经济增长的特征

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经济增长的特征范文第1篇

关键词：经济增长；经济波动；潜在增长率；可持续性

中图分类号：F124.7　文献标识码：A　文章编号：1003―5656(2007)04―0031―07

目前国内理论界和实务界普遍认为，只有维持相对高的经济增长率，才有可能创造足够多的就业机会，才能满足社会就业的需要。近两年，GDP每增长一个百分点可以新增大约110万个就业岗位。50多年来，中国经济一直保持着快速持续的增长率。改革开放前(1953-1978)的平均增长率为6.1％，而改革开放后(1978-2003)，中国经济则呈现高速增长的态势，平均经济增长率高达9.4％。是什么支撑了中国经济的长期高速发展?这种高增长率的潜力有多大?是否具有可持续性?应采取何种政策有利于经济的长期增长?这些问题都是中国经济发展迫切需要解答的问题。目前关于中国经济增长的研究很多，但是这些研究总体上不超出中国经济增长的表现特征、可持续性和潜在路径三方面的范畴，本文将分别从这三方面进行分析。

一、中国经济增长的表现特征

经济特征既是经济研究的出发点又是其归宿，经济研究要从经济现象提炼经济特征，从中找寻规律，提出和验证假设，进行逻辑分析或者数理建模，最后通过研究提出对这种特征进行改进的对策建议。图1反映的是中国实际GDP增长率序列(1978-2004)，大量文献针对这个时间序列的形成原因和表现特征进行过多角度的详细分析，这些分析主要集中在中国经济周期及其特征、中国经济增长的动力机制方面。

(一)中国经济周期及其特征

在中国经济的周期划分方面，刘树成利用1953-1995年数据，按照“谷―谷”法，认为中国经济增长在此期间经历了九个周期，并对改革前后进行对比，认为改革前波动状态的特点：振幅大、峰位高、谷位深、平均位势低、扩张长度短；而改革后波动状态由“大起大落”型向“高位一平缓”型转变。袁志刚、何樟勇在刘树成的研究基础上指出，从1952年以来，中国经济增长经历了十个周期，其中五个是在改革开放以后发生的。

从经济周期的表现特征方面，刘树成认为，从建国以来到1992年，我国经济波动表现出在波动幅度上的“大起大落”和在上升、回落期时间长度上的“短起短落”。原因在于适时的财政政策和货币政策的调控。张军认为，白上世纪90年代以来，中国经济继续维持高速增长的难度似乎越来越大，特别是自1994-2000年来，中国经济的增长速度出现了显著而持续的下降趋势，1995年之前中国经济的高度波动趋势可能已经被1995年之后经济增长率的持续下降趋势所取代。

在研究角度方面，有些文献从产出缺口研究经济周期和经济波动，如郭庆旺、贾俊雪在估算中国潜在产出过程中发现，1978-2002年我国的产出缺口出现波动正负交替的古典周期情形，1995年以前，产出缺口波动比较剧烈而且频繁；1996年特别是1999年以后，产出缺口变化较为平缓；从1999年开始，我国产出缺口扩大的势头明显趋缓，但在2002年出现了一些反转迹象。原因在于自1998年开始实施的积极财政政策在遏制经济下滑、治理经济衰退方面发挥了重要作用。近年来一些考察经济周期和经济波动的新方法开始出现，黄赜林利用三部门实际经济周期(RBC)模型考察中国经济的周期特征，发现中国经济周期波动是技术冲击、劳动供给变动和政府支出冲击综合影响的结果。刘金全研究发现，经济周期波动与价格货币等名义量值波动密切相关，产出波动性降低的主要原因在于投资波动性、政府支出波动性和进出口波动性。

(二)中国经济增长的动力机制

李善同的研究表明，1978-1997年中国经济增长中，资本投入的贡献接近60％，生产率的贡献为30％，劳动力总量扩张的贡献占10％左右，而生产率提高主要来自于资源配置优化，企业微观效率提高、技术进步、外资和外贸的溢出效应等贡献。王小鲁利用生产函数对1953-1999年的经济增长进行计量分析，认为经济高速增长不能简单归结为“投入带动型经济增长”，主要应是外延型增长。世界银行在《2020年中国》中提到，1978年以后中国高速经济增长是由以下四个原因导致：一是高储蓄率，有高储蓄率才有活跃的投资和高的资本积累率；二是产业结构的变化，产业结构的变化既是增长的原因也是增长的结果；三是改革，改革方式很适合中国国情；四是1978年的经济条件易于被改革接受。经济增长和经济波动反映了经济发展过程中的长短期的关系，刘霞辉结合中国经济增长的周期特征来研究经济波动，认为中国经济虽保持了整体的高增长速度，但经济的波动幅度较大，原因在于货币政策对经济的频繁干预，中国经济正是由于人为干预破坏了经济发展的既定路径，使得经济系统出现不正常的过度波动，经济发展已经偏离了经济的常态。

袁志刚、何樟勇从供求关系和增长方式来探讨中国经济增长的动力机制的常态特征，认为在传统体制下，价格体系僵化，“经济粗放式高速增长一短缺一进一步粗放增长”成为中国宏观经济运行和经济增长的常态，形成这种常态的机制在于政府的经济发展追求规模目标和微观经济主体的投资饥渴，使得宏观经济长期处于供不应求的非均衡短缺常态。在经济转轨初期，随着价格体系的逐步放开，经济开始并长期处于“经济扩张冲动一瓶颈制约加剧一通货膨胀一政府暂时的经济调控一宏观经济中瓶颈短缺缓解一新一轮的经济扩张”的宏观经济运行。1997年以后，供给能力相对过剩和需求相对不足转而成为宏观经济运行的常态。在总需求不足的条件下，通货紧缩趋势持续出现，此时宏观决策层通过持续五年的凯恩斯式的扩张性政策来推动GDP的增长，但是仍未改变这种经济运行的现状。

二、中国经济增长的可持续性

经济增长的可持续性和稳定性是中国经济面临的关键性问题。特别是近几年，中国面临着多方面的增长压力，长期高速经济增长能否持久就不可避免地成为了宏观经济学家研究的中心问题。这方面的研究主要体现在经济增长的国际比较和经济增长的现状。

(一)经济增长的国别比较分析

从世界各国的经济增长历程来看，一国在经历了一个较长时间的高速增长之后，要经历一个经济减速发展或者调整的过程。江小娟通过国际比较研究得出，在上世纪下半叶，有近50个发展中国家和地区的经济增长明显加速，其中韩国、中国香港和新加坡三个经济体的年均增长速度在7％以上。在40年的增长过程中，增长较快的国家和地区表现出前高后低的共性：在高速增长持续二、三十年之后，经济会出现较大波动，多数在第三个10年增长速度开始明显下降，到第四个10年，则大多数进入了低于4％的增长时期。李扬、殷剑锋认为，在中国经济增长过程中，长期伴随着高储蓄率和高投资

率。对于储蓄率和投资率长期居高甚至不断上升的现象，新古典增长理论对此解释力有限。杨认为这种现象是东亚经济增长的典型特征，而不是世界经济的典型特征，因为在其他经济里，投资和GDP之比是不变或下降的，据此认为，东亚依赖资本投资的外延式增长将会停顿。国内许多经济学者认为，目前中国经济增长率仍然低于潜在经济增长率，仍然存在经济继续快速发展的空间，如果深化体制改革，调整产业结构，中国经济可以获得持续的快速增长。虽然增长速度会低于过去20年的平均水平，但中国经济在中长期内仍可保持快速增长，供给方面和需求方面都具有很大潜力。

