布斯溢出在地方競爭對知識在企業間傳播的效應也不同。從MAR理論的觀點看，壟斷對創新與增長有利，因為它使創新者內部化得到收益。而雅各布斯認為，高競爭環境有利于企業創新。而波特認同雅各布斯關于競爭更有利于增長的觀點，但他相信，知識溢出主要出現在屬于同一縱向一體化產業的企業中。

三種理論關注地方經濟結構(即專業化、多樣化和競爭)對區域創新與增長的影響。MAR理論偏愛低競爭與產業專業化；波特也偏愛專業化，但贊成高競爭；而雅各布斯贊同高競爭與產業多樣化。

知識外部性的存在勿庸置疑。MAR溢出、雅各布斯溢出與波特溢出這三種假說從理論上表達了各自的觀點，并且都是基于經濟觀察或邏輯推導得出的，那么哪一個更吻合經驗證據呢?

現在的文獻主要使用基于Glaeser等(1992)的區域增長模型，模型檢驗三個可能決定區域增長的因素，即專業化、多樣化與競爭。假定專業化促進同一產業中企業之間的溢出，多樣化促進不同產業中企業之間的溢出。因此，專業化與多樣化對增長的影響，分別表明了產業內與產業間溢出的重要性。第三個變量為競爭，它可能對創新活動的數量，從而對經濟增長具有正負兩種效應。

Glaeser等用就業增長衡量產業增長，結果發現，競爭與多樣化促進了產業增長與創新，而專業化阻礙增長與創新。因此，其實證分析結果不支持MAR溢出，對波特溢出是混合的，支持雅各布斯溢出。Feldman和Audretsch(1999)以美國小企業局創新數據庫的資料為主要依據，產業水平的證據表明，多樣化比專業化更有利于創新，地方競爭比壟斷更具有促進創新產出的傾向。他們的發現結果和Glaeser等的一樣，不支持MAR溢出，支持雅各布斯溢出，對波特溢出則是混合的。Vail Soest et al.(2002)對荷蘭、Combes(2000)對法國的分析，都證實了多樣化具有正向作用，而專業化具有負向作用，這一外部性在各產業中存在差異。

Henderson等(1995)研究的結論則不同，他們認為，雅各布斯外部性在吸引新產業中非常重要，而MAR外部性在傳統產業別重要。因為從產品生命周期的角度看，新產品首先出現在多樣化的大都市地區，隨著產品的成熟，生產就逐步分散到較小的專業化城市中。Gerben van der Panne和Cees van Beers(2006)利用新產品方面的數據，在區域和企業兩個層面進行了分析，結果表明，具有專業化生產結構的區域要比多樣化區域有更多的創新者。此外，專業化區域的創新者要比多樣化區域的創新者優秀。因而他們的結論是，MAR溢出有利于創新。Dekle(2002)用要素生產率衡量生產率增長，表明專業化與經濟績效正相關，而多樣化與經濟績效負相關。Mukkala(2004)通過對芬蘭制造業部門的集聚經濟分析，結果也支持區域專業化，而非區域多樣化。

Pacil和Usai(1999)在研究創新與生產活動的空間集聚過程中，估計了專業化外部性和多樣化外部性影響創新產出的程度，結果發現，這兩種外部性都是有效的，從而地方產業的創新活動同時受MAR外部性和雅各布斯外部性的影響。Pacil和Usai認為，MAR溢出和雅各布斯溢出不是對立的，因為專業化是區域內某一產業部門的特征，而多樣化是整個地區的特征。因此，地方產業中的不同專業化水平與地區的多樣化程度能夠很好地結合起來。

三種溢出在國外都得到實證經驗的支持，那么中國的情況如何呢?有學者認為，各個不同的行業對區域增長的溢出結果可能不一樣。本文以中國制造業為例，探討經濟結構、知識溢出與區域經濟增長的關系。

二、專業化、多樣化與競爭的度量

地區專業化是生產專業化的空間表現形式，與產業地理集中是相互聯系的，它是產業集中在空間上的特殊表現，是產業活動在空間上的分離過程，因此，地區專業化可以看成是某些產業在特定地區的集中程度。如果產業在某一地區的集中程度較高，就可以認為該地區的專業化特征明顯。

地區專業化具有多重均衡和不穩定的特點，其度量非常復雜。由于統計數據的約束及對專業化認識的差異，目前，還沒有一套公認一致的測算方法。

區位商或專業化率是長期以來得到廣泛應用的衡量地區專業化的重要指標，它是指某地區某工業部門在全國該工業部門的比重與該地區整個工業占全國工業比重之比，在具體分析時，可選擇使用就業、生產量、總產值、增加值、銷售額等指標。本文以就業數據為依據，以區位商來衡量地區專業化程度：

程度的多樣化產生較高的增長率。根據MAR觀點，一個部門密集的地方競爭阻礙了那個部門的經濟增長。在激烈的競爭情況下，MAR假定企業會(通過削減研發支出)限制其創新活動的數量，因為會有太多的新

知識溢出給競爭對手(即外部性太大)。相反，根據雅各布斯和波特的觀點，密集的地方競爭有利于經濟增長，因為企業“被迫”去創新，否則會死亡。

需要注意的是，多樣化與專業化并不是完全對立的，高專業化值可能與高多樣化水平一致，一個部門可能在某區域中相對占優勢，而同時，該區域具有高多樣化特征。

三、經濟結構、知識溢出與區域增長的實證分析

1　模型的設定

這里的目的是要決定既定省份特定部門的增長如何受地區專業化、多樣化和地方競爭的影響。在一個擴展的柯布一道格拉斯函數中，可以把MAR、雅各布斯和波特三種思想納入進去：

