经济增长的动因

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经济增长的动因范文第1篇

关键词:投资需求;消费需求;最终消费率;社会保障

中图分类号:F12文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)22-0001-02

进入21世纪以来,中国经济保持了平稳较快的增长态势。从最终需求的角度看,投资和出口是推动新一轮中国经济增长的主要力量,特别是投资的增长支撑起来中国经济的快速增长。与经济增长的轨迹基本一致,全社会固定资产投资的增长速度也是从2000年开始加快,由10.3%持续上升到2003年的27.7%。之后政府针对投资和经济增长偏快的局面,分别是2003年下半年至2004年上半年、2005年上半年以及2006年4―9月,三次比较集中地出台了一系列宏观调控措施,使得投资增长速度有所降低。但由于投资增速一直保持较高水平,所以投资需求对GDP增长的贡献率明显,一直都高于消费需求对GDP的贡献率和拉动作用。

一、经济增长的内因与外因:“拉动”与“推动”

2008年国际金融危机席卷全球,中国日益外向的经济也不可避免地被危机波及,但中国政府果断决策,4万亿的投资决策对稳定民心和实体经济都起到了显著的作用。政府新增的投资和强有力的实施手段都是宏观经济外在的推动作用。若实施得当,则促使经济转危为安并良性循环;若实施不当,则很有可能会造成流动性过剩及通货膨胀预期。那么从中国宏观经济本质上对症下药,我们更加需要经济内在的拉动力量。从推动到拉动,实质上是变被动为主动。中国当前主要有投资与出口驱动的增长模式,实际上反映出经济中的双重失衡:一方面是内部失衡,主要表现为投资和消费比例关系失调;另一方面是外部失衡,也就是国际收支不平衡,突出表现为贸易顺差过大,而其实质是国内储蓄大于投资,并进一步表现为储蓄与消费比例关系失调。因此综合来看,内外失衡的根本症结在于消费需求的相对不足。因此在中国具体的情况下,研究和制定合理的消费政策、进行消费结构的调整,如何从消费的角度入手,提高消费率进而提高中国居民生活质量,就显得十分重要和迫切了。

二、中国的消费与消费经济

中国的消费。从宏观经济学的经典理论来看,根据欧拉方程:消费增长率=[r(t)- ρ-θg] /θ。消费增长率是一个内生性的增长变量,消费者的理最终决定消费率水平。而在这其中,影响最大的因素ρ值是指效用的贴现率,反映的是当前消费和未来消费之间的权衡问题,若该值较大则说明一国居民倾向于当前消费。从中国居民的消费理来看,ρ值较小,远低于世界平均水平,这与中国增长缓慢的国民收入水平、提倡节俭的传统文化美德以及尚未完善的社会保障体系不无关系。因此,与国际相比,中国的最终消费率明显偏低。世界平均消费率为79.1%,其中低收入国家为80.2%,中等收入国家为72.6%,高收入国家为80.3%。而中国的消费率一般不足60%,近年来随着投资的迅猛增长,曾一度低至不足50%,比世界平均水平低了近30个百分点。从消费需求的组成来看,最终消费率偏低主要表现为居民消费率过低。此外,政府消费率也相对较低,近年来,中国政府消费率平均仅为14%左右,低于亚洲国家25%的平均水平。

三、影响中国消费增长的因素分析

1.收入因素。影响中国最终消费率的因素主要有国民收入及其划分的比例、人口数量及增长速度、产业结构状况、政府相关政策以及人们的消费心理等,其中最根本的制约因素还是国民收入。收入水平高,则消费领域广,享受性、发展性消费较多,从而消费结构层次较高;收入水平低,则消费领域窄,较多地集中于基本生活消费方面,从而消费结构层次也较低。而在收入构成中,工资性收入是比较稳定和持久的部分,这部分收入在消费支出投向中的基本功能在于满足人们日常基本生活需要,非工资性收入即一时性收入(如,各种奖金、兼职收入等)在消费支出投向中则更倾向于用来满足非日常基本生活需要和发展性需要。不仅如此,近来来,宏观收入分配结构向非居民部门特别是政府部门倾斜的趋势较为明显,导致居民部门在国民收入分配中的地位趋向下降,这也制约了居民消费进一步快速增长。另外,持续走高的房价已成为阻碍消费快速增长的重要因素。由于房价增幅过大,超出了部分居民特别是中低收入居民的购买能力,从而抑制了其他消费需求的释放。年轻居民的消费欲望较强、消费观念超前,有潜力成为推动商业发展乃至经济增长的主力军。但为了积累购房能力,不少城市家庭被迫进行储蓄,有时是两代人甚至几代人进行储蓄,这就使得住房消费以外的当期其他需求受到较大制约。

2.传统因素。勤俭节约的消费文化传统是导致中国消费率不高的另一个重要因素。中国居民的储蓄率水平一直都很高,尽管近年来由于居高不下的通货膨胀率使得很多金融学者一直在提醒大家中国“负利率”时代的来临,但这依然不能改变中国高储蓄率的现实,可见崇尚节俭的传统文化影响之深。在这种文化的熏陶下,中国居民的自发消费意愿不强。尽管国家采取了各种刺激消费需求的政策,但中国居民的储蓄率水平依然很高。而现在中国人口结构的现状愈加推动了储蓄率的提高。众所周知,中国目前已步入老龄化社会,中老年人口的占比在逐年提高。中年人的收入水平较高且大部分自身并没有住房的压力,但代代相传的“前人栽树、后人乘凉”的思想在这部分人群中根深蒂固,因此他们的自发消费意愿不强,更多的收入都是用来储蓄以满足下一代求学、购房等需求。

3.社会因素。社会保障具有稳定社会、促进经济发展的双重功能,就社会保障对经济发展的作用而言,它是国民收入再分配政策的重要手段,引导和控制社会及其成员的消费需求和消费结构变化,从而促使生产、交换、分配和消费的良性循环,社会保障正是通过对消费需求增长和需求变化这一环节的调节,以促进消费结构的合理化,最终促进经济社会的协调发展。在原有的与计划经济相适应的社会保障体系解体后,与市场经济体制相适应的社会保障体系尚在进一步建立和完善之中。中国目前已经初步建立以“三条保障线”和养老保险、医疗保险、工伤保险为主要内容的城镇社会保障体系;农村社会保障事业也已取得较大进展,救灾救济制度、农村五保供养、农村最低生活保障制度、新型农村合作医疗和农村救助医疗制度等初步展开,中国社会保障体制改变已取得了显著的成绩。但是,在社会保障事业发展的同时,中国社会保障实践还存在着一些亟待解决的问题。比如,社会保障覆盖面窄,只有部分城镇居民享受到养老保险、医疗保险等社会保障,而数量庞大的农民工并不能享受到这些待遇。社会保障体制的基本目标是实现对需求者的有效保障,而中国社会保障水平过低制约了这一目标的实现。中国的社会保障并不能给被保障者充分的帮助,特别是在农村,低水平的社会保障让农民感到并没有真正的实惠。另外,社会保障制度监管不力,很多社会保障资金并不能真正到位发放到居民手中。中国社会保障体系的不完善进一步加大了居民未来支出的不确定性,导致居民储蓄倾向上升,消费倾向下降。

四、结语

总体来看,中国宏观经济增长势头强劲,发展平稳而迅速。投资对经济增长的主导作用依然显著,外贸经济虽然在金融危机期间稍有波动,但中国贸易顺差的局面在今后较长的一段时间内不会改变。然而从长期发展规划来看,通过提高消费率从而改变居民消费倾向和消费结构才是宏观经济增长的本质性推动因素和长远发展的保障,促进消费需求,才能最终促进经济社会的协调发展。

参考文献:

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[3]国务院宏观研究院经济形势分析课题组.2004年宏观经济政策取向及对策建议[J].经济研究参考,2004,(15): 6-7.