(二)中国经济面临的现实困难和有利条件

杨多贵等较乐观地认为当前中国经济增长具备五大显著特征：第一，经济增长速度进入一个新上升的增长时期；第二，支撑中国经济增长的制度机制和市场机制正日趋完善；第三，支撑中国经济增长的企业群体、产业构造和地区布局正不断提高竞争力；第四，经济全球化对中国经济影响越来越显著；第五，支撑中国经济增长的新发展观念已经确立。

但是，更多的经济学者对中国经济增长持谨慎态度。改革开放以来，中国通过粗放式的经济增长方式，取得了长达20余年的高速增长，但其增长方式背后蕴涵着高昂的发展成本。当前，我国经济已经在多方面呈现出高增长的潜在困难。李善同认为结构性因素已经造成了中国经济增长速度的下滑，主张推行政策以消除促使增长放慢的结构性因素，消除社会投资增长的制约因素。为了实现经济增长的潜力，从需求方面，一是要提高居民消费支出能力，变居民的潜在需求为现实需求；二是要消除投资增长的“瓶颈”。从供给方面要提高资源的配置效率。王小鲁认为，外延型经济增长的动力正在减弱，体制缺陷正成为经济持续增长的障碍，且面临结构调整和产业升级的重大挑战。江小娟进一步扩展了王小鲁和李善同的分析，认为中国经济持续高速增长的现实难度体现在：一是原有支柱产业难以支撑持续高速增长，需要结构调整升级，而国内资金和技术的供给能力无法满足结构调整升级的要求；二是体制因素抑制经济增长，如社会化的产权保护制度不完善、金融体系的不稳定性、大范围的企业重组、收入差距拉大、社会稳定压力大、外资大规模流进流出等。张军从中国经济发展的一些特征来考察制约了经济增长的因素，认为从90年代中期以来，增长下降趋势主要是由于资本产出比的过快上升。

中国经济从1980年以来，经历了25年的持续高增长，形成高储蓄一高投资一高增长一高储蓄的循环发展模式。研究表明，高投资一高增长创造了大量的就业机会，短期内高投资仍是中国经济增长的动力，但如果没有技术进步，带有高额成本的高投资一高增长模式是不可持续的，这种增长模式是以高坏帐、高污染和高能耗为代价的。短期内政府决策必须考虑到粗放式经济增长的宏观收益和宏观成本，以实现社会福利的最大化。在这种增长方式转变方面，“十一五”期间粗放式经济扩张已经走到了尽头，而转变经济增长方式是要从高投入、高消耗、高排放、低效率的粗放式经济增长方式，转变为低投入、低消耗、低排放、高效率的资源节约型经济增长方式。

三、中国经济潜在增长率的内涵与计算

对经济增长的探讨旨在研究一国经济增长的本质特征，这种探讨无外乎两个方面的内容，即潜在增长率的大小以及如何才能达到潜在增长率的增长过程。因此，研究潜在增长率的实质是经济增长理论的核心问题。现代经济增长理论在“卡尔多程式化”事实的假定下，默认了潜在增长率的存在性，然后采取各种方法去测度潜在增长率。经济学界为了找寻中国经济增长的长期趋势，对于中国经济的潜在增长率做过很多估算。

(一)基于定性分析层面的估计

刘迎秋从经济增长阶段论探讨潜在增长率的存在区间，认为东亚和中国的经济起飞大体符合罗斯托的起飞标准，中国经济正在进入一个实现起飞后从自我持续增长向成熟推进的阶段，并指出中国经济增长率的上限为9％，下限为6％。左大培估计中国经济的潜在增长率在9％左右。刘国光根据20世纪80-90年代的实际平均增长率10％，过渡到1998-2001年7―8％的事实，估计2000-2010年的实际增长率应该在7-8％之间，中国的潜在增长率在8-10％之间。王诚指出，3―4％以内的通货膨胀率是经济中的正常现象，5％的失业率为自然失业率，9―10％的经济增长率是中国改革开放以来经济的潜在增长率。而程晓农则认为，8％为无利润增长点，如果经济增长率低于8％，经济就会陷入高失业率和大面积亏损的两难窘境。

胡祖六对中国经济的中长期前景表示乐观。认为中国经济具备保持长期较快增长的一些基本要素，如目前人均GDP与发达国家相比具有很大的追赶空间；经济增长主要靠内需拉动，而且高投资率有高储蓄率作后盾，在长期内投资快于消费增长的状况将得到扭转；劳动力资源丰富，成本低廉；政府在宏观经济调控方面积累了丰富经验；中国加入世界贸易组织后，外向型经济特征有利于资源配置的优化和生产力的提高。郑斯林等预测，如果国内外经济运行环境能够处于常态，今后5-10年中国经济潜在的增长率应是8―10％。

(二)基于定量分析层面的计算

中国社科院经研所宏观经济课题组研究表明，中国投资与经济增长的波动基本上是一致的，国有投资的波动则是经济周期波动的直接原因。根据对20世纪80年代后期和90年代中期国有和非国有投资作用的分析发现，当经济增长率超过9％时，非国有投资增长率高于国有投资增长率；当经济增长率低于9％时，非国有投资增长率就要低于国有投资增长率。因此9％的经济增长率可以作为经济景气的判断值，也就是中国经济的潜在增长率。李善同等通过开发动态递推CGE模型DRCCGE分析，发现中国经济快速增长的源泉依次为资本积累、劳动力投入和全要素生产率的提高，并预测中国“十一五”期间将保持快速增长，年均增长率为8％左右，2010-2020年年均增长率下降到7％左右，在此期间增长的首要动力仍为资本积累。

近年来很多新方法也相继引入潜在增长率的估算中。如陈玉宇、谭松涛从产品市场价格出发，解释经济增长影响通货膨胀的原因，验证稳态通货膨胀的经济增长率(SIRG)在中国的适用性，并测算出我国的SIRG在9.8％左右。刘金全、佟新华检测了中国经济增长自然率水平，得出充分就业条件下自然率为8.7％，宏观调控和谐有效条件下自然率为8.6％，经济持续稳定增长条件下自然率为8.1％。张鸿武在对潜在产出和产出缺口估计方法进行归纳的基础上，对1992-2004年的潜在产出和产出缺口进行估计，得出我国1992-2004年间季度GDP的潜在增长率为2.25％，折合年均潜在经济增长率约为9％，并认为9％的经济增长率可以作为政府调控经济的标准。

四、中国经济增长研究小结及简评

中国宏观经济的发展经历了从供给短缺到有效需求不足，再到现在的资源瓶颈和有效需求不足并存的局面。影响中国经济增长的因素很多，涉及中国经济增长的研究角度也很多，对经济增长的研究主

要是寻找、验证和解释经济增长的表现特征，并为今后的经济发展提供借鉴。通过对上文的分析，笔者有以下见解：

第一，中国经济周期的十周期划分法及对于“大起大落、短起短落”到快速平稳发展态势的分析是很科学的，但是对于其时间分割来说，笔者认为选取1994年较之刘树成所选取的1992年要更为合理，因为在1992年，经济增长速度虽然在保持回落态势，但是它并没有回落到后期经济增长的平稳路径，这个增长的平稳路径应该是从1994年才开始的，所以，选择1994年作为这两个阶段之间时间分割点更为合理。

第二，经济增长理论主要是从生产供给的角度分析，力图在既定资源条件下实现产量和产值最大化。但是，当今世界总供给大于总需求已经成为经济发展的常态，而经济增长中考虑需求方面的研究还比较少。从我国经济发展的阶段性来看，当前总需求不足的宏观经济环境下，应着重研究总需求不足如何影响经济发展，什么是促进经济供求平衡的机制，力求谋求经济的协调发展。