27個工業部門分別為：煤炭開采和洗選業，石油和天然氣開采業，黑色金屬礦開采業，有色金屬礦采選業，非金屬礦采選業，農副食品加工業，食品制造業，飲料制造業，煙草制品業，紡織業，紡織服裝、鞋、帽制造業，造紙及紙制品業，石油加工及煉油加工業，化學原料及化學制品制造業，醫藥制造業，化學纖維制造業，非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉及壓延加工業，有色金屬冶煉及壓延加工業，金屬制品業，通用設備制造業，專用設備制造業，交通運輸設備制造業，電氣機械及器材制造業，通信設備、計算機及其他電子設備制造業，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業，電力、熱力的生產和供應業。工業增加值、資本、勞動的所有數據都來自《中國工業經濟統計年鑒2006)。專業化指數、多樣化指數和地方競爭指數以《中國工業經濟統計年鑒2006)各省份一部門的從業人數為依據，通過計算所得。

2　估計結果

表1列出了回歸估計結果，從中可以看出，在經濟結構中，模型(1)只考慮專業化對增長的影響，專業化指數具有正的系數，并且在統計上顯著，表明專業化有利于區域經濟的增長；在模型(2)中，多樣化同樣具有正的系數，并且在統計上顯著，說明多樣化也有利于區域增長；在模型(3)中，地方競爭具有正的系數，且在統計上顯著，表明地方競爭有利于區域經濟增長。

在上面的三個模型中，分別只考慮了經濟結構中的某一種形式，那么，綜合考慮的結果又怎樣呢?在模型(4)中，專業化、多樣化與地方競爭的系數都為正，并且在統計上顯著，說明三者對于區域經濟增長都有有利的影響。不過，對系數在大小上進行比較，可以發現，多樣化對于區域增長的影響最大，其次為地方競爭，最后是專業化。因此，本文的結論表明，專業化和多樣化不是對立的，專業化是區域內某一產業部門的特征，多樣化是整個地區的特征，地方產業中的不同專業化水平與地區的多樣化程度是能夠很好結合起來的。因此，這里的結論支持雅各布斯溢出和波特溢出，而對MAR溢出則是混合的，不支持其壟斷有利于區域增長的觀點。

四、結論

從國外的實證分析看，三種溢出都能得到經驗的驗證，原因有三。第一，使用的方法不同，不同的估計方法，就是使用同樣的樣本，也可能得出不同的結論，目前還沒有公認一致的估計方法。第二，樣本的時間和變量選取不同，有的研究使用橫截面數據，有的使用面板數據。因變量的設定也存在差異，有的研究用就業增長來表示生產率增長或創新，有的用專利或新產品表示創新。第三，國家或地區的特征不同，各國的產業發展程度和產業結構不一樣，有些國家的新興產業較多，新興產業一般規模較小，適合在多樣化環境中生存，而有些國家則以成熟產業為主，成熟產業如果規模較大，就易于在空間上集中；有些國家以大企業或跨國企業為主導，而有些國家以中小企業占支配地位。

篇9

關鍵詞:紹興;集群經濟;經濟增長;就業

中圖分類號:F061.5文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2009)32-0056-08

一、引言

1962年美國著名經濟學家阿瑟?奧肯通過研究一些國家經濟增長與失業率之間的關系,得出一個結論:“經濟增長速度快,就業崗位增加,就業水平高,失業率低;反之,就業水平低,失業率高”,即“奧肯定律”。這個定律經常在中國經濟學文獻中被涉及或引用。國內在這方面有代表性的文獻是:1.鄒薇(2003)建立了GDP與城鎮登記失業率模型,該模型表明,中國總量經濟增長與城鎮登記失業率之間的關系明顯偏離奧肯定律[1]。2.常進雄(2005)從要素供給、經濟體制變革以及經濟增長等三個方面詳細考察它們對就業彈性變化的影響[2]。他的分析結果表明,要素稟賦因素并不是影響就業彈性變化的重要因素,而經濟體制的變革以及收人、經濟增長導致的市場需求結構的變化才是影響就業彈性變化的重要因素。3.蔡防(2004)利用第5次人口普查和5個城市的調查數據,展示了近年來在下崗和失業現象日益嚴峻化的同時,勞動參與率的下降趨勢,并揭示了城鎮失業率與勞動參與率之間的關系,表明勞動參與率的下降是失業的結果[3]。4.趙秋成(2004)從產業和行業層面解析中國的經濟增長與就業之間的關系[4]。他認為,20世紀90年代以來,我國各產業和行業在推動經濟增長和促進就業中發揮了不同作用。從產業層面分析,第一產業基本呈經濟偏向型,第二產業呈顯著經濟偏向型,而第三產業則呈就業偏向型;農業技術進步加快了農業生產率的提高,農村第三產業在就業彈性下降的同時吸納就業能力卻在增強。從行業層面看,農林牧漁服務業從業人數增勢明顯,農業從業人數迅速減少;工業內部各行業基本呈經濟偏向型,建筑業則呈就業偏向型;第三產業各行業,除批發零售、貿易、餐飲業、教育文化藝術和廣播電影電視業以及其他行業外,其余行業均呈經濟偏向型。盡管這些研究結論在數量上有些差異,但都得出中國經濟增長沒有帶來相應就業增長的結論。5.程永宏(2005)梳理了新古典經濟增長理論、凱恩斯主義經濟增長理論和新經濟增長理論中經濟增長與就業之間的關系[5],得出了以下結論:長期的經濟增長與就業增長并不存在必然的一致性;經濟增長與就業增長的一致性沒有可靠的理論基礎;經濟增長并不必然帶來就業增長,相反,在一定條件下,經濟增長可能成為抑制就業的因素。上述結論對于紹興是否適用?紹興經濟增長與就業之間存在什么關系?本文嘗試以紹興為個案得出集群經濟發達地區經濟發展與就業的關系變動趨勢,進而對擴大就業提供思路。