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[5]国家发改委宏观经济研究院课题组.2004年宏观经济增长趋势急需着力处理的几个问题[J].经济研究参考,2004,(31):10.

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[7]方文.城乡居民储蓄增长的原因及对宏观经济的影响[J].市场经济研究,2004,(2):38-41.

经济增长的动因范文第2篇

关键词：税收增长率；价格；经济增长率

中图分类号：F810.42 文献标识码： A 文章编号：1003－3890（2008）07－0015-05

一、引言

随着中国经济体制改革的逐步深入，特别是自1994年税制改革以来，中国宏观税负水平呈长期上升之势，税收收入增势明显，且远远超过同期经济增长速度，国内学者在探索税收增长率原因方面做了不少努力，他们分别从不同的角度，运用不同的方式，对此提出了不同的见解。但是大多数学者认为税收增长率保持增速的原因主要是近几年来国内生产总值（GDP）保持了较高的增长率。现将国内不同学者观点归纳如下：樊丽明、张斌（2000）认为在反映经济增长的实际GDP增量中，可税GDP的比重是决定税收收入增量的首要因素。原铁忠（2005）指出在税收增长因素中非经济增长因素占了很大比重，剔除非经济因素，税收增长与经济总量增长基本保持同步。贾康、刘尚希（2002）通过分析发现，当前税收的快速增长，是许多临时性因素的作用，并不代表长期趋势。若去掉这些临时性因素，税收增长和经济增长是大体合适的。曾国安、胡晶晶（2006）考察了不同税种与GDP的协调增长关系，提出税收收入的增长应该服从于社会福利水平的提高，如果税收收入的增长最终导致社会福利水平的提高，税收收入的增长就是合理的。安体富（2002）认为税收与经济的增长本质上是协调的，由于税收征管、税制政策、税款“虚增”等其他因素的扰动，使得两者失去了协调性，考虑到这些非经济性因素对税收增长率的影响，他建议中国应该适当减税，其目的是为了提高中国企业的投资能力和国际竞争能力，其手段是通过改革和完善现行税制来实现。曾康华（2006）通过对中国1978-2005年税收变动的实证分析得出结论，非经济因素对税收收入的变动起较大作用，同时税收收入增长率的变动自始至终围绕GDP增长率的波动进行。王琦（2006）通过对流转税与经济增长之间长期关系的协整检验得出结论，流转税增长与经济增长是协调的，但税收超经济增长有可能对中国经济增长产生负面效应，因此必须改革现行税制结构。胡怡建（2006）则通过对时间序列模型的实证分析得出与上述观点截然相反的结论：1978-2006年期间，经济增长率对税收增长率的解释力度比较小，税收增速的调整依赖于税收政策的调整和前一期税收增长对下一期税收增长所形成的预期。

以上对于中国税收收入增长的研究，从不同角度对中国税收增长的原因作出了解释，同时还指出了如何保证税收稳步增长。但是综观这些研究，尚需进一步深入探讨影响税收增长的因素。一方面现有的研究仅仅基于纯理论的角度，或者即便运用了某种技术分析，也只是在选取多种影响因素的情况下对税收增长状况进行概述。另一方面，很少有学者对税收增长率这一概念进行专门研究，在转变经济发展方式的过程中，影响税收增长率的因素越来越复杂。本文基于以上两方面，在理论基础上采用实证分析法，对影响税收增长率的经济因素所产生的效应进行深入探索。

二、税收增长率与经济因素之间的动态关系

（一）税收增长率与经济增长率的关系

在经济因素内涵的界定上，比较有影响力的观点是：经济因素应该包括GDP规模、产业结构以及经济效益等因素①。这里所说的影响税收增长率的经济因素，主要是指国内生产总值（GDP）变动率对税收收入的影响，并以樊丽明、张斌的观点为基础，分析可税GDP变动率对税收增长率的影响程度以及这种效应所带来的最终结果。可税GDP是指可以作为税收课税对象的GDP组成部分。在反映经济增长的实际GDP增量中，可税GDP的比重是决定税收收入增量的首要因素②。

自1978年以来，中国经济总量经历了4次周期性波动。第1次经济波动在1978-1985年。在此期间，前4年中有3年GDP的增长率是下降的，1979年与1980年的GDP增长率基本持平，后4年持续回升。谷底在1981年，GDP的增长率为7.6%，峰顶是1985年，为25%，峰顶与谷底的落差有17.4个百分点。第2次经济波动发生在1986-1988年。3年间，GDP增长率有1年下降，2年回升，谷底是1986年，GDP增长率为13.8%，峰顶是1988年，为24.9%，落差为11.1个百分点。第3次经济波动发生在1989-1994年，前2年GDP增长率是下降的，后4年GDP增长率则明显回升，谷底是1990年，GDP增长率为9.7%，峰顶是1994年，为35.8%，落差为26.1个百分点。第4次经济波动从1995年至今，在此期间，1999年的GDP增长率只有4.7%，为改革开放以来的最低值，此后GDP增长率比较平稳，2006年GDP增长率达到14.4%。可以预计，如果国际国内宏观经济形势不发生较大变动，GDP增长率的平稳趋势还将继续保持。