第三，当前中国经济增长分析缺乏福利性分析。经济增长并非经济发展的目标，只是改善人们生活的中间目标而已，最终目标仍然还是追求人们的福利最大化。因此，有必要进行经济增长的福利性评估。因为经济增长和福利增长并非同一，为了最大化社会福利，单纯追求经济增长速度最大化不一定会是经济发展的最优选择。探讨这两者之间的关系，是我们制定未来经济发展战略的必要条件。

第四，与前述各观点不同，笔者认为，经济继续保持高速增长的最大难度在于进一步利用制度创造价值的空间日益受到限制。在对于中国经济增长过程的分析中，很多学者有意或者无意地回避了对于中国市场化改革过程中制度创造价值方面的分析，通过市场化改革，一方面使得改革之前的无价值或者少价值的产品投入市场进行交易，另一方面还创造了大量的金融虚拟资产，这些都对中国的GDP增长作出了很大的贡献。那么，从这个角度来看，随着政府和金融机构创造价值的能力日益下降，制度创造价值的空间将不断减小，中国的经济增长的难度将会不断加大。

经济增长的特征范文第2篇

相关理论及现行研究

很多早期的经济学家都对工资问题作过研究，如亚当·斯密、李嘉图、穆勒、克拉克、马歇尔、希克斯等。后来，研究者进行了更为细微的研究，如刚性工资的研究、工资差别的研究等，产生了很多理论。单工资差异理论就有人力资本理论、效率工资理论、竞争性劳动力市场理论、制度理论等。

美国经济学家舒尔茨和贝克尔创立的人力资本理论，开辟了人类关于人的生产能力分析的新思路。人力资本理论认为人力资源是一切资源中最主要的资源。

克鲁格和萨莫斯提出了效率工资理论，认为企业都面临这样的现实：第一劳动需要监督，才会提高效率；第二一些行业比其他行业需要更多的特殊技能；第三员工会有辞职现象；第四员工总是认为企业独享利润，而且想方设法提高利润，从而与企业形成对立。为了解决这些问题，企业提高员工工资，一方面激励员工努力工作，另一方面增加怠工成本，因为工人偷懒时被发现并被解雇，他将失去一份高工资的工作，高工资构成工人偷懒被抓住从而被开除的机会成本。这就是效率工资理论。效率工资有一个前提条件：社会上存在非自愿失业。这样，怠工才有成本，工人很珍惜较高工资的工作。企业用提高工资来减少过程成本，但提高工资能降低多少成本或者增加多少效益，不同的行业有不同的结果，因此就形成了不同的行业工资结构。

竞争性劳动力市场理论认为，在竞争条件下，由于存在一些影响因素，如不同工作副效用、生产率差异、某些劳动工种供给有限、信息不完全导致劳动缺少流动性、歧视等，产生了补偿性工资，生产率工资，产业工资等多种多样的工资差异。

制度理论认为工会力量和劳动力市场分割是行业间收入差异形成的主要原因。工会通过控制劳动力供给，达到提升工资的目的，工会力量强的行业会有更高的行业工资，工会力量弱或者没有工会的行业则工资低。劳动力市场的分割性导致一些处于主要劳动力市场的行业支付高于市场水平的工资，和更好的工作保障（如低失业风险）。次级劳动力市场工资则低于市场水平，工作保障也低。

在对我国行业收入分配差距的研究方面，蔡 （1996），朱世宏（1998），岳昌君、吴淑姣（2005）分别从效率工资、行业特征和人力资本的外部性角度对劳动力报酬差异问题进行过研究，得到的结论大同小异，都认为不同的行业对从业人员人力资本的要求不同，生产效率也不一样。这些因素在各行业之间的差异决定了不同行业之间具有不同的平均工资水平，从而形成了工资差异。金玉国（2008）、宋晓梧（2004）研究过行政垄断对行业劳动力报酬差距的影响，认为行政垄断是造成行业劳动力报酬差距的主要原因。

现行的研究多从微观的角度认识劳动力报酬差异问题，认为收入分配差异是由劳动力自身因素引起的，或者与劳动力自身因素有紧密关系。认为劳动力这个群体个体差异大，而岗位的差异也很大，劳动力集合和岗位集合很难一对一地匹配起来，为了建立平衡关系，必须利用工资这个调节工具，因此，产生了收入差异。而宏观方面，如行业经济增长方式，对行业劳动力报酬差异的影响，他们都没有对它进行过研究。其实，从宏观看，在全球经济一体化、发展差异化的今天，由于行业之间的资源禀赋或技术条件不同，行业在国际或国内发展的优势可能不一样，经济增长路径选择就不同，这些都必然要反映到收入分配上。

行业收入分配差异的现状及命题假设

《中国劳动统计年鉴》每年公开收入分配相关数据，2004年我国进行了全国工业普查，公开了我国大中类行业全面经济状况数据，本文就是基于这两方面的数据对收入分配差异进行时间序列和截面分析，本文主要研究行业门类和大类内部收入分配差异。

从行业门类上看，我国行业收入分配差别不断扩大，近年有加速扩大的趋势。在改革开放之初，各行业最高报酬与最低报酬比例保持在1∶2左右，报酬高的行业是电力、煤气、水生产和地质勘探、水利管理行业，报酬低的行业是社会服务业。在2007年，金融保险业是收入分配最高的行业，农林牧渔业成为收入分配最低的行业，行业收入分配最高与最低比扩大到了约1∶5，如图1所示。改革开放初期，行业收入分配差距有一定程度的缩小，随后又逐步扩大，近年加速扩大。行业收入分配差距扩大的一个明显特征是新兴产业或新兴产业组织职工工资增长快，传统产业职工收入呈下降趋势，高报酬行业由传统的采掘、地质水利、电力、煤气、水生产业变为金融、科学研究和综合技术服务业和计算机相关产业。

从行业大类上看，收入分配差距比门类大。2007年，最高收入分配行业为证券业140501元，最低收入分配行业为畜牧业9616元，高低之比为14.61。从2007年我国行业收入分配分布特征看，偏度不为0，峰度大于3， 2007年行业收入分配呈右偏分布（见表1）。图2中算术平均数大于中位数，说明有偏离值把平均值拉高，偏离值也拉大了行业收入分配差异。

从行业经济增长特征角度归纳影响行业收入分配可能因素，结合我国经济转型期特殊背景，本文提出如下供检验命题：

命题一：行业收入分配差异与行业增长方式有关，粗放型增长行业收入分配低，集约型增长行业收入分配高，由此形成行业收入分配差异。

命题二：我国渐进式的经济体制改革致使各行业被推向市场时间先后不一，至今仍是国有经济占比大的行业在与已经市场化的行业竞争时占有明显的优势，并造成了行业收入分配差异。

行业经济增长方式的考察指标设计

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很多学者研究经济粗放型增长时选择指标比较主观，往往用虚拟变量表示，结果出现失真现象。本文将从粗放度、市场集中率、行业规模三指标中选择设计行业经济增长方式考察指标。

粗放度是指要素投入增长率的贡献率与经济增长率的比值，如果经济增长率大部分是由要素贡献的，则为粗放型增长，否则就是集约型增长。根据我国学者高志英（2000）设计粗放度计算方法，利用《中国统计年鉴》和2004年工业普查资料计算了各行业的粗放度，粗放度低于0.5行业如表2所示（其它的行业的粗放度都在0.5以上）。由于数据不全，第一产业不能计算粗放度，第二产业的建筑业和第三产业只能计算门类粗放度。

粗放度数据显示，我国行业经济增长路径大部分属粗放型增长，第二产业48类产业中只有8类属集约型增长，第三类产业中只有信息传输、计算机服务和软件业、科学研究、技术服务和地质勘查业、金融业、居民服务和其他服务业、租赁和商务服务业为集约型增长。但由于数据口径不同，有些粗放度计算结果超过合理域值，存在失真现象。因此，粗放度只能作为控制变量，帮助分析其他指标。