二、紹興經濟增長與就業變化趨勢實證分析

(一)紹興三次產業占國內生產總值比重比較分析

分析:改革開放以來,尤其是城市化加快推進的“八五”以來,我國三次產業結構加速調整轉變,呈現出與世界工業化進程中產業結構變動規律相一致的趨勢。三次產業占GDP的比重,從全國情況看,表現為第一產業雖有波動,但總趨勢緩慢下降;第二產業呈上升,后緩慢下降,再上升的發展趨勢;第三產業則是長期緩慢爬升。浙江省的總體趨勢與全國情況基本一致,只是第一產業下降趨勢更為明顯,第二產業波動更加趨緩,第三產業長期緩慢上升。紹興市總體趨勢與全省情況基本相仿,只是第二產業高位緩慢上升趨勢更加明顯,第三產業上升趨勢更加緩慢,尤其進入新世紀以來,第三產業占比變動幾乎處于停滯狀態。

(二)紹興三次產業占國內生產總值貢獻率比較分析

分析:20世紀90年代以來,三次產業對國內生產總值增長的貢獻率變化較大。從全國看,總的趨勢是第一產業貢獻率雖有波動但趨勢基本穩定,第二產業有一定程度下降,第三產業有較明顯的上升。從全國看,這一表現與經濟發展的一般規律是吻合的。但是,浙江省和紹興市的變化與全國總體變化趨勢有不同:第一產業有波動但總體下降,第二產業總體下降,但波動明顯,第三產業總體上升但近年又有所下降。說明浙江省、紹興市三次產業對經濟增長的貢獻率不夠穩定,特別是近幾年來,第三產業對經濟增長的貢獻率有所下降。

(三)三次產業就業比重變動比較分析

分析:上世紀90年代以來,三次產業就業比重的總趨勢是第一產業明顯,下降,第二三產業明顯上升,尤其是浙江省和紹興市的上升更加明顯。從全國看,加快城市化進程,實現勞動力由第一產業向第二三產業轉移,任務仍然十分艱巨,雖然浙江省和紹興市的情況好于全國,但是,服務業的就業比重還是明顯低于第二產業,這是浙江省和紹興市,尤其紹興市與全國的一個顯著不同。

(四)三次產業勞動生產率比較分析

分析:20世紀90年代以來,三次產業的老均增加值都保持了一定的增長,從全國看,第二產業增長最快,第一產業次之,第三產業最慢。從浙江省來看,第三產業最快,從1994―2006年,年均遞增12.06%,第二產業次之,年均遞增11.88%;第一產業最慢,僅11.02%。從紹興看,第三產業最快,從1994年到2006年,年均增長14.46%,第二產業次之,年均遞增12.7%,第一產業最慢僅12.7%。也就是說,從全國看,第三產業與第二產業勞動生產率差距不斷拉大;而從浙江省和紹興市看,第三產業的比較勞動生產率明顯高于第二產業。從全國看,第二產業勞均增加值最高,第三產業次之,第一產業最低;而從浙江省和紹興市看,第三產業的老均增加值高于第二產業,并明顯高于第一產業,這與世界經濟發展的一般規律相吻合,也表明浙江省和紹興市宏觀經濟的增長優勢所在。

(五)紹興三次產業就業彈性比較分析

就業彈性是指就業的增長率與經濟增長率之間的比率,其經濟含義就是經濟每增長百分之一,就業能增長百分之幾。就業彈性為正值時,彈性高,經濟增長對就業的拉動效應大;彈性低,經濟增長對就業的拉動效應小。在就業彈性為負值時,經濟增長對就業的作用可以分為兩種:一種為“擠出”效應,這種效應來自于經濟為正增長但就業減少的情況,此時就業彈性絕對值越大,對就業“擠出”效應就越大,就業彈性絕對值越小,對就業“擠出”效應就越小;另一種為“吸入人”效應,這種效應來自于經濟為負增長但就業增加的情況,此時就業彈性絕對值越大,對就業的“吸入”效應就越大,就業彈性絕對值越小,對就業“吸入”效應就越小。“吸入”效應有悖于經濟發展的一般規律,比如典型的農村經濟對勞動力的“蓄水池”作用。

分析:紹興三次產業吸納就業的能力不同。第一產業平均就業彈性為-0.77,第二產業為0.21,第三產業為0.26。第一產業平均就業彈性為負數,說明隨著經濟增長,第一出產業就業人員不斷流出,而且流出幅度較大,第二產業經濟增長對就業拉大作用較大,第三產業增長對就業的拉大作用最大。

(六)紹興勞動力資源配置分析

分析:1.紹興2007年按行業勞動力配置,吸納勞動力數量排在前五位的為制造業110.44萬,農業57.7萬,建筑業49.22萬,批發零售34.83萬,住宿餐飲13.05萬。可見紹興第三產業吸納勞動力數量較低,尤其現代服務業。2.紹興2007年按注冊登記分類不同經濟組織吸納勞動力排在前五位的為:私營企業129.78萬,個體戶68.98萬,有限責任公司39.82萬,股份有限公司18.89萬,國有單位13.59萬,集體企業12.16萬,民營經濟體吸納就業占總就業的76%。

三、重要結論

通過第二部分中六個方面的分析,得出以下結論:

1.1994―2006年紹興GDP增長率、就業增長率和就業彈性變化趨勢基本上一致。三者之中就業增長率波動的幅度較小,GDP增長率和就業彈性波動的幅度較大。紹興經濟增長對就業的拉動作用逐步加大。紹興經濟增長與就業增長不存在“非一致性”現象。

2.紹興經濟增長與就業之間存在長期穩定關系,紹興經濟第二三產業每增長1%,就業增長0.28%%。表明紹興二三產業經濟增長和就業之間存在雙向因果關系,經濟增長帶來了就業的增長,就業的增加促進了經濟增長,紹興經濟增長與就業增長之間存在著良性循環。