从图1可以看出，1978-1996年，税收增长率的变动比GDP增长率的波动要剧烈得多。变动最大的年份出现在1985年，这1年的税收增长率为41.9%，而1986年税收增长率只有4.0%，落差近38个百分点。另一个变动较大的年份出现在1993年，这1年的税收增长率为28.6%，而1992年税收增长率回落到10.5%，落差有18个百分点。1999-2006年，税收增长率均高于同期的GDP增长率，成为自1978年以来税收增长最快最平稳的时期。从GDP增长率与税收增长率的关系来看，尽管两者差异较大的年份为多，但增长率的波动趋势基本一致。所以，从根本上说，税收收入随GDP的增长而增长，同时还受税收征管等制度性因素的影响。从宏观税负的角度分析，1978-2006年中国税收收入占GDP比重的变动，大致呈非对称凹型。1978-1984年税收收入占GDP的比重在12%～14%之间，1985年“利改税”后税收收入占GDP的比重上升到15%，税收增长率高达101.17％，无论是增量的绝对数还是增长率，1985年都是空前绝后的。这种现象的形成原因主要是在1984年10月1日实施了第二步“利改税”，同时颁布实施了产品税、增值税、营业税、盐税、资源税、国营企业调节税等6部新税收条例。之后，1985年4月又开征了集体企业所得税，1997年税收收入占GDP的比重出现回升迹象，达到11.1%，此后几年稳步增长。之后，这一比重继续上升，2003年达到17.1%，2004年为17.7%，2005年为18.4%，2006年为19.0%。由此看出，中国税收增长率与同期经济增长率之间存在很强的依附关系。

（二）税收增长率与价格的关系

为了便于分析，根据税收增长率与价格之间的关系，我们把价格分为两种，第一种是最终消费品价格指数Pe，包括居民消费价格指数、商品零售价格指数。第二种是中间消费品价格指数Pm，包括工业品出厂价格指数（生产者价格指数）、原材料、燃料和动力购进价格指数。价格指数是相对的概念，对于特定单位来说，它的产品价格是最终产品价格，而对它下游的企业来讲，则是原材料价格，因此，Pe和Pm的变动在趋势上应是基本一致的。下文所提到的价格指数，均以价格代替。

由于税收的增长是受经济增长、征管水平、税收政策调整和价格因素共同影响的，无法从量上单独考察价格的影响程度，但是从变动趋势可知（见表1），1997-1998年，价格指数呈现降低趋势，同期的税收收入增长率也逐年降低；2000年，价格指数出现增长，同期的税收增长率明显提高；2001-2002年价格指数又有所回落，税收增长比例也随之回落；2003-2004年的价格指数出现了新的增长，税收增长率也同时出现了增长。除1996年和1999年以外，其他年度税收增长率变化和价格的变化趋势表现出了明显的一致性，这说明两者之间具有高度的正相关关系。

三、中国税收增长率实证分析过程及结果

（一）平稳性检验

根据中国1978-2006年的税收收入总量以及相关统计资料数据，利用Eviews5.0绘图，得到图2。

从图2可以看出，税收总水平除1979年比1978年稍有增加外，其余年份基本上保持增长趋势。1978-2006年的29年间平均每年增加税收2344.22万元，年平均增长率为16.2%。尽管税收规模逐年增加，但税收增长率的波动比较剧烈。一方面，从中国税收序列的变动特征来看，显然是一个非平稳序列。通过对税收增长率作一阶差分DTi的序列图，1979-1993年，DTi表现为近似平稳特征，但从1994年起，DTi表现为非平稳序列特征。进一步地，从其二阶差分D2Ti序列图（略）也可以看出，D2Ti也表现为非平稳序列。如果用自回归一阶差分或二阶差分模型描述中国税收变动，由于存在非平稳性，模型的拟合程度就会大大降低，参数估计值也是不显著的。另一方面，为了避免变化趋势的存在导致伪回归现象，提高对税收收入时间序列平稳性的判断，采用ADF检验（Augmented Dickey-Fuller Test）对变量的平稳性进行检验。

对变量及变量的一阶滞后差分项进行ADF检验时，检验形式根据变量趋势图确定是否包含常数项和趋势项。而检验的滞后期由Eviews5.0计量软件根据AIC和SC准则自动确定。检验结果见表2，其中DT、DGDP、DP分别表示相关变量的一阶滞后差分项。

由表2的结果可以看出，原始变量T、GDP、P在10%的显著性水平下仍然是不稳定的，而一阶差分后的变量在5%或1%的显著性水平下都显示平稳。所以，原始变量都是一阶单整的，即为I（1）过程，符合进行协整检验的前提条件。

（二）协整检验及向量自回归模型（VAR）的估计

协整理论在研究非平稳时间序列中具有十分重要的作用，Engle和Granger（1987）认为，非平稳变量的线性组合可能是平稳变量，这种平稳的线性组合称为协整方程，且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。本文运用Johansen协整检验，此检验以VAR模型为基础，具有非常好的小样本特性。由于协整检验对于滞后阶数的选择非常敏感，因此，在进行Johansen协整检验前应首先确定模型的最优滞后阶数，本文根据无约束VAR模型的残差序列相关性分析来确定，VAR模型残差序列不存在序列相关的最小长度为2个滞后期，因此我们选择最优滞后阶数为2。

由于税收增长与价格之间不存在双向的Granger因果关系，因此，我们只对存在双向Granger因果关系的税收增长与经济增长进行VAR模型估计。为了更客观地表示出两变量之间的关系，我们对两变量采用向量自回归模型估计，即VAR模型估计，得到估计结果如下：

由模型估计结果（1）、（2）可以看出，税收增长率与经济增长率这两者不仅受到自身滞后数值的影响，而且当期的税收增长率还受到前几期经济增长率的制约；同时，现期的经济增长率也受到前几期税收增长率的影响。

（三）格兰杰因果关系检验

协整检验的结果表明，中国税收增长与经济增长之间存在长期均衡的关系，但是变量之间相互促进的因果关系并不是很明显，需要对两者之间的因果关系进行格兰杰（Granger）因果关系检验。这种检验方法通过检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中，从而使解释程度提高。如果一个变量受到其他变量的滞后影响，那么则称它们之间具有Granger因果关系，我们采用VAR模型下的格兰杰因果关系检验，结果如表3。

由表3可以看出，对于GDP方程，在10%的置信水平下，GDP方程的x2统计量值3.10614、3.07610分别大于查表得到的临界值，同时P值比较小，这说明经济变动率是税收增长率较高的原因，税收增长率也是经济变动率的原因，两者之间存在双向的Granger因果关系。对于P方程，在10%的显著性水平下，P方程中T的系数显著为0，即税收增长率不是价格的Granger因果关系，而价格是税收增长率的Granger因果关系。因此，这一结果更加肯定了，经济增长因素是促进税收保持高增长率的重要原因，同时税收的高速增长也加速了经济的增长；最终消费品价格对税收具有重要的影响作用，易引起税收的增长变动。

四、结论及政策建议

通过对1978-2006年中国税收增长率的变动情况分析可以看出，税收增长率在很大程度上受到经济增长率和价格水平的影响，同时以经济增长率和价格水平为解释变量又不能对税收增长率的变动作出完全的解释，这说明税收增长率的变动还受非经济因素，比如税收政策、税收管理等方面的制约，由此归纳出以下几点结论：