市场集中率是指某一特定行业中少数几个最大企业所占的市场份额，本文用行业所有收入超亿元企业的收入总和占行业总收入比来表示。虽然行业集中率一般是用来反映行业竞争程度的指标，但我国中小企业的特点是劳动力密集型，生产产品档次低，再加上我国企业注册门槛低，所以行业集中率反映另一个事实：中小企业占比大的行业具有粗放型增长特征。数据显示，在行业中亿元营业收入企业市场占有率（用营业收入指标衡量）达到75%以上的行业只有21个，占所分析的88个行业的23.9%（见表3），这些行业可以认为是集约型增长，有76.1%的行业是由众多中小企业组成，这些行业可以认为是粗放型增长。从表3中行业的市场集中率与收入分配排名对应关系看，市场集中率可作为行业市场集中度变量。当然市场集中率也反映了自然垄断信息。

行业规模是某一行业从业人员数量占全部样本行业从业人员总数的比重。改革开放以后，我国外向型经济模式基本确定，近年我国外贸依存度高达70%，但我国出口加工多，附加值低，出口量大的行业基本上是一种粗放型增长。由于精确度限制，行业规模也只能作为行业经济增长的内在特征考察控制变量。

我国行业经济增长的运行环本文由收集整理境考察指标设计。我国经济体制改革仍在不断深化中，有些行业国有经济比例比较低，有些行业比较高。考察我国行业经济增长路径的环境特征—行业的行政垄断度，无疑使用行业国有企业比例指标最合适。由于数据的局限，国有企业比例用某一行业国有单位从业人员数量占全部样本行业从业人员总数的比重表示，比例越高表示行政垄断特征越明显，前二十个高国有企业比例行业如表4所示。

从行业收入分配与所有制结构关系（见表4）上看，收入分配高的行业，其国有企业比例确实比较高，具有行政垄断特征，如烟草制品业、管道运输业、新闻出版业等。同时，我们注意到，林业、畜牧业、渔业、农林牧渔服务业的国有企业比例都很高，但它们的收入分配排名却排在最后，批发和零售业、租赁和商务服务业、居民服务和其他服务业的国有企业比例低，其收入分配也低。

汇总上面设计的指标，得到表5。

行业经济增长路径对收入分配增长效应估计

（一）基于行业门类

以行业门类的收入分配为因变量，以市场集中度、行政垄断度为自变量，以粗放度、行业规模为控制变量，在《中国劳动统计年鉴》和 2004年全国工业普查资料的基础上，采用最小二乘法（ols）进行回归系数估计，views6.0计算结果见表6。

回归结果表明行业门类收入分配与市场集中度关联紧密，能通过t检验，但与行政垄断度指标关系不密切，回归系数不能通过相关检验。结果说明行业收入分配与行业经济增长方式相关，但这种关系的详细特征没有体现，可能因为资料分类较粗，估计方法不适当，因为最小二乘法要求较高，如对样本分布要求无偏、正态性，对时间序列要求具有平稳性，对解释变量之间要求不具有自相关性等。为此，本文需要对细分行业—大类进行分位数回归。

（二）基于行业大类

koenker 和bassett （1978） 提出分位数回归，其目的是观察分布中不同分位点上解释变量对被解释变量的不同边际效应，其基本模型为：

其中：yi为被解释变量，xi是第θ个分位点所有解释变量观察值，βθi表示对应于被解释变量第θi个分位数的各解释变量的回归系数，εθi是随机误差项，服从正态分布。

对于每一个分位点，分位数回归的参数估计一般采用加权绝对离差最小（weighted least absolute，wla）方法，权数确定规则为在回归线上方的点（残差为正），赋予其权重为ω；对于在回归线下方的点（残差为负），赋予其权重为（1-ω），然后求误差绝对值的加权和，使这一个加权和最小的系数即为参数的样本估计值。上面βθi的估计值表达式为：

（1）

与普通线性回归最小二乘法相比，分位数回归具有如下特点：第一，分位数回归对回归关系进行更详细的特征描述，不仅仅是均值分析，其估计的参数值βθi将随θi值的变化而有所不同，反映同样的影响因素对处在不同水平的研究对象作用大小，更全面地体现影响因素的作用规律，而普通线性回归最小二乘法对整体回归信息汇总，样本分布的局部信息被隐藏了。第二，分位数回归模型是对总体按分布逐段分割再回归，异常值变得不很异常，因为异常值是对总体均值而言的，对分段均值的影响减小了，因此，其意义更加具体、重要。第三，分位数回归系数估计稳健性约束条件（如回归残差项呈正态分布等）大大减少。因此，分位数回归模型已发展成为描述样本分布细部特征的有力工具。第四，分位数回归是使残差的绝对值的一个表达式最小，这个表达式不可微，传统求导方法不适用，需要借用线性规划方法或单纯型算法。转贴于

armstrong、frome 和kung（1979） 等提出的线性规划技术迭代求解，也可以在广义矩方法的框架下求解。views6.0 提供的qreg-quantile regression（including lad）功能，可以对分位数回归具体求解。

本文以行业劳动报酬为因变量，以市场集中度、行政垄断度为自变量，以粗放度、行业规模为控制变量，建立分位数回归模型，检验回归关系的稳定性。

以2004年全国工业普查资料基础上整理、计算以上指标，建立三个模型。views6.0计算结果如表7所示。

三个回归模型回归结果显示：行业经济增长特征变量回归系数合理，符合相关原理；市场集中度、国有比例、常数项回归系数t检验值及显著性从低分位数到高分位数不断提高，表现出明显的关联关系。

行业经济增长特征对行业收入分配增长效应分析

回归结果显示，行业经济增长特征对行业收入分配增长影响显著。

（一）行业入职薪酬对行业收入分配差异形成起了基础作用

从三个回归模型看，随着分位数的提高，常数项基本呈上升趋势，最高入职薪酬是最低入职薪酬的1.5倍左右，即行业入职薪酬对行业收入分配差异的形成起了一个基础作用，但不是主要决定性作用。行业制定不同入职薪酬的可能原因：一是某些行业为了吸引优秀人才，提供较好待遇条件；二是行业发展要求有较高素质的职工，自然提供较高的底薪。

三个回归模型常数项的t检验显著性稳步提高，都通过了0.01的显著性检验。说明入职薪酬的影响是明显的，且不受控制因素影响，否定零假设。

（二）行业经济增长方式对收入分配增长具有正向递增边际效应

从三个回归模型看，市场集中度是影响收入分配增长的第一要素。虽然市场集中度与行业国有企业比例对行业收入分配增长的边际效应接近，但是市场集中度的贡献稳定，并且相关关系明显，命题一成立。

第一，随着分位数的提高，市场集中度的回归系数不断增大，即边际效应不断加强。市场集中度小的行业是中小企业占比大的行业，它们的收入分配增长慢，市场集中度大的行业是大中型企业占比大的行业，它们的收入分配增长快，从而拉开了行业收入分配差异。

第二，正向作用。因为无论粗放型增长还是集约型增长，企业都要顺应时代的变化发展，物价的上升、生活水平的提高引起的消费结构变化，收入分配都要不断提高。另一方面，企业都要获得社会平均资金回报率，否则企业就不可能持续经营下去，因此，企业应该具备增长收入分配的能力。从粗放到集约的过程是效率提高、企业经济状况的改善、剩余增加的过程，相应地在收益分配中相应地增加收入分配，只是程度不一样。