3.紹興三次產業吸納就業的能力不同。1994-2006年,第一產業的平均就業彈性為-0.77,第二產業為0.21,第三產業為0.26,第一產業勞動力隨著經濟增長逐步轉移到第二產業和第三產業,第三產業就業增長潛力最大。

4.紹興經濟增長與就業關系變動的特點與紹興集群經濟發達的特點密切相關。紹興集群經濟量大面廣,2008年底,全市年產值上億元的集群41個,有大小10萬多家企業,以勞動密集型產業為主,資本有機構成比較低,2008年經濟普查顯示紹興規模以上企業資本有機構成34.28:1,規模以下企業資本有機構成為15:1,產業集群加專業市場的經濟發展模式使得紹興經濟增長與就業變動呈現出一致性的特點,也使紹興民營經濟組織成為吸納就業的主要部門,制造業和批發零售成為就業量容量最大的領域。

5.產業轉型升級使擴大就業面臨新的需要探討的問題。

四、金融危機、集群經濟轉型升級與紹興就業矛盾

(一)紹興集群產業轉型升級概述

2008年紹興人均GDP達到7 330美元,經濟正在從5 000―10 000美元發展轉型中,即從中等發達的經濟體向發達經濟體轉變的關鍵時期,具有經濟轉型升級的內在要求。國際、國內發展環境發生的一系列轉折性的重大變化,使得初級集群經濟發達地區遇到了新的挑戰,紹興是浙江紡織業重鎮,經濟結構的內在素質性問題凸顯:產品結構不夠合理,高檔產品比重較低;企業的R&D投入不足,只有16%的企業研發投入占銷售收入的比重達到3%以上;競爭手段單一,以低價競爭為主;嵌入國際市場的層次不高,經營戶境外投資占資產總數的5.2%,企業在境外市場的投資占企業全部資產總量的比重為24%,境外投資企業占企業總數13.5%;品牌優勢不足,化纖行業總量很大,但是差別化率很低;印染行業在生產總量上占全省、全國的比重較高,但產品附加值較低;服飾行業大多以中低檔產品為主。市場和企業的營銷力度都不大,大型龍頭企業不多,無形市場、電子網絡市場利用的還不夠等。內外因素使得紹興經濟轉型升級具有緊迫性和必然性。轉型升級的共認方向有兩個:提升制造業和優先發展服務業。

(二)紹興集群經濟轉型升級與就業矛盾

1.經濟增速放緩與勞動力增長的矛盾

前面分析已知,1994―2006年,紹興經濟增長與就業之間存在長期穩定的關系,經濟每增長1%,就業增長0.22%%,反過來講,經濟增長降低1%,就業將減少0.22%。金融危機以來,經濟增長速度明顯放緩,2008年第四季度經濟增長9.5%,2009年上半年經濟增長9%,而改革開放30年紹興經濟年均增長12%,2008年紹興個體工商戶增長9.23%;私營企業增長4.93%。(2008年以前每年增長兩位數),2008年第三季度注銷個體工商戶5 936家,第四季度注銷2 679家,2009年第一季度注銷258家,2008年第三季度注銷私營企業408家,第四季度注銷341家,2009年第一季度注銷252家,第二季度243家。以新昌縣為例,2009年第二季度進入人才市場招聘企業1 169家,比去年同期減少44%,2009年進場招聘企業最多的一次由企業174家,比去年同期最多的一次減少106家,提供的就業崗位為15 369個次,比去年同期減少6 251個次,下降了28.9%。一方面是經濟增長速度下降和民營經濟體數量減少,紹興經濟對外依存度較高,2008年進出口值占生產總值的73%,如果經濟復蘇放緩,經濟增長速度下滑將會持續較長時間,另一方面紹興新增勞動力不斷增加,主要是城鎮勞動力增長較快,從1994―2007年,年均增長6.09%。

2.規模以上企業加速轉型升級與“就業破壞”的矛盾

至2008年底,紹興有規模以上企業5 332家,金融危機一方面暴露了企業長期積累的素質性問題,另一方面經濟不景氣使得企業有精力解決長期累積的問題,因此,轉型升級成為紹興產業集群當前及今后較長時期內發展的主題。轉型升級是就業“創造與破壞”同時并存的過程,它包括產業結構優化升級過程中新產業的產生和產業結構調整過程中舊產業的衰退,產業結構變動對就業具有雙重效應。一方面,產業結構的優化升級會帶來經濟增長速度的加快和新興行業的發展,從而導致對就業派生需求的上升,從而產生就業創造效應;另一方面,產業結構調整中伴隨的各產業劇烈變動和一些企業的衰退會增長失業,產生就業破壞效應。

3.就業崗位不足與企業技能型勞動力短缺并存的矛盾

紹興科技人才總量少,并且各類人才構成和分布與紹興經濟結構不相適應。到2006年,全市各類人才總量占總人口的6.5%,不僅未達到發展中國家工業化中后期的一般水平(10%),而且結構低級化較顯著,高級技工占技能人才總量的比重不到5%,高學歷人才占人才總量的0.2%。人才結構與產業結構匹配性不強,高層人才主要分布在教育、文化、衛生領域,而支柱產業、主導產業、新型產業的高層次人才很少。由于企業人才短缺,盡管至2006年,全市主要行業70%以上設備處于國內先進水平,但一流設備只能制造出三流產品。據調查,40.7%的企業認為缺乏人才是制約創新的首要因素。由于企業所需要的高層次人才和技能型人才數量不足,自有知識產權的科技資源層次低。比如,到2006年底,全市專利總量共6 285項,居全省第三位,但絕大多數屬于新型適用外觀設計,技術含量高的、具有核心競爭力、持續增長力的技術專利極少,導致2006年全市高技術制造業增加值只有25億元,占工業總產值的比重不足5%。轉型升級需要大量高技能人才,但本地提供的企業所需要的技能型人才偏低,2005年市委組織部與浙江大學管理學院《紹興產業結構調整與人才資源戰略》課題研究顯示:紹興年在校大學生是金華的1/2,不到無錫的1/2,不是常州的1/3,寧波的1/4,蘇州的1/6,溫州的1/2,而且與周邊地區高校在調整發展別注重適應產業變遷的新局面,專業設置等特別注重積極的加強與當地產業群的融合,而紹興至今未建立起服務于當地優勢產業的高等教育體系。