1. 经济波动决定税收增长率的变动。根据时间序列分析显示，经济波动与税收增长率变动之间存在一定时差。一般地，经济增长率波动在先，随后引起税收增长率的变动，而且经济增长率的变动要慢于税收增长率的变动。这说明，影响税收增长率的因素中经济波动是引起税收增长率变动最主要的因素，而且税收收入的均衡增长取决于GDP的适度增长。要获得税收收入的长期均衡增长，就必须促使GDP适度增长，防止税收增长率处于大起大落的变动之中。

2. 经济波动与税收增长率变动存在长期均衡变动关系。1978-2006年，GDP的增长率和税收增长率的变动趋势基本一致，这是进行实证分析所得出的基本结论。同时，GDP的年均增长率低于税收收入的年均增长率，而且税收增长率的变动比GDP增长率的变动要剧烈的解释，这说明引起税收收入增长率变动的因素除了其他经济因素以外，也有非经济因素。但是，税收增长率的变动自始至终围绕GDP增长率的波动进行。

3.中国宏观税负在近30年期间长期偏高的情况在最近几年已经表现十分明显。税收增长率的波动呈现非平稳特征，所以，要使中国税收规模均衡增长，除继续保持经济长期均衡增长、尽快降低宏观税负外，还要构建和谐的税收征收环境和合理的税收制度，努力消除影响税收增长的不利因素。

4.价格对税收增长率具有较大影响，价格还会通过影响经济发展间接地影响税收，但价格对总体税收的影响是通过对个别税种的影响来实现的，在具有明显通货膨胀迹象的情况下，有必要通过提高个别税种的税率或者开征临时性税种以消除物价上涨带来的影响。

注释：

①王剑锋：《经济因素在税收增长中贡献作用的估算：1997-2005》，《税务与经济》，2007年6月。

②文中以下提到的GDP均指可税GDP。

参考文献:

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经济增长的动因范文第3篇

关键词：灰色系统模型 经济增长 驱动因子 预测

准确判断各驱动因子与经济增长的关系，对经济增长趋势进行准确的预测，不仅有助于提高经济增长的质量，同时对控制各驱动因子从而使其满足经济稳定增长的条件具有重要意义。近几十年来，尽管受到国内外诸多不利因素的冲击和挑战，湖南省的发展仍经受住了重大考验、取得了重大成就。湖南省全省地区生产总值（GDP）在1978年只有146.99亿元，而2012年达到了22154.2亿元，是1978年的150倍。但是目前，和沿海发达省份相比，湖南省仍处于较落后的地位，即使是在省内各市、州，发展水平也存在很大的差异。为保持健康、稳定、快速的经济增长，必须对影响湖南省经济增长的驱动因子进行研究，同时对湖南省在未来几年的经济增长趋势进行预测。

文献综述

（一）国外相关研究综述

究竟是哪些因素推动着经济增长？经济学界从未停止对这个问题的探索。在国外的研究中，古典经济增长理论、新古典经济增长理论、内生经济增长理论、结构主义发展理论、制度变迁理论都对这个问题进行了探索。亚当・斯密、李嘉图等古典经济学家最早对经济增长问题进行论述，斯密认为增加劳动者数目、加强分工、提高劳动生产率对经济增长具有积极的作用。对经济增长理论进行较为系统的研究是从哈罗德和多马开始的，哈罗德和多马考察了动态均衡的增长问题，强调了储蓄率即资本积累率对经济增长有决定性作用，同时他们也认为如果初始的均衡状态发生背离，经济中没有内在力量能使经济恢复到均衡状态。

新古典经济增长理论对“资本积累对经济增长有决定性作用”这个观点进行了突破，第一次强调了技术进步因素对经济增长具有重大的作用。其代表人物Solow（1957）将技术进步因素加入到总量生产函数中，运用全要素生产率分析法对美国1909-1949年间的情况进行检验，结果发现每小时劳动的产出增长中只有12.5%能由劳动和资本投入解释，87.5%要归因于技术进步，这就强调了技术进步的重要性，但不足的是他同时假定技术进步是外生的。

Romer（1986）、Lucas（1988）充分吸纳已有经济增长研究成果，对新古典经济增长理论的局限性和20世纪80年代以来的经济现实进行研究，抛弃了外生技术变化的假设并内生化了技术进步，认为内生技术进步、知识、人力资本积累对经济增长具有重要推动作用。结构主义发展理论发展了结构分析法并利用其对经济增长进行分析，该理论的代表人物钱纳里（H.Chenery）、帕西内蒂（L.L.Pasinetti）等经济学家认为产业结构和经济增长互相影响。在产业结构变化适应需求结构变化的基础上，促进资本和劳动向生产率高的部门转移，产业结构的变化对经济增长将起积极的推动作用。诺斯（North）等制度经济学家则认为以往的研究都忽视了制度这个因素的存在，并且认为有效率的产权结构以及制度的安排、变迁、创新对经济增长起着重要的作用。

（二）国内相关研究综述

国内学者对经济增长影响因素的研究也没有比较一致的结论，比如等（2006）通过建立中国经济增长的综合因素模型，分析认为中国经济增长最主要的因素是资本投入的增加，技术进步的贡献也较大，贡献相对较弱的是劳动力投入的增加。胡雪萍、李丹青（2011）运用索罗模型实证分析了1978-2009年间中部地区产出和劳动、资本、全要素生产率之间的关系，结果发现资本对中部六省经济增长的贡献最大，而技术进步和劳动的贡献相对较小。陈友余（2013）基于2000-2010年的数据，运用灰色关联度组合分析法对中国经济增长的影响因素进行研究，结果显示消费习惯、产业结构和国内贸易发展水平对中国经济增长的贡献较大，卫生水平、劳动力数量和城乡结构对经济增长的贡献较小。许和连、赖明勇（2003）基于1980-2000年的数据，通过偏最小二乘（PLS）回归法分析了12个影响湖南省经济增长的因素，发现除了人口增长对湖南省经济增长起阻碍作用外，其他因素都起着不同程度的积极作用，而居民消费支出的积极作用最显著。

从国内外的研究成果来看，关于经济增长驱动因子的分析并没有一个一致性的结论，对经济增长驱动因子的研究仍有待深入，同时专门对湖南省经济增长的驱动因子进行分析并对湖南省经济增长的趋势进行预测的文献还比较少。本文利用2002-2012年的相关数据，尝试回答以下几个问题：影响湖南省经济增长的驱动因子有哪些？它们对湖南省经济增长起什么作用？湖南省2013-2015年的经济增长情况如何？能实现湖南省“十二五”规划中的相关目标吗？本文结构安排如下：第二部分介绍所使用的研究方法；第三部分是实证部分，并对实证结果进行了分析；第四部分对本文进行总结并提出建议。

灰色系统模型方法

灰色系统理论是近几十年来发展起来的一种研究少数据、贫信息不确定性问题的新方法，该模型利用序列算子的作用研究事物运动的规律，同时对数据不进行特殊的限制和要求，可广泛应用于各个学科。本文采用了灰色系统理论中的灰色关联度分析、GM（1，1）模型和新陈代谢GM（1，1）模型。