第三，随分位数提高，系数检验值不断提高，逐渐通过更为严格的显著水平检验。高低效应系数相比约为3，显著水平从0.1提高到0.01，边际效应稳定。

（三）运行环境对行业收入分配增长具有一定的正向影响作用

第一，正向作用。三个模型显示，行业行政垄断度与行业收入分配增长有正向相关关系。可能的原因：一是工资存在刚性，消费具有棘轮效应，甚至工资还需要有不同程度的提高，否则影响员工工作积极性。所以对行政垄断度较低的行业也必须保证一定工资的增长。二是在我国，行政垄断行业关联国家经济命脉，尤其是一些全国性的大型垄断企业履行着部分国家战略管理职能，操纵市场，利用其优势地位将规模扩大带来的成本压力转嫁出去，巩固和加强垄断地位，形成独立寡头，获取超额企业剩余。三是在国有企业中，国有产权表面明晰，实为不明晰，国有经济是一种“所有者缺位”经济，行政垄断企业管理者为了获取员工的支持，有更倾向于在收入分配决定中提高劳动的分享比例、在收益分配上侵蚀所有者利益现象。

行业经济增长的运行环境造成的行业收入分配差异在于不仅存在收入分配的差距，而且在效应上国有企业的工资更像是效率工资，因为我国基本上是劳动力供大于求，而提高工资对企业没有成本压力，不影响利润，企业通过转嫁成本，相应提高售价，从而消化了提升工资的成本。但它不一定产生了高效率。

第二，作用强度不同。除首尾两个分位点外，从低分位数到高分位数，行业行政垄断度对行业收入分配增长边际效应逐渐增强，强弱相比约为4倍。从各大类行业看，国有企业从参与竞争、影响价格和供给，到垄断价格和供给，其成本容忍空间和消化能力由小到大，获取利润由低到高。

第三，在模型一和模型二中，除低分位数外，随分位数提高，系数检验值不断提高，逐渐通过更为严格的显著水平检验，显著水平从10%提高到1%。

但是从上文中的三个模型上看，行业的行政垄断对行业收入分配增长边际效应不稳定，模型三中最高分位数的边际系数未能通过t检验。从数据上看，我国林业和农林牧渔服务业等行业国有经济比例都处最高之列，但是其行业收入分配最低，可能的原因是受行业产品属性和市场的影响，例如林业，为了保护我国极为稀缺的天然资源，国家对林业垄断经营，禁止乱砍乱伐，而且林业产品作为生产原料居多，作为直接消费品少，生产周期长，存储量有限，这些属性制约着企业剩余，无法与烟草制品业、石油和天然气开采业等行业相比。相反，通讯设备、计算机及其他电子设备制造业、化学纤维制造业、交通运输设备制造业、有色金属冶炼及压延加工业、黑色金属冶炼及压延加工业等行业，其行政垄断度并不高，不是行政垄断行业，但是这些行业可能是因为技术、资本等其他原因形成了对市场的自然垄断，转贴于

从而获取了超额利润。

行业经济增长的运行环境对行业收入分配影响的实证说明命题二不成立，行政垄断造成了行业收入差距过大的结论不很贴切，不是所有国有企业都存在高收入分配。

结论及政策启示

（一）结论

利用普通最小二乘法对行业门类进行回归分析和利用分位数法对大类行业进行回归，发现行业收入分配形成与行业经济增长特征紧密相关，行业经济增长方式和运行环境是形成行业收入分配差异的重要影响因素。行业经济增长方式是影响行业收入分配差异的第一要素，具有正向作用，随着集约增长强度的增加，边际效益逐渐增强。行业经济增长的运行环境对行业收入分配差异扩大也有正向影响，是第二大影响因素。一般地说，行政垄断强的行业，其收入分配会高，相反，收入分配就会低些。

本文发现影响行业收入分配差异的垄断因素不是行政（所有制）垄断，而是自然寡头垄断，形成垄断的原因可能是技术、资金等非所有制因素，行政垄断也要通过形成规模企业才能影响行业收入分配，因此，“行政垄断造成了行业收入差异过大”不贴切。

经济增长的特征范文第3篇

摘 要：运用

>> 旅游业对经济增长溢出效应分析 金融发展与经济增长的空间效应分析 R&D投入对中国经济增长的溢出效应分析 FDI对我国经济增长的技术溢出效应分析 免费试用经济溢出效应分析 经济增长的就业效应分析 环境约束条件下中国省际经济效率空间溢出效应分析 我国农业经济增长的空间效应分析 我国创业对经济增长影响的空间效应分析 公共投资、空间溢出效应与区域经济增长 FDI对湖南经济增长的效应分析 区域经济增长的城乡结构效应分析 金融对经济增长的影响效应分析 中国经济增长的贸易效应分析 中国经济增长放缓的全球效应分析 金融发展与经济增长的效应分析 FDI的经济增长效应分析 中国的区域关联与经济增长的空间溢出效应 空间溢出\门槛特征与能源效率的经济增长效应 国际贸易、技术溢出对中国区域经济的效应分析 常见问题解答 当前所在位置：}；同时，徐建刚等学者运用空间自相关方法对非洲经济体1994—2002年经济发展空间格局进行了研究，发现非洲经济体存在弱的相关性{徐建刚，尹海伟，钟桂芬等：《基于空间自相关的非洲经济格局》[J]，载《经济地理》2006年第5期，第771774页。}。因此，本文综合以上考虑选取研究时间序列2003—2010年，以期检验非洲经济增长的空间格局是否依然具有空间关联性，空间因素是否对经济增长有作用。

非洲经济体经济增长的空间分析

1. 空间自相关与σ收敛检验

全局空间自相关从区域整体上分析空间集聚性特征（见图1），2003—2010年Moran’s I指数显著为正且基本呈下降趋势，从2003年的0.33下降至2010年的0.25，表明非洲经济体经济增长存在弱空间相关性，各国家之间的经济增长呈逐渐弱集聚态势，也可以看出非洲经济体因地域广阔，各国家之间的经济联系不紧密，这成为了非洲国家经济一体化进程缓慢的原因之一。“σ收敛”是各国或地区的人均收入水平随着时间的推移而趋于减少，一般用变异系数来衡量。以人均GDP为基准值计算变异系数（CV）作为σ收敛的测算指标，判断非洲经济体各个国家间2003—2010年的经济增长情况。结果表明：变异系数在2003—2008年持续地阶段性上升，从1.33上升至1.7；2008年出现较大幅度的波动，之后缓慢上升，说明在2008年之前非洲经济体不存在σ收敛趋势，随后虽然出现收敛波动，变异系数仅此一年出现下降并不能说明经济出现收敛现象，整个时间序列上非洲经济体呈现发散趋势。

图1 2003—2010年σ收敛性检验

2. 非洲经济体经济增长的空间格局分析

全局的Moran’s I系数反映了区域经济增长和趋同的整体情况，这在一定程度上可能会掩盖地区内部的空间集聚动态特征，也不能反映单个国家或区域的集聚特征。因此，对局部的Moran’s I系数进行四种类型（HH、HL、LH、LL）的划分，并可视化表达（见图2）。

图2 2003—2010年非洲经济体经济增长局部空间分布特征（1） 从时间演化角度分析发现，2003年HH区域占整个区域的22%，LH区域占16%，LL区域占62%，HL区域数量为0，2010年较2003年HH区域数量有所上升且占27%，其余区域占比都是下降的，其中安哥拉和埃及由2003年的LH区域跃迁至2010年的HH区域，加纳、多哥、贝宁从LL区域跃迁至LH区域，其余区域都没有发生变化。说明非洲国家在2003—2010年间经济增长过程中存在空间溢出效应，高经济增长国家对毗邻的国家具有正向经济效应，而区域经济体与其毗邻区域之间经济空间格局具有较高的稳定性。