五、紹興集群經濟演進及就業結構變動趨勢對擴大就業的啟示

通過前面的分析已知,一方面,隨著產業結構的優化升級,第三產業發展較快,為勞動力提供了廣闊的就業機會,而且紹興第三產業就業彈性較高,達到0.26;另一方面,因為紹興集群經濟累積的素質性問題,不得不加速轉型升級,而轉型升級的路徑是向微笑曲線的上下兩端延伸發展,提高上游和下游的競爭力和利潤率。這說明,大力發展第三產業對紹興來既是產業發展的必然要求,也是擴大就業空間的科學路徑。

(一)發展服務業:保增長、調結構與增加就業的有效結合

服務業是國際通行的產業分類概念,指為滿足生產者、消費者的服務需求,提供不同形式服務勞動和服務產品的產業,也即通常所指的第三產業.服務業按服務對象、功能的不同,通常分為生活業、公共業和生產業.所謂生活業,是指滿足人們生活需求的服務業,如餐飲業、娛樂業、旅游業等;所謂公共業,是指政府提供的公共服務業,如圖書出版業、博物館業等;所謂生產業,是指專門為生產經營活動提供服務的服務業,主要包括現代金融業、物流業、科技服務業、信息服務業和商務服務業.針對我國二元經濟結構特征,從專業化水平、市場化程度出發,可創造性地將服務業區分為傳統服務業和現代服務業.傳統服務業是指運用傳統的生產方式經營,并且在工業化以前就已存在的服務業,主要包括批發和零售、住宿和餐飲、交通運輸和郵政等;現代服務業是個動態概念,指其需求主要受工業化進程、社會生產分工的深入影響而加速發展的服務業和運用現代科學技術、新型服務方式及新型經營形態對傳統服務業進行改造的服務業,包括通信服務業、網絡服務業、計算機服務和軟件業、現代物流業、金融保險業、文化傳媒業、技術服務業、中介服務業、會展業等。

1.發展生產業

生產業是專門為生產經營活動提供服務的服務業。發展生產業,是提升產業結構、建設現代產業體系的必由之路.紹興盡管已處于工業化中后期,但總體上工業化層次不高. 要堅持“工業強市、三產富市”,就必須大力發展生產業,為提升產品競爭力和附加值提供有力支撐。一要著力扶持推進工業企業分離發展服務業。工業企業分離發展服務業,這既是應對當前國內外經濟形勢的現實之需,也是調整產業結構、轉變經濟發展方式的長遠之計。為此,要圍繞“在工業結構調整和轉型升級中發展生產業”這一主線,進一步明確工業企業分離發展服務業的基本思路,認真把握“依法推進、創新推動,企業主導、政府引導,分類指導、分步實施,以點帶面、點面結合”的基本原則,積極引導工業企業通過分離發展科技服務企業、現代物流服務企業、國際貿易服務企業、專業化的配套服務企業和文化創意服務企業等多種途徑,積極向品牌營銷、自主研發兩頭延伸發展,拉長產業鏈,實現“兩頭做強、中間支撐”的目標,從根本上改變“大而全、小而全”、“大而不強、小而弱”的狀況,提高企業的生產效率和核心競爭力,實現工業經濟與服務業經濟良性互動、融合發展。因此,工業企業分離發展服務業,必須明確工作目標,健全工作機制,加強扶持政策的執行力度,分行業、分門類別抓好典型示范引導工作,特別是要以大中型企業集團、對外有業務關系的企業和有發展潛力的三產項目為重點實施分離,成熟一個、發展一個,壯大一個。二要著力扶持培育物流業發展.紹興工業企業眾多、專業市場發達、物流需求量大,發展物流業的基礎和條件可謂得天獨厚,但時至今日,還沒有發展起與經濟發展相適應的物流業。因此,依托產業和市場優勢,以配送型物流和市場流通型物流為重點,以網絡信息平臺為支撐,以提高服務水平和降低物流成本為核心,積極扶持物流企業做大、做強、做優已成當務之要。為此,一方面要積極培育本地物流企業,推動資產重組,支持和打造具有較大規模的綜合性現代物流企業,快速占領本地市場;另一方面要有序引進國際或國內先進的現代物流公司投資,發展壯大第三方物流.三要著力扶持培育中介商務服務業發展.目前,紹興市的中介商務服務業水平總體不高,規模偏小、專業化程度偏低、競爭力偏弱. 但應該說,紹興的中介商務服務業市場前景看好,35家上市公司、數百家后備上市企業,這一令人注目的“紹興板塊”為發展中介商務服務業提供了廣闊的發展平臺。因此,積極引導法律事務、會計服務、管理咨詢、建筑監理以及技術服務等商務服務業,以提高自身市場競爭力為核心,切實加強資源整合,努力實行品牌化、規模化經營;大力引導中介商務服務業企業以不斷拓展發展空間為目標,實施“走出去、請進來”戰略,將法律、會計服務等具有相對比較優勢的中介商務服務業推向全國,同時,積極吸引一些國內外知名的中介商務服務業機構前來設立分部。