（一）灰色关联度分析

在进行系统分析时一般采用回归分析和方差分析等方法，但是这些方法都存在一些不足，如对数据的数量要求大、要求所选的样本数据服从某个典型的概率分布等。灰色关联分析则能弥补上述方法存在的不足，该方法通过比较参考序列和若干个比较序列的几何形状的相似程度来确定其联系的紧密与否，联系越紧密，则关联度越大。本文采用邓氏关联度和广义灰色关联度对影响湖南省经济增长的因素进行分析。

设反映系统行为特征的序列为：

X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）），

设比较序列为：

Xi=（xi（1），xi（2），…，xi（n））（i=1，2，…，m）

邓氏灰色关联度是在对系统行为序列和各比较序列进行无量纲化（进行无量纲化可采用初值法，即X`j=X`j/xj（1）=（x`j（1），x`j（2），…，x`j（n））（j=0，1，2，…，m）后，再求各关联系数的平均值从而得到的，即关联系数为：

其中ρ∈（0，1）为分辨系数，通常取为0.5。则序列X0和Xi的邓氏灰色关联度为：

广义灰色关联度有灰色绝对关联度、灰色相对关联度、灰色综合关联度。

灰色绝对关联度是在对系统行为序列X0和各比较序列Xi进行始点零像化X``j=（x``j（1），x``j（2），…，x``j（n））（j=0，1，2，…，m），其中x``j（k）=xj（k）-xj（1），k=1，2，…，n的基础上进行的，序列X0和Xi（i=1，2，…，m）的灰色绝对关联度为：

计算灰色相对关联度η0i（i=1，2，…，m），先对各原始序列进行无量纲化处理，得到各序列的初值像X`j=X`j/xj（1）=（Xj`（1），x`j（2），…，x`j（n））（j=0，1，2，…，m）后，再求出各初值像序列的灰色绝对关联度，各初值像序列的灰色绝对关联度即为序列Xo和Xi的灰色相对关联度，这里不再赘述。

灰色综合关联度是利用灰色绝对关联度ε0i和灰色相对关联度η0i计算出来的，即灰色综合关联度：

ρ0i=ε0i+（1-w）η0i

其中∈（0，1），其通常取值为0.5，在这里，我们也取其值为0.5。

（二）GM（1，1）模型、新陈代谢GM（1，1）模型

GM（1，1）模型是在对要进行预测的某项指标的原始序列进行一次累加生成的基础上，通过建立微分方程得到一次累加生成序列的预测值，再将此一次累加生成序列的预测值进行逆生成还原，从而得到原始序列的预测值。

设原始序列X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）），GM（1，1）模型通过以下步骤建立：

一是对要进行预测的某项指标的原始序列作1-AGO（一次累加生成处理），得：

发给

二是确定GM（1，1）模型的白化微分方程dx（1）/dt+ax（1）=b ，此微分方程能够近似地描述序列X（1）的变化趋势。其中，-a为发展系数、b为灰色作用量，a、b可以通过最小二乘法拟合求得：

三是确定模型的时间响应式。X（1）（t+1）=（x0（1）-b/a）e-at+b/a，（t=0，1，…，n-1） ，据此得到序列X（1） 的模拟序列X（1）=（x（1）（1），x（1）（2），…，x（1）（n）） ，再由X（1） 还原出X0 的模拟序列X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）） ，x0（t+1）=x（1）（t+1）-x（1）（t）（t=1，2，…n） 。

新陈代谢模型是指利用原始序列X0 建立GM（1，1） 模型，得到预测值x0（n+1） ，将此最新信息x0（n+1） 置入到原始序列X0 ，同时将X0 的最老信息x0（1） 去掉，从而得到一个新的序列X`0 =（x0（2），x0（3），…，x0（n+1）），利用序列X`0 建立的模型就称为新陈代谢GM（1，1）模型。

四是进行模型的精度检验。为提高分析和预测结果的准确度，本文采用绝对关联度检验和后验差检验，当两种检验都通过时，才认为该模型是合理的，才用于预测。否则就采用残差GM（1，1）模型对原来的GM（1，1）模型进行修正，直到其通过检验为止。绝对关联度检验是指求出原始序列X0 和其模拟序列X0的灰色绝对关联度ε1，对于给定的ε0，当ε1>ε0时，则该模型为关联度合格模型。后验差检验通过对均方差比值C=S1/S2和小误差概率p=P（|ε（K）- ε|

实证分析

（一）数据来源和变量选取

对于湖南省经济增长驱动因子的选取，本文根据相关经济增长理论和已有的相关文献，同时注意到各驱动因子数据的客观性、全面性、可得性，选取了10个影响湖南省经济增长的驱动因子，即：消费水平、物质资本投入、对外贸易、劳动力投入、人力资本投入、技术进步、人口增长、城乡结构、第二和第三产业发展情况。为便于分析，本文以湖南省地区生产总值（Q1，GDP，亿元）作为衡量湖南省经济增长的指标；以湖南省社会消费品零售总额（Q2，亿元）衡量消费水平；以湖南省全社会固定资产投资（Q3，亿元）衡量物质资本投入；以湖南省的净出口（Q4，亿元）衡量对外贸易；以湖南省历年年末从业人员人数（Q5，万人）衡量劳动力投入；以湖南省普通中、高等学校在校学生人数（Q6，万人）衡量人力资本投入；以湖南省人口自然增长率（Q7）衡量人口增长；以湖南省高新技术产业增加值（Q8，项）衡量技术进步；以湖南省城镇人口占总人口的比例（Q9）衡量城乡结构；以湖南省第二产业产值（Q10，亿元）、第三产业产值（Q11，亿元）衡量第二、三产业发展情况。

关于本文数据的来源，2002-2011年的数据来自于历年的《湖南统计年鉴》，2012年的数据来自于《湖南省2012年国民经济和社会发展统计公报》。本文所有的变量均采用2002-2012年的年度数据或根据这些年度数据整理而得，如湖南省的净出口（Q4，亿元）是通过各年的人民币平均汇率换算得来的。

（二）湖南省经济增长驱动因子分析

本部分运用灰色关联度分析法分析湖南省经济增长的驱动因子，计算出湖南省GDP对各驱动因子的四种灰色关联度，从而测算出这些驱动因子和湖南省经济增长的相关性（见表2）。

进行灰色关联分析，重点不在于各序列之间关联度的绝对大小，而在于各序列之间关联度的大小次序。对湖南省GDP和各驱动因子之间的关联度进行排序，找出影响湖南省经济增长的主导驱动因子，从而为湖南省制定经济政策提供可靠的依据。对表2中的关联度进行排序时，四种灰色关联度排序的结果不一致，不利于分析。为将这四种关联度都考虑进去，提高排序结果的正确性和可信性，本文对一般的灰色关联度分析法进行改进，采用求平均值的方法，求出四种灰色关联度的平均值，从而按平均值从大到小进行排序，平均值越大，关联度越大，如表3所示。