（2） 从空间分布特征角度看，HH区域集聚分布在北非的大部分国家，刚果盆地以及非洲南部的部分国家，LH区域主要是津巴布韦、莫桑比克、喀麦隆、中非共和国、加纳、多哥、贝宁、尼日利亚、莱索托等国家，其他非洲国家都处于LL区域。非洲经济体经济发展呈现出集聚增长模式，这一结论与徐建刚（2006）对非洲经济体经济增长聚类分析得到的结论具有一致性，说明非洲经济体近18年来经济增长格局变化不大，尤其是非盟的成立对稳定非洲政治经济环境起到较大作用。HH区域的国家都是地域较为广阔、土地肥沃、矿产资源丰富的国家，殖民宗主国遗留的经济影响依然影响现在非洲的经济发展。

非洲经济体经济增长的空间溢出效应分析

空间自相关描述了环境或者背景区域对区域经济增长的影响，体现了空间依赖性，而空间溢出效应描述了区域之间的相互影响关系。当控制了空间影响因素后，即将空间因素视为随机误差项，在空间邻近的区域亦发生资本的边际收益递减现象，说明发生了绝对的经济趋同。从微观机理的角度分析，一个区域经济体的经济增长依赖与其他经济体的增长轨迹，即会发生极化与扩散效应，在空间上往往表现出经济增长相似的俱乐部。

1. 经济增长的绝对β收敛检验

“绝对β收敛”是指落后地区往往比富裕地区有更高的增长率，即经济增长率与经济发展初始水平之间存在负相关关系，绝对收敛假设经济体趋于共同的均衡稳态{ 洪国志、胡华颖、李郇：《中国区域经济发展收敛的空间计量分析》[J]，载《地理学报》2010年第65卷第12期，第15481558页。}。探索式空间资料分析结果表明，非洲经济体经济成长率有正向空间依赖性。因此，分别利用空间误差模型和空间滞后模型来检验非洲经济体空间上的溢出效应。

回归结果表明（见表1），是否嵌入空间因素，初始人均GDP系数β值均大于0，且在0.001的显著性水平下回归结果显著，拒绝绝对β收敛假说，即在不考虑其他因素情况下，非洲经济体经济增长不存在绝对β收敛。说明非洲经济体初始经济条件对经济增长影响较大，虽然独立后非洲经济体作为新经济体成为国际市场的一部分，但是殖民经济时期的影响依然使得现在的非洲大陆在国际市场中处于边缘化地位，又因政局不稳、社会动荡导致经济脆弱，经济增长的后劲不足，所以经济增长过程中经济水平发达的国家如埃及、突尼斯等国经济增长速度远高于落后国家，出现非均衡发展的格局。通过嵌入空间权重矩阵之后的误差项和滞后项来检验毗邻区域在空间上的空间溢出效应。依据LIK、AIC、SC检验值发现空间误差模型拟合效果最佳，即在经济增长过程中毗邻区域对目标区域的空间溢出效应体现在其经济社会产生的随机震荡方面，而不是技术知识的扩散影响。具体对非洲经济体而言，说明当今非洲依然是经济结构单一，过度依赖国际市场，经济发展比较脆弱，容易受到国际市场大环境的影响，区域内的增长极国家空间溢出效应主要表现为极化效应。非洲经济体经济发展处于起步阶段，实现区域一体化发展需要创造良好的国际合作关系，加强非盟在经济上的促进作用。表1 非洲地区绝对β收敛模型检验结果

注：LIK，AIC，SC三个指标是对多个模型拟合效果进行检验的信息准则，对数似然值（LIK）越大，拟合效果越好，而赤池信息量准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）正好相反，其值越低，拟合效果越好。

2. 俱乐部收敛检验

通过前文检验，非洲经济体既不存在α收敛也不存在绝对β收敛，但是具有空间外溢效应。因此，进一步检验在高水平区域与低水平区域是否各自为俱乐部，出现俱乐部收敛趋势？在进行俱乐部分析前，本文采用识别空间集聚区的Getis-Ord统计量划分空间俱乐部。Getis-Ord统计量大于0，表示经济水平高的空间集聚区为核心区；反之，表示经济水平低的空间集聚区为区{董冠鹏，郭腾云，马静：《空间依赖、空间异质与京津冀都市地区经济收敛》[J].2010年第30卷第5期，第679684页。}：

图3 非洲地区核心—空间结构由图3可知，2003年、2010年两个时间截面的核心区域具有空间稳健性，核心区域内的国家是非洲经济体经济发展较快的国家，区域基本上是经济落后国家，经济增长均呈现出南北夹击，由西向东的扩张模式。从回归结果看（见表4），空间自相关系数0.1301在1%水平下显著，说明在核心区域和区域内存在空间依赖性，非洲经济体整体上经济增长出现分异。但是，在经济发展相似的区域，因空间依赖作用而出现经济增长俱乐部。核心区域与区域的收敛系数均为正，说明虽然经济增长集聚现象出现了俱乐部，但是不存在俱乐部收敛趋势，经济发展水平高的国家依然是各自俱乐部的经济增长核心，这与非洲经济体地域范围广、空间差异大、网络化的基础设施缺乏、殖民地依附性经济结构以及区域社会政治的复杂性密切相关。如以南非为中心的南部非洲受到世界大国的投资与优惠贸易政策的影响而成为南部区域的增长极，以埃及、突尼斯为主的北部非洲受欧盟南下政策影响较大，几内亚湾国家有丰富的石油资源，所以非洲经济体内部各自形成增长极{姚桂梅：《非洲经济发展的主要特征评述》[J]，载《西亚非洲》2005年第4期，第6772页。}。核心区域标准误差为0.059 7，小于区域，说明处于核心区域的国家经济增长较为稳定，自独立以来，经济发展初步形成了具有本国特色的增长模式，毗邻国家的经济波动对其影响甚微。表2 2003—2010年非洲地区俱乐部收敛性检验

区域有些国家如苏丹、刚果民主共和国等国经常因为政治矛盾或种族冲突而发生战乱，政治的不稳定使得这些国家一方面对知识、技术的吸纳能力较弱，另一方面容易受到毗邻区域政治与经济波动的影响，经济结构比较脆弱。基本形成的核心俱乐部与俱乐部经济空间结构稳定，经济增长快的国家和经济增长落后的国家各自均出现集聚增长模式，非洲经济体自2002年非盟正式成立以来，一体化发展进程加快，由俱乐部的集聚性可以验证南共体、西共体、北非国家经济体内部存在空间溢出正效应，因此，在俱乐部内部实现贸易、市场自由化，打破殖民经济的壁垒是实现非洲经济体一体化发展的关键。

非洲经济体经济增长的空间溢出路径分析

1. 空间溢出路径的模型构建

前面的分析说明了非洲经济体未出现收敛趋势，经济增长的决定因素是内生性因素，外国的直接投资通过“溢出效应”而起作用，主要表现在拉动技术进步和增加人力资本存量。非洲经济体由于受到殖民主义影响深刻，对殖民宗主国的依赖性较高，在具体分析对经济增长的影响因素时考虑产业结构、人力资本、国内资本存量、国际贸易活动等。根据总量生产函数构造计量模型：yit=αi+β1ISit+β2HCit+β3CSit+β4ITit+εit（1）其中，y为GDP增长率，IS为产业结构，HC为人力资本存量，CS 为国内资本存量，IT为国际贸易活动，α为不随时间变化的常数项，ε为误差项；产业结构具体分解为煤矿产Mit、电气水Wit、零售业REit，人力资本以非洲国家受教育年限等级数据（Firit，Secit，Thiit）表示，国内资本存量分解为政府财政支出Git和固定资产投资Fixit，以出口额Expit与进口额Impit来反映非洲经济体的国际贸易活动，将以上分解后的各个因素均纳入生产模型。