2.促進傳統服務業轉型升級

紹興市傳統服務業占比較大,而且從發展趨勢看,在今后較長一段時間內,以建筑工程承包、餐飲、零售等為代表的勞動密集型服務業仍將是服務業的主體。因此,應高度重視從傳統服務業與現代服務業二者的特征差異和內部結構變動規律來協調服務業的整體發展,努力運用連鎖化、信息化、國際化等手段來提高這些行業的知識含量和技術含量,增加附加值,提高服務水平,實現從傳統到現代的升級轉型。一是積極推行經營連鎖化,充分運用直營連鎖、連鎖加盟、自愿連鎖等經營方式在超市、百貨、家電、餐飲、醫藥等行業開展連鎖經營,降低經營成本、優化資源配置.積極引導“咸亨”、“女兒紅”、“沈永和、“會稽山”、“震元堂”、“越王珠寶”等具有紹興特色的產品或服務品牌在全國及境外設立連鎖經營機構,引導大型超市在農村設立連鎖門點,實施商品配送,提升傳統商貿服務檔次;二是積極推進商務信息化.要積極依托電子信息和其他新興高新技術,“紹興電子信息島”,積極打造“數字紹興”,集聚有效信息,重點推廣和加快發展紹興紡織技術中介網站等網上技術市場和紡織業網絡化制造應用公共服務平臺(ASP)建設. 積極鼓勵中小企業發展電子商務,降低營銷成本,有效開拓市場,實現“有型市場與無型市場”的有機結合。三是積極引導合作國際化。積極開展行業協會以及服務業企業之間的廣泛的、多種形式的合作,支持市內有實力的服務企業“走出去”,學習引進國外先進的服務理念、管理和技術,促進服務業的國際化。利用生產型外貿企業的良好基礎,將其勞務輸出、接單中心等三產性質部分從整體中分離獨立出來,轉向以服務貿易為中心,積極拓展服務外包、勞務合作、國際物流、國際旅游等領域,開拓國際貿易市場。

(二)青年勞動者:就業和創業扶助的瞄準點

在紹興整體就業壓力加大的同時,青年就業難問題更加凸顯。除了農民工就業面臨困難之外,大學畢業生等新進入勞動者群體也面臨前所未有的困難。在正常的經濟增長情況下,青年就業遇到的難度就比其他群體要大,失業率也更高。例如,2005年,全國按照城鎮調查失業率口徑計算,16―24 歲年齡組失業率與平均水平相比高83.7%(蔡,2009)[6]。在經濟增長減速,就業機會減少的情況下,即使一些企業努力不解雇現有員工,也會大幅度減少對新人的雇用。目前在每年需要解決的就業人群中,各類畢業生大約占一半,2008年紹興城鎮新增就業人群中各類畢業生占73%(紹興市統計局提供),他們在經濟危機中面臨著最嚴峻的就業困難,各種扶助就業和創業的措施應該更加瞄準青年人。創造良好的政策環境,使創業與產業結構升級、轉移和承接相互促進。把就業指導、信息服務和就業扶持等政策擴大到城鄉所有需要就業的對象,消除對農村勞動力的政策歧視。這包括將農村勞動者納入小額擔保貸款、就業援助、職業培訓和技能鑒定等就業扶助政策范圍;探討適當的方式,將稅收減免、信貸、擔保和崗位補貼等政策覆蓋到進城求職農村勞動者。加大培訓力度,提高就業和創業能力。培訓是教育的補充,在經濟危機中加強培訓,不僅有助于改善求職者的就業能力,也有利于提高企業的競爭力,從而整體經濟的更快恢復。此外,提供對路的職業培訓,不僅可以幫助農民工盡快回到勞動力市場,在達到這個目的之前,還可以延緩青年勞動者進入勞動力市場的時間。

(三)保持靈活的就業渠道:彌補經濟增速下滑的失業損失

《勞動合同法》的嚴肅性決定了不應該因為經濟形勢變化而在其執行力度上有所減弱,更不應暫緩執行。因為經濟波動周期是永遠都有的,因為經濟周期波動就對一部法的執行力度有所差別,顯然是非常不嚴肅的態度。另一方面,企業遇到困難,職工自然會受到影響,依法守法,保持良好的勞動關系對保持社會穩定尤為重要。在規范的同時,制定更多的提高勞動力市場靈活性的措施,應該說是解決當前勞動關系的正確思路。在困難的時候,靈活的就業渠道對保持就業穩定是至關重要的。勞動合同法的目標不是傷害勞動力市場靈活性,而是規范后者,因此,我們要在執法中格外重視發揮勞動力市場的靈活性,進一步規范勞務派遣用工制度等。觀察過去不同時期的GDP 增長速度和就業的關系我們發現,凡是GDP增長率下降的時候,非正規就業,也就是說靈活就業就加速增長,而正規就業有所減少(蔡,2009)[6]。通過靈活的就業渠道,可以補回經濟增長下滑帶來得的失業損失。因此,在困難的時候,靈活的就業渠道對保持就業穩定是至關重要的

(四)發揮政府職能,降低自然失業率

在紹興的失業現象構成中,最重要的組成部分是結構性和摩擦性因素。根據我們的估算,2008年,在市區登記失業率的3.46%中的總體調查業率中,周期失業率大約只占1個百分點,其余超過2個百分點是自然失業率。雖然在經濟危機時,周期性失業即由于GDP增長率下降導致的失業成為主要的因素,自然失業率仍然保持較大的比重。充分利用縮小自然失業率的辦法彌補可能產生的就業損失,是一個有效的政策選擇。由于自然失業率可以通過改善勞動力市場功能得到降低,因此,加服務和培訓,完善勞動力市場功能,可以用自然失業率的降低來抵償經濟增長速度減緩可能導致的周期性失業率上升。對于此次就業沖擊中的主體青年就業群體來說,這點特別重要,由于他們在勞動力市場常態下,通常就是自然失業率的主要承受者,因此,以幫助這個群體就業政策重點,政府在降低自然失業率方面的努力,可以取得事半功倍的效果。加強政府勞動力市場服務職能,即通過提供就業和再就業的中介。