萨缪尔森认为经济增长有四个轮子：人力资源、自然资源、资本和技术。在这里，本文取其中的三个轮子（人力资源、资本和技术）进行分析，同时知道，从长期来看，技术进步和人力资本是影响经济增长的主要因素。由表3可知，进入新世纪以来在影响湖南省经济增长的因素中，技术进步和人力资本分别排在第7位和第5位，物质资本投资和劳动力投入分别排在第4位和第10位。可见技术进步和劳动力投入对湖南省经济增长的影响偏小，其中劳动力投入对湖南省经济增长的影响最小。这说明湖南省的经济增长已经不再过多的依赖劳动力的投入，经济增长的质量已经得到提高，但同时技术进步的贡献小，从长期看，这将阻碍湖南省向集约型增长转变的步伐，不利于湖南省经济增长方式的转变。

物质资本存在边际报酬递减，人力资本有较强的边际报酬递增，从长期看，人力资本对经济增长的促进作用要大于物质资本。就湖南省目前来说，物质资本投资尤其是固定资产投资对湖南省经济增长的贡献要大于人力资本投资，因此，从长期考虑，在不断优化物质资本的投资结构，提高物质资本利用效率的基础上，要下大决心提高劳动者的教育水平，加快人力资本的积累，提高湖南省经济增长的可持续性。

从城乡结构和第二、三产业的发展看，第二、三产业的发展排在第2位和第1位，城乡结构排在第8位，可见第二、三产业的发展对湖南省经济增长的推动作用较大，而城乡结构对湖南省经济增长的影响偏小。第三产业的发展对湖南省经济增长的解释作用最强，但是自2007年以来，湖南省第二产业产值在GDP中的比重一直高于第三产业，这说明湖南省需要在第二产业的基础上努力发展第三产业，促进第二、三产业的协调发展。城乡分割的二元结构制约了湖南省经济增长，虽然近年来湖南省加快了城镇化建设，城乡结构有所改善，但是与全国相比，湖南省的城镇化水平仍偏低，2012年湖南省的城镇化率为46.65%，而全国为52.6%，湖南省仍然需要加快城镇化建设，提高城镇化建设的质量。

在表3中，消费水平排在第3位，说明消费对湖南省的经济增长具有很大的促进作用，湖南省应该继续提高居民的消费水平，坚持扩大内需的方针，刺激经济增长；对外贸易排在第6位，表明对外贸易对湖南省经济增长的影响相对偏小，对外贸易对宏观经济平稳运行和保持经济较快增长具有重要的作用，湖南省要提高经济的外向型水平，积极融入全球化的潮流中；人口增长排在第9位，人口增长对湖南省经济增长的解释作用很小，近些年，湖南省的人口自然增长率一直在上升，从2002年的4.86%增加到2012年的6.57%，人口增长过快将导致失业率上升、教育投资效率低下等问题，这也表明湖南省应该继续坚持计划生育的政策，继续降低人口增长率，提高人口的素质。

（三）湖南省经济增长预测

对湖南省的经济增长进行预测是一项具有重要意义却又复杂的工作，本部分利用相关变量2002-2012年的年度数据，建立GM（1，1） 模型和新陈代谢GM（1，1）模型对湖南省2013-2015年的经济增长情况进行预测。由于篇幅所限，在对湖南省2013-2015年的经济增长情况进行预测时，只对GDP的预测情况进行详细介绍，人均GDP和三大产业的预测则不再详细介绍。首先对湖南省2013-2015年的经济增长情况进行预测，所建立的GM（1，1）模型为：x（t+1）=24638.791591e0.174311t-20487.251591，结果如表4所示。

运用绝对关联度检验法和后验差检验法对上述模型进行检验，发现绝对关联度大于90%，C小于35%，p为1，模型精度为1级，两种检验均通过。因此可以运用上文的GM（1，1）预测模型对湖南省2013年的GDP增长情况进行预测。对2014、2015年的GDP增长情况进行预测时可以使用GM（1，1）模型，也可以使用新陈代谢GM（1，1）模型。从预测的角度来说，老信息的意义随着系统的发展而逐步降低，通过不断补充新信息和及时去掉老信息建立的序列更能够反映目前的系统特征。考虑到经济增长是一个不断变化的过程，因此在进行预测时，应尽量使用新信息，以提高预测的精确度。

从表5可以看出，在对2014、2015年的GDP增长进行预测时，通过不断补充新信息和及时去掉老信息建立的新陈代谢GM（1，1）模型具有更高的精度，故运用GM（1，1）模型对湖南省2013年的GDP增长情况进行预测，运用新陈代谢GM（1，1）模型对2014、2015年的GDP增长情况进行预测。

同样利用GM（1，1）模型，如表6所示，对湖南省2013年的人均GDP和三大产业产值进行预测，并在GM（1，1）模型基础上构建相应的新陈代谢GM（1，1）模型对2014、2015年的人均GDP和三大产业产值进行预测。所建立的模型均通过了绝对关联度检验和后验差检验，模型精度为一级，因此可以用来对湖南省的经济增长情况进行预测，预测结果如表7所示。从表7的预测结果来看，可以预计到湖南省“十二五”末期的2015年全省GDP总量将达到37766.36亿元，为“十一五”末期2010年的2.4倍。人均GDP从2013年的40240.84元增加到2015年的55775.33元，增幅达到38.6%。从三大产业来看，2013-2015年间，湖南省三大产业的产值都呈上升趋势，其中第二产业和三产业增长较快，而第一产业增长较慢，从三大产业占GDP的比重来看，第一、三产业占GDP的比重呈下降趋势，第二产业占GDP的比重在上升。2015年，湖南省三次产业结构为12.15：51.09：36.76，与湖南省“十二五”规划中的目标9.5∶48.5∶42有差距。

结论与建议

对上述分析进行总结，可得出以下结论：

在所选取的10个影响湖南省经济增长的因子中，第二、三产业发展情况和消费水平对湖南省经济增长的贡献最为显著，技术进步、城乡结构、对外贸易的贡献相对偏弱，人口增长和劳动力投入的贡献最弱。在人力资本投入和物质资本投入中，物质资本投入的贡献要大于人力资本投入。

根据模型的预测结果，到“十二五”末期的2015年，湖南省的GDP和人均GDP将分别达到37766.36亿元和55775.33元，较“十一五”末期的2010年增幅分别达到135.48%和125、64%。第一、二、三产业的产值将分别达到4632.04亿元、19479.85亿元、14018.15亿元，较“十一五”末期的2010年增幅分别达到99.18%、165.28%和120.09%，可见在2013-2015年间，经过努力，湖南省的经济可望继续保持较快的增长。