2. 计量结果分析

将非洲经济体国家2003—2010年社会经济数据整理为面板数据，因西撒哈拉缺失数据较多，从模型拟合的样本中剔除。因此，最后确定纳入模型计算的只有48个非洲国家7个时间段的数据，面板数据的样本容量为336。为了提高模型的拟合程度，在不改变模型结构的条件下引入截距项。通过单位根检验、协整检验，分别建立了混合模型、截距维的固定效应模型（似然比检验）、截距维的随机效应模型（Hausman检验），通过检验结果的比较和验证最后发现随机效应模型拟合最好。表3 非洲经济体溢出路径拟合估计结果

从随机效应模型拟合结果可以看出：

（1） 人力资本而言，初级教育普及程度对经济增长率的影响最为显著，说明非洲国家的高等教育普及率不高，教育资源缺乏，高素质人口对经济建设的贡献不突出。

（2） 煤、矿产资源、电气水等资源性因子系数远远大于其余因子的系数，依然是非洲经济增长的强生动力。说明非洲国家目前的经济增长主要依赖于本国的矿产资源开发，经济增长模式单一化，加剧了经济增长的脆弱性。

（3） 零售业系数为负值，从产品制造的产业链来看，说明整个第三产业对经济增长的拉动作用不明显，产业结构不平衡发展，影响了非洲国家间的经济合作，减缓了区域一体化进程。

（4） 就国内资本存量而言，政府财政支出是经济增长的正向拉动因素，而固定资产投资具有不稳定性，从溢出效应的角度分析投资国对非洲经济体的经济增长具有一定的决定性作用，同时，也验证了非洲经济体去殖民化过程还未完全完成， 曾遗留的“畸形”经济结构对非洲经济增长影响深远。

（5） 进、出口贸易对非洲经济体经济增长都具有正向的拉动作用，在全球经济复苏的背景下，非洲与国际的贸易合作愈来愈多，为非洲产品出口奠定了稳定的市场，同时也为非洲经济增长创造了新的增长路径。

综合以上分析，非洲经济体空间溢出路径主要源于矿产资源开发和进出口贸易，资本存量对经济增长有正向作用，但溢出效应不显著。因此，从溢出路径角度，非洲国家应加大投资力度（人力资本投资和固定资产投资），提高投资效益，改善投资环境，适当调整产业结构，平衡以矿产资源为主的发展模式，加大对制造业、零售业、服务业等第三产业的发展，因地制宜地发展各个国家优势，提高国际贸易依存度。

非洲经济体空间溢出效应模拟

经过前文空间自相关系数与外溢效应分析，发现非洲经济体在经济增长过程中外溢效应对经济增长作用显著，且溢出效应对非洲经济体的经济增长具有正向带动作用。因此，在2010年经济发展的基础上对非洲经济体溢出效应进行模拟。根据以上研究发现，空间溢出的地理效应均是通过毗邻区域的随机误差项产生影响。因此，提高残差标准差至原始残差的2倍，各个国家的经济实力作为权重，对核心区域的“极核”国家埃及、尼日利亚、南非进行冲击，拟合结果见图4。

图4 核心区域空间外溢效应模拟分布图

（1） 核心区域的冲击对南非、尼日利亚、埃及的影响最大，经济增长率提高了1.03倍，摩洛哥、阿尔及利亚影响次之；区域刚果民主共和国的经济增长率较之前提高了0.15倍。

（2） 核心区域与区域的冲击空间分布呈现出跳跃式片区分布，大部分的区域被处于-0.0065—-0.0381单位标准差之间的国家所分割，受到埃及、南非等核心增长极冲击的影响，利比亚、乍得、刚果、安哥拉、博茨瓦纳受到的冲击在同一等级，从空间分布上形成南北非间的通道，而东西方向分布没有空间连续性，说明非洲经济体实现一体化发展南北夹击趋势比东西扩张更有成效。

（3） 从随机冲击带来的空间外溢效应的影响范围和程度来看，承接核心增长的二级层次国家较少，冲击范围跳跃了第二层次，第三层次的国家即经济发展较为落后的国家所占比例较大，核心国家的极化效应大于涓滴效应，对邻近的不发达国家影响较小，这与本国自身的经济发展基础条件也有关系。说明非洲经济体的一体化发展单靠几个经济发展好的国家经济带动是远远不够的，如博茨瓦纳、津巴布韦、纳米比亚等国家是非洲经济体进一步经济增长的次级核心。

结 论

随着非洲经济体的不断成长，对其经济发展特征的研究受到了广泛关注。引入相关模型，揭示非洲经济体发展空间溢出效应，对于更为深刻地认知非洲经济体经济增长的过程具有重要意义。本文引入空间自相关系数、β收敛系数和俱乐部收敛性检验等方法对上述问题进行了初步检验，结果显示：

（1） 非洲经济体经济增长不存在明显的α、β收敛趋势，也不存在俱乐部收敛。但是，存在显著的空间外溢效应，经济体呈现明显的“增长极”发展模式，形成了以埃及、摩洛哥、突尼斯、南非等国家为核心的“核心区域”和以大部分经济实力较差的国家为核心的“区域”。

（2） 核心区域内部空间溢出效应为正效应，因其产业配套设施完善，城市化水平较高，人力资本存量相对较高，接受知识、技术扩散的能力较强，抗经济风险能力较强，成为区域内的“极点”；区域由于经济发展过程中长期遗留的历史性原因，空间溢出效应不显著。而非洲各个国家之间因经济发展差异较大、地域面积较广而导致空间溢出正效应不明显。因此，非洲经济体整体的经济增长极化效应远大于涓滴效应。

（3） 非洲经济体经济增长的空间路径更多的依赖国家的矿产资源和自身的优势资源开发，对创新技术、高等教育、第三产业发展的投资力度不大，国际间贸易还未形成规模化。非洲经济体在经济全球化大背景的驱动下应加快去殖民化进程，加大非盟内国家之间的经济联系，实现资源优势互补，提高整体经济效益。

（4） 随机冲击产生的空间外溢效应模拟表明，非洲经济体经济发展快的国家作为区域核心，对其冲击后产生的空间分布不具有明显的等级特征，处于次级核心的国家数量极少，空间布局依然是以核心区域的几个国家为主的跳跃式分布。第三层次的国家在南北之间形成经济联系通道，而由西向东扩张的趋势不明显，南北夹击成为非洲经济体一体化发展的关键。

非洲经济体发展过程中所表现出的空间溢出效应特征，不仅是一个经济过程，也具有较为复杂的历史、政治等特征，因此，这里只是揭示了这一问题的表象，其本质仍需要进一步探索与研究。

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经济增长的特征范文第4篇

关键词：工业总产值；工业固定资产；经济转型；人力资本

中图分类号：F421 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）08-0009-03

引言

对中国经济增长和转型方面的研究是当前的热点问题。对经济增长源泉进行判断又是中国经济增长方式转型的前提。在中国工业化进程中，GDP中主要的贡献来源于工业，因此，对工业产值的动力源进行探索是一个值得研究的课题。

从理论上讲，迄今已有很多关于对中国经济增长因素、动力、增长方式、转型升级等理论上的研究。如Chow（1993）、Borensztein和Ostry（1996）、Krugman（1994）、Young（2003）、李子联（2011）等，对中国经济持续增长的基本因素进行了理论研究；常艳（2005）和刘晓红（2009）等学者通过计量方法对人力资本在中国经济增长中的作用进行了实证研究；彭国川（2002）和等（2006）通过模型建立研究了中国经济增长动力源问题；尹子民、罗丽兮（1998）和未来10年我国工业增长的驱动力研究课题组（2011）则通过相应数据对中国工业的增长方式和速率进行了理论研究；陈勇、李小平（2007）、林毅夫（2008）、庞瑞芝（2009）和杜群阳等（2011）通过转型期间中国工业行业的新特征和出现的新理论对转型期间中国工业的经济增长进行了相关研究。