參考文獻:

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篇10

關鍵詞：本地市場效應；中間需求；最終需求；區域經濟增長

一、 引言及文獻綜述

自改革開放以來，珠三角、長三角地區經濟發展顯著，相繼成為部分制造業集聚地，我國地區產業布局發生重大改變，市場成為調節資源配置，引導生產要素流動的主要因素。制造業產出品參與市場流通的方式有三種：以要素的方式參與其他產業的再次生產；以最終消費品的方式被居民和政府消費掉；滿足國外需求，參與世界經濟。在這樣的背景下，我國的地區間貿易和對外貿易都取得了長足增長，作為一種研究需求影響企業區位選擇和產業分布的新理論，本地市場效應理論自然得到了我國學者的高度重視。本地市場效應是指，在一個存在報酬遞增和貿易成本的世界中，擁有相對較大國內市場需求的國家將成為凈出口國，此即“本地市場效應”（Home Market Effects）。該理論認為，隨著經濟的發展，消費者需求趨于多樣化，滿足差異化產品的廠商具有壟斷力量，產品的生產成本由固定成本和邊際成本組成，固定成本的存在使得廠商可以通過擴大生產規模降低單位產品的生產成本從而獲得規模報酬遞增；同時，固定成本的投資具有高價值性，使得廠商只能選擇為數極少的生產區位；運輸成本的存在，使得廠商通常選擇接近較大市場需求的地址進行生產，要素的流動性使廠商的區位優勢不斷壯大，不但供給本地較大需求的市場，還將供給其他較小地區的需求，從而使得本地區的產出對本地區的需求反應大于1。本地市場效應將被主流經濟學家忽略的市場規模、產業分布和產出聯系在一起，使得生產函數的確定更符合實際。該理論反映了產出對需求規模的反應程度，開創了需求影響企業區位選擇和產業分布理論的新領域，對實踐具有重要指導意義。

本地市場效應理論的實質在于，需求是可以帶動產出增長的，當存在本地市場效應時，需求增加1單位，帶來該地區產出的增長大于1單位。Davis和Weinstein（2003）提出了異質性需求（Idiosyncratic Demand）的概念，即超出平均部分的本地區需求，認為在規模報酬遞增的生產階段，異質性需求引起產出增長，并吸引廠商布局在規模較大的市場區。國內對本地市場效應的研究主要是基于國內地區產業貿易和需求的關系證實我國制造產業或全行業本地市場效應的存在性：如張帆和潘佐紅（2006）應用1997年中國各省份的投入產出表數據，發現本地市場效應在決定省際產業生產和貿易方式上具有決定作用，并發現19個制造業產業中，至少有7個產業存在本地市場效應；邱斌和尹威（2010）利用2001年～2008年中國制造業28個細分行業面板數據考察本地市場效應的存在性、特點及其作用途徑，發現制造業整體存在本地市場效應，細分貿易產業后，本地市場效應在一般貿易中顯著，在加工貿易中不顯著；顏銀根（2010）利用2002年中國各省份的投入產出表數據對本地市場效應在全行業進行檢驗，發現42個產業中至少有11個產業存在本地市場效應。其他學者從本地市場效應對制造業出口及我國地區產業分布的影響關系入手進行研究：許統生和涂遠芬（2010）基于變截距面板數據模型，林發勤和唐宜紅（2010）運用投入產出法均證實了本地市場效應可以較好地解釋我國制成品出口的現象，本地市場效應將發展成為我國另一大國際貿易優勢；范劍勇（2010）將本地市場效應與區域經濟協調發展及收入分配差距相統一，將本地市場效應的理論內涵和影響機理做了進一步探究。

可見，我國對此的研究大多集中在對全行業或部分行業是否存在本地市場效應以及與國際貿易和出口相關的本地市場效應研究上，對影響產業分布的需求分析不夠深入。一方面，經濟迅速發展，人民消費水平日益提高，不論是產業間的中間需求還是以居民和政府為主體的最終需求都應受到越來越多的重視，另一方面，我國對外貿易迅速增長，出口對我國經濟增長的影響不可忽視，那么，到底是中間需求、最終需求還是國外需求最終形成了我國制造業的本地市場效應，對我國行業分布產生影響呢？基于此，本文立足于經典的本地市場效應模型，將總需求分解為中間需求、最終需求和國外需求，找出影響我國產業分布及企業選址的需求根源，并給出政策建議。

二、 計量模型與數據來源

1. 計量模型。借鑒Davis and Weinstein（2003）的做法，建立異質性需求對產出增長影響的模型：

yrk=0+1sharerk+2idiodemrki+rk i=1，2，3，4（1）

sharerk=yr idiodemrk=-yr

加入控制變量后的計量回歸式如下：

yrk=0+1sharerk+2idiodemrki+3lnK+4lnL+rki i=1，2，3，4（2）

k代表產業，r代表該地區，R代表除r地區以外的所有其他地區。yrk和yRk分別表示r地區和除r地區以外的所有其他地區k產業的產出，rk表示隨機擾動項。Sharerk表示在地區間消費偏好相同的情況下，r地區按照其他地區的平均生產比例生產第k類產業，并滿足自身的需要，K，L代表資本和就業人數。Ididoemrki，i=1，2，3，4分別表示r地區k行業所面臨的超出平均部分的總需求、中間需求、最終需求和出口。

2. 數據來源。我國2007年區域間投入產出表將我國分為東北地區、京津地區、北部沿海地區、東部沿海地區、南部沿海地區、中部地區、西北地區和西南地區。

（1）產出數據和需求數據。分別用工業統計年鑒制造業各行業的工業總產值數據和2007年區域間投入產出表中本地區的流出數據表示，本地區使用和向其他地區流出的需求數據都要經過距離的折算后再進行加總：區域間投入產出表中的中間投入部分的貿易流量作為中間需求的數據，最終使用部分中的居民消費、政府消費及固定資本形成的數據之和作為最終需求的數據，出口作為國外需求的數據。