钱纳里、库兹涅茨等人在对100多个不同收入水平国家进行分析后认为产业结构的转变过程是经济增长过程的核心。但根据预测结果湖南省2015年的三次产业结构比为12.15：51.09：36.76 ，这与湖南省“十二五”规划中的目标要求9.5：48.5：42存在一些差距，这预示着湖南省在未来几年必须重视产业结构优化问题。

前面提到，2013-2015年间，湖南省的经济是可望继续保持较快增长的，为使这个愿望变成现实，基于以上的研究，本文提出以下几点政策建议：积极调整、优化产业结构，提高第二产业的发展质量的同时培育新兴产业，提高第三产业的比重；坚持扩大内需的方针，想方设法增加城乡居民的实际收入，推动消费结构的升级；加大对教育、科技的投入，增加人力资本存量，以科技进步和创新为支撑，降低对物质资本投入尤其是固定资产投资的依赖度，提高经济增长的质量和效益；积极开展对外贸易，融入经济全球化的浪潮中；走新型城镇化道路，缩小城乡发展差距，打破城乡二元结构。

参考文献：

1.，郑京平，万东华等.中国经济增长动力及前景分析[J].经济研究，2006（5）

2.Robert M.Solow.Technical Change and the Aggregate Production Function[J].The Review of Economics and Statistic，1957，39（3）

3.Paul M.Romer.Increasing Returns and Long-run Growth[J].The Journal of Political Econmy，1986，94（5）

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5.胡雪萍，李丹青.中部地区经济增长因素的实证分析―基于1978-2009年的时间序列数据[J].山西财经大学学报，2011（2）

6.陈友余.中国经济增长影响因素分析及其预测[J].统计与决策，2013（3）

7.许和连，赖明勇.湖南省经济增长影响因素的实证分析：1980-2000[J].湖南大学学报（自然科学版），2003（4）

8.刘思峰，党耀国，方志耕等.灰色系统理论及其应用[M].科学出版社，2004

作者简介：

经济增长的动因范文第4篇

[关键词]供给侧；产业结构；经济增长；投资效率

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2017.04.088

[中图分类号]F127 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2017）04-0-02

经济增长问题历来是国内外学者关注的焦c，“供给侧结构性改革”概念的提出使经济增长的动力问题得到了更多的关注。亚当・斯密、凯恩斯、大卫李嘉图等经济学家从不同角度研究了经济增长的问题。国内关于经济增长动力的研究主要有以下几个方面：一是资本投入是经济增长的主要动力，如吕铁和周叔莲（1999）、（2006）、黄志钢和刘霞辉（2014）等；二是从产业结构的角度分析经济增长问题，如干春晖（2011）认为产业结构合理化和高级化进程均对经济增长的影响有明显的作用；三是从体制改革的角度分析我国经济增长问题，如林毅夫（2000）认为农村改革、非国有部门的发展是推动中国经济增长的关键因素。不难发现，资本积累、产业结构、体制改革等因素均是促进经济增长的动力。当前，供给侧结构性改革是适应和引领经济发展新常态的重大创新，是适应我国经济发展新常态的必然要求，也是河北省经济转型和经济增长的必然要求。本文对河北省宏观投资效率和产业结构优化对经济增长的影响进行了分析，从供给侧结构性角度系统分析了河北省经济增长的动因，并为河北省投资结构优化、产业结构调整和经济增长提供了具有可行性的建议。

1 河北省宏观投资效率的分析

投资效率，一般是指投资活动所取得的结果与所投入使用资源之间的对比关系。目前，国际和国内比较常用的度量宏观投资效率的指标是增量资本―产出比（ICOR）。

即，ICOR=ΔK/ΔY=I/ΔY

其中，ΔK为资本存量的增量，每年新增的固定资产投资为I，ΔY为产出增量，该指标衡量了增加单位产出所需增加的资本投入量。表示，该指标越大，增加单位产出所需的固定资产投资越大，投资的效率越低；反之，该指标越小，则投资的效率越高。

笔者选取了河北省近20年的数据，主要指标包括：河北省固定资产投资、河北省国民总收入、河北省GDP年增加值。依据以上指标值计算得出ICOR值，见表1。通过对ICOR值趋势分析，可以发现，ICOR几次峰值的出现时间分别为东南亚金融危机的影响期间，美国次贷危机的影响期间以及从2012年至今出现的持续上升，且峰值已经远远超过了之前的两次。这一趋势反映了当前河北省近几年的宏观投资效率持续偏低，并且蕴涵一定的金融风险。从ICOR的均值来看，其均值为5.6，表明近20年中河北宏观投资效率总体偏低，处于一个较高的水平，与20世纪90年代的高投资效率相比，相去甚远，与全国宏观投资效率相比，也有较大的差距，这显然不利于河北省经济增长方式的转变和可持续发展。

究其原因，一方面导致河北省宏观经济整体投资效率较差因素可能主要来自于政府主导的公益性较强的交通运输、环境、供水、能源工程等领域，这些公共产品一般是以非价格为特征的，投资不追求跨期最优的结果。另一方面河北省优势产业竞争力不足的最大差距是缺乏创新能力、缺乏具有自主知识产权的核心技术，经济发展对要素投入已经形成了很强的路径依赖，大量的资本投入引发了资本边际回报水平逐步走低，导致了宏观投资效率的走低。

2 河北省产业结构优化对经济增长的影响分析

产业结构高级化由Moore指数表示，该指标以向量空间夹角为运算基础，将产业分为n个部门，构成一组n维向量。把每两个时期之间两组向量的夹角作为产业结构变化程度的指标。计算公式如下：

其中Mt为t时期产业结构高级化的程度，Wt，i为t时期第i产业所占的比重。

数据选取为河北省2003-2015年三次产业对GDP的贡献占比。从Moore结构变化值来看，在过去的13年里，河北省产业结构未发生较大变化，仅在2015年发生了较大变化，Moore结构变化值发生了0.1个百分点的变化，是近年来变化最大的一次，可见河北省对产业结构的调整已经有所成效。

同时，以河北省年度GDP值为被解释变量Yt，以Moore结构变化值（Mt），固定资产投资比例（It）及金融发展水平（Ft）为解释变量建立固定效应模型，并进行参数估计（时间序列通过了平稳性检验，其中Mt=Moore结构变化值*100，Ft=（金融机构年末存款量+金融机构年末贷款量）/GDP。

LN（Yt）=α+β1LN（Mt）+β2LN（Ft）+β3LN（It）+εt

模型参数估计结果如下：

LN（Yt）=-8.9228+2.5124LN（Mt）-0.0312LN（Ft）+1.1833LN（It）+εt

其中DW=1.9288 R2=0.8821 F=1049.92 Prob=0.0371。

注：数据来源为wind资讯。

根据参数估计结果可以看到，产业结构的高级化（Moore结构变化值）对GDP的影响是十分显著的，也就是说Moore结构变化值每变化1%，经济将增长2.5%。依据内生经济增长理论也可以看到，资源配置的有效性增加将能促进经济的增长。固定资产投资比例（It）对经济增长的贡献也较为明显，但从河北省宏观投资效率分析来看，固定资产投资对经济增长的贡献正在逐渐减少并难以持续。