然而，从目前的研究文献来看，尽管它们都从一个侧面反映了中国工业增长的一些特征，但对于中国工业经济增长的动力源问题及未来应该如何进一步发展，解答还不尽完善，而对于这些问题的回答目前又是受人们普遍关注的。因此，笔者从这个角度出发，采用柯布-道格拉斯生产函数，实证研究2009年中国工业增长中劳动力就业、固定资产投入与产出关系，试图找出工业增长的动力源，并进一步从研究结果出发，为中国工业经济增长的转型之路提出一些具体且实际的建议。另外，笔者之所以考虑采用柯布-道格拉斯生产函数来分析所要研究的问题，主要是因为它是经济学中使用最广泛的一种生产函数形式，具有很多优良特性，且在数理经济学与经济计量学的研究与应用中都具有重要的地位。同时，本文采用EViews 6.0软件进行计量分析，从而保证研究的科学性。

一、研究设计与实证分析

（一）研究设计

1.数据收集

本文采用的数据是横截面数据，收集了2009年中国规模以上工业企业的相关数据，均来自国家统计局2010年统计年鉴。我国有34个省市自治区和直辖市，本文采用了除港澳台地区的大陆31个省市自治区的数据资料，原因是港澳台与大陆的统计方式不一样，且港澳台地区的实际情况也于大陆有所不同。

2.模型建立

（二）实证分析

1.模型初始估计

假定模型InYi=β0+β2InX2i+β3InX3i+ui满足经典线性回归模型的假定。用OLS法得到如下回归：

因此，可以看到2009年中国工业产出的劳动与资本弹性分别是0.5927和0.6126。换言之，在研究时期，保持资本投入不变，劳动投入增加1%，平均导致产出增加约0.59%。类似的，保持劳动投入不变，资本投入增加1%，平均导致产出增加约0.61%。把两个产出弹性相加得到1.20，即为规模报酬参数的取值。看得出来，在此研究期间，中国工业具有规模报酬递增的特征。

从纯粹的统计观点看，所估计的回归线对数据的拟合相当良好。R2取值为0.9803，表示产出（的对数）的变异98%都可由劳动和资本（的对数）来解释。

2.对模型的检验

（1）多重共线性检验和残差的正态性检验

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

（2）异方差性检验

根据WHITE检验，可得：nR2=7.7369，其渐进地服从自由度为4的χ2分布，对于4个自由度，2.5%的χ2临界值是11.1433；5%的χ2临界值是9.4877；10%的χ2临界值是7.7794。因此可认为此处不存在异方差性。

（3）序列相关检验

本文采用德宾-沃森统计量来进行序列相关检验。在此模型中，观测次数n为31，不含常数项的解释变量个数k′为2。因此，已知D.W.=1.884972，即d值约为1.885。查表得：当n=31，k′=2时，dL=1.297，dU=1.570。此模型计算出来的值1.885>1.570，因此D.W.统计量显示模型不存在自相关。

（4）显著性和拟合优度检验

经济增长的特征范文第5篇

（一）复杂大系统的特征

从现代经济发展的大趋势来看，复杂大系统具有开放性、层次性、动态性、复杂性特征。一般来说，复杂大系统都是有人、机、环境三大要素来构成的，要素之间的沟通需要借助环境所赋予的各项参数进行，因此社会经济系统必须是一个开放性的系统，否则其会失去生命力。构成复杂大系统的要素通常是许多小系统，这些小系统在独立发挥作用时是呈现层次性的，这也体现了复杂大系统的层次性。社会经济是不断发展变化的，这也使得复杂大系统的稳定状态是动态的，社会经济因素的变动带动系统的变动。复杂性则可分为三个层次，即物理层的复杂性、生物层的复杂性、社会经济层的复杂性。

（二）电子商务的大系统特征

电子商务的大系统是社会经济复杂大系统的重要组成部分，可视作是其子系统，因此电子商务的大系统除具备复杂大系统的主要特征之外，还具有电子商务系统的特征。电子商务的大系统是开放状态的，它面向的是所有企业与个人，在开放的环境中完成物质交换与信息交换。系统通常包含若干个子系统，这是由其商务活动的性质决定的，比如企业投入的资源、各职能部门等。系统的子系统种类繁多且复杂，由于电子商务大系统具有开放性特征，这使得构成或参与电子商务活动的要素很多，每个要素都可能成为一个子系统，这造成了子系统的种类繁多且具有复杂性特征。

二、电子商务与经济增长协调发展控制理论与方式

（一）电子商务协调发展的大系统递阶结构

电子商务系统是社会经济大系统的子系统，因此其可按照大系统的多层递阶结构思想来建立多层管理模式，即将电子商务系统按照构成要素分成相互独立的多个子系统，每个子系统相互关联，通过统计指标分析可建立三层结构的递阶结构系统：局部控制级（直接控制层，最低决策级）、递阶控制级（最优化层、中间决策级）、协调控制层（自适应层，最高决策级）。根据国民经济控制原理，这种三层结构的电子商务递阶结构系统更有利于实现国民经济的协调控制，促进产业组织结构的优化，改善企业经营管理。递阶结构的电子商务系统体现较强的双向控制特征，即电子商务与经济增长的双向控制。

（二）电子商务与经济增长间的协调发展指数模型

要研究电子商务对经济增长的协调控制评价，需要建立电子商务与经济增长的协调控制指数模型，该模型需要满足两个要素，即协调度与发展量。首先，根据电子商务与经济发展的特征与相互关联，建立电子商务与经济增长的协调发展评价指数，并对该指数进行无量纲处理，使该模型能够实现量化分析；其次，据大系统的协调原则，即关联预估原理，计算每个指标的状态变量指标的协调变量，并对无量纲指标进行标准化处理，并进行加权加法。

（三）电子商务协调控制模型

在研究电子商务与经济增长的协调控制时，可将电子商务视作一个大系统，将其构成要素视为其的子系统，那么从电子商务与经济增长的实际出发，通过分析电子商务大系统的各个子系统模型，并在内在关联的作用下生成整体的模型结构。即：Xij(k+1)=φ(k)•θij(k)+vij(k)从模型的构建来看，其计算过程如下：①收集研究对象的资料，并根据构建模型的需求统计单个指标；②根据上述模型计算时变参数θij(k)；③在确定好各项参数后，结合实际情况采取最为合理的方法对参数进行估计与预测；④采用状态方程的自适应预测与控制；⑤进行电子商务大系统的自适应协调控制。

三、电子商务与经济增长协调发展及双向控制

（一）电子商务—经济增长协调发展控制

要想分析电子商务—经济增长协调发展，必须设计出电子商务系统控制指标与经济系统控制的指标，然后计算协调度指标。电子商务—经济增长协调发展控制指标体系主要包括信息资源开发效率指标、信息资源投入效率指标、信息资源利用效率指标、协调度指标。协调度指标主要包括管理运行协调度、企业文化适宜度。将所有指标明确后，经过无量纲化处理，即可实现对电子商务—经济增长协调发展控制的评价。

（二）企业电子商务协调发展评价

企业电子商务协调发展评价既是将电子商务大系统所有指标进行加权量化，一般采用多级模糊综合评价方法进行。涉及评价的指标主要包括内生信息资源产出率、外生信息资源产出率、电子商务收益率、电子商务销售收益率、信息基础设备使用率、电子商务需求效率、电子商务应用效率、电子商务利用率、专利成果利用率、电子商务人员业绩、电子商务系统运行调度、企业文化适宜度、管理运行协调度等。对所有指标因素进行量化加权后，通过综合分析，可实现电子商务经济协调发展评价。

（三）电子商务与经济增长的协调控制思路