（2）距離的折算方法。地區內部的距離根據國際上通行的Drr=，area表示區域面積由2007年中國統計年鑒中的各省（市）的土地調查面積進行合并得來，區域之間的距離Drs由各地區中心城市之間的距離代替，由google earth軟件測量得到；區域的出口距離根據各區域中心城市分別到世界三大經濟體的中心城市的距離，并以其經濟規模占全球經濟的比例作為權重進行加總得到，距離的單位均為公里。

（3）行業的取舍。基于2007年區域間投入產出表17部類產業的劃分，制造業各行業的就業數據來自人口與就業統計數據庫，用2007年各地區分行業城鎮單位就業人員年底數表示，制造業資本存量數據由工業統計數據庫的制造業固定資產凈值年均余額表示。

三、 實證檢驗

各變量的統計特征匯總如下：

制造業總需求的變異系數絕對值明顯大于中間需求和最終需求的變異系數絕對值，說明我們將制造業總需求進行分解的做法在統計上是可取的，同時，制造業出口數據的變異系數最大，說明制造業出口情況復雜，數據波動大，其回歸具有較強的不穩定性。

采用Eviews7.2軟件對制造業分別進行式（1）和式（2）的回歸，計量結果匯總如下：

由回歸結果可知，我國制造業的總需求和出口不存在本地市場效應，我國制造業出口情況復雜，其內部細分行業是否存在本地市場效應還應做進一步考察。邱斌和尹威（2010）認為我國一部分制造業參與“全球生產網絡”以加工制造為主，本地市場效應很難對其產生直接影響。同一般地將制造業內部的細分行業作為研究對象，將國內市場作為本地區需求，將向其他國家的出口作為其他地區的需求的做法相比，本文以制造業整體作為研究對象，在數據處理上，將本地區的出口作為其他地區的需求，考察基于區域的制造業出口本地市場效應。資本數據的系數不顯著，是由于我們采用固定資本凈值直接代替固定資本存量數據造成的。

我國制造業的中間需求和最終需求都存在本地市場效應，加入控制變量后，本地市場效應依然顯著，同時，制造業中間需求的本地市場效應大于最終需求的本地市場效應，加入控制變量后，這種比較更加明顯。由計量結果可知，不論居民和政府的消費行為還是產業的中間投入貿易都能帶來本地市場效應的出現，本地需求的增加都能帶來產出更大規模的增加。

由于本文的分析建立在區域產業層面的數據基礎之上，因此，我國區域制造業的總需求和出口是不存在本地市場效應的，區域制造業的要素市場和產品市場存在顯著的本地市場效應。可見，區域出口不能成為帶動區域經濟增長的有效方式，要素市場和產品市場的快速發展成為推動區域經濟增長的有力手段。結合我國制造業的布局，可以得出我國區域制造業的布局完全由我國的要素市場和產品市場的力量決定，從計量結果來看，各區域均已形成制造業集聚中心，存在由國內需求（包括要素市場和產品市場）拉動的本地市場效應。要素市場和產品市場的發展對促進我國區域經濟增長具有重大作用，需求增加1單位，帶來產出超出1單位的增長。

四、 結論和政策建議

本文基于2007年區域間投入產出表，分別從總需求、中間需求、最終需求和出口角度驗證了我國制造業本地市場效應的存在性，并得到了如下結論：在區域產業層次上，我國制造業的總需求和出口不存在本地市場效應，國內的要素市場和產品市場存在本地市場效應，且要素市場的本地市場效應要大于產品市場的，在加入控制變量后，本地市場效應依然顯著，且要素市場和產品市場的本地市場效應的比較更加明顯。

針對區域產業層面的本地市場效應分析，針對促進我國區域經濟增長方面可提出以下建議：

（1）擴大內需。擴大內需對于促進我國區域經濟增長具有重要的作用，我國應注重擴大內需的政策運用和調控。在我國，不論是以居民和政府為主體的最終需求還是產業貿易的中間投入需求，都存在顯著的本地市場效應，需求規模增加一單位，帶來產出大于1單位的增長，國內需求對我國產業分布和產出具有重要的影響。

（2）調整出口貿易結構，使出口成為促進我國區域經濟增長的重要途徑。我國區域制造業出口不存在本地市場效應，應盡快轉變我國制造業出口方式，使加工貿易制造業在我國出口份額中逐漸減少，使我國制造業的產品銷售由國內市場逐漸走向出口，而不是忽視國內需求，單純地滿足國外需求。

（3）兼顧要素市場和產品市場對區域經濟增長的影響。我國制造業的要素市場和產品市場均存在顯著地本地市場效應，且要素市場的本地市場效應要大于產品市場的。因此，在發展我國制造業的同時，要兼顧要素市場和產品市場的發展對我國區域經濟增長的影響，適時調整要素生產和產品生產的比例，促進我國區域經濟又好又快發展。

參考文獻：

1. 范劍勇，謝強強.地區間產業分布的本地市場效應及其對區域協調發展的啟示.經濟研究，2010，（4）：107-133.

2.錢學鋒，梁琦.本地市場效應：理論和經驗研究的新近進展.經濟學季刊，2007，（5）：969-990.

3.顏銀根.中國全行業本地市場效應實證研究——從新經濟地理角度詮釋擴大內需.上海財經大學學報，2010，12（3）：58-64.

4.張帆，潘佐紅.本地市場效應及其對中國省際間生產和貿易的影響.經濟學季刊，2006，（5）：307-328.

基金項目：國家自然科學基金“穩健季節調整的信號提取理論與應用研究”（項目號：71101075）。