3 河北省投资结构优化、产业升级与经济增长协同效用分析

在过去的20年里，固定资产投资的增加对河北省经济增长起到了促进作用，河北省固定资产投资规模相对较大，各行业投资竞争激烈是造成投资效果下降的重要原因。但从根本上来说，技术进步是经济持续长久增长的内在动力，因此，要鼓励各类型的投资主体积极投入新技术的研发，促进投资结构的优化。河北省要实现由要素规模扩张带动经济增长的方式向改革创新、人力资本和技术进步等要素质量提升的增长方式转型，由过度依赖自然资源的发展方式向更多依靠人力资源转型，就需要加强对“新技术”和“软实力”的投资，形成以技术引领投资，以技术引领产业的发展趋势。

河北省供给侧产业结构不协调导致产业效率低下，制约着河北省经济增长。因此，未来需要通过供给侧结构改革，促进产业结构调整、升级，同时培育经济新增长点，重构产业竞争格局，化解产能过剩，提高产业效率。明确地方政府在推动产业结构升级中的角色和地位，重点培育优势产业，充分考虑当地实际产业条件和资源，利用好“京津冀”协同发展的区域产业政策，增加供给的有效性。

供给侧结构性改革要形成以创新驱动发展、以创新吸引投资、以创新建立龙头的新理念，建立以技术创新为主导、以知识创新为目标的创新系统优化经济结构，促进经济增长新旧动力的转换，推动经济发展方式的转变。

主要参考文献

[1]王东.我国宏观投资效率及国际比较研究――基于1980-2010年的数据[J].科技广场，2012（2）.

[2]张哲谈，张鹏.科研投入、产业升级与经济增长实证研究[J].价格，2015（6）.

经济增长的动因范文第5篇

【关键词】区域金融；区域经济；金融发展

一、引言

金融发展与经济增长之间存在着密切的关系，一个良好的金融体系所提供的高质量的金融服务，有利于促进一个地区实体经济的长期持续增长。河南作为全国的人口大省、农业大省、经济大省，在全国经济社会发展中占据举足轻重的地位，但与经济发达省份相比差距也是十分明显的。河南就要在全国率先实现中原崛起，这就需要有强大的金融业作为支撑，金融业的强大是经济强省建设的重要组成部分。河南当前经济发展已站在了新的起点上，正在实现由经济大省向经济强省的转变。一定要抓住促进中部地区崛起的战略机遇，以科学发展观统领经济社会发展全局，推动河南在中原崛起中发挥更大的作用。如何实现金融与经济协调发展，更好地提高区域金融生态环境质量，发挥区域金融在推动区域经济发展中的积极作用，是一项值得重视和研究的重要课题。

二、金融发展与区域经济增长关系研究

国内外对区域金融与区域经济相关理论的研究由来已久，而真正对金融发展与经济增长的关系有大量研究始于20世纪60年代。1969年，Goldsmith研究了各国金融发展与经济增长之间的关系，得出金融发展与经济增长同步发展。自此之后，金融发展和经济增长的关系成为经济学研究的“热点”问题之一。传统金融理论的研究对象多是发达国家，远远不能适应经济金融发展的要求。

在我国对金融发展与经济增长关系的研究始于20世纪90年代。路磊对中国金融发展与经济增长的实证分析得出结论：金融资产与国民生产总值高度相关，二者在时间上呈平行上升趋势。谈儒勇认为在中国金融中介体发展和经济增长之间有显著的正相关关系。周立在其专著中，揭示了中国金融发展与经济增长的关系以及金融发展促进经济增长的路径。此外，还有很多学者对我国区域金融与经济增长的关系展开了研究，这为以后的研究提供了宝贵的启迪和基础，但对中国区域金融发展与地区经济增长的研究仍有待深入。

三、河南区域经济与金融发展状况

（一）经济运行状况

一个国家或地区的经济发展状况主要可通过总量与结构两个纬度来刻画，据此本文从GDP总量、产业结构和不同区域角度分析河南省经济发展状况。从2002到2007年，全省GDP由6035亿元增加到15012亿元。其中，第一产业增加2365亿元，增长3.8%；第二产业增加8280亿元，增长18%；第三产业增加441亿元，增长139%。从产业结构看，2007年河南省产业结构为15.7∶55.0∶29.3，这说明河南实现了由传统农业大省向全国重要的经济大省和新兴工业大省的重大转变。这些成就标志着河南省站在了一个新的历史起点上，成为河南发展史上一个新的里程碑。

由于不同地区的地理环境和资源状况的差异，河南省的经济发展形成了四大经济区域，即中原城市群、豫北经济区、豫西豫西南经济区、黄淮经济区。从2007年河南各地区的GDP看，中原城市群GDP达8610.51亿元，而豫北、豫西豫西南和黄淮经济区分别为1608.40亿元、1894.75亿元、2930.71亿元，中原城市群GDP占了河南省的57.36%，河南省四大经济区发展呈现不平衡状态。

（二）资本形成状况

资本形成即投资，对它的变化进行观察有助于从动态的角度理解经济增长的状况与动因。据统计，河南省资本形成总额呈逐年递增趋势。

19962002年河南省资本形成总额平均每年增加164亿元，增长幅度不是太大；而2003年资本形成总额达到2786.46亿元，较2002年增长312.27亿元，增长速度开始加快；20042007年期间，资本形成总额有了大幅度增长，四年间资本形成总额平均每年增加1395亿元。虽然河南省资本形成总额的增长速度在不断加快，但与发达省份相比较其资本形成总额仍然较低，且增长对投资的信赖度还比较低，因而维持河南经济增长更具有持久性。

（三）金融发展状况

根据《河南统计年鉴》，河南省金融发展情况的各个总量指标增长都很快，其中各项存款余额平均每年增长14.91%，城乡居民储蓄存款余额平均每年增长13.69%，从而为企业的投资提供了丰厚的信贷来源；各项贷款余额平均每年增长11.21%。各项存款余额增长较快于各项贷款余额增长，其原因一是监管当局对存贷比例的控制，二是出于防范风险考虑，金融机构控制贷款的发放。

四、河南区域经济增长和金融发展关系的实证分析

描述性统计分析可以发现变量数据的一个总体性规律，但难以对其背后的动因进行更深入有效地分析，因而这里我们对河南省区域经济增长与金融发展关系进行计量实证研究。

（一）贷款与GDP关系的实证

贷款是银行金融中介机构将居民储蓄转向投资的基本渠道，研究这一指标与经济增长的关系可以达到两个目的：一是看贷款变化是否对经济增长具有促进作用；二是可以观察一个地区银行中介机构的发展是否适应了当地经济增长对金融服务的需求。为此，本文用OLS法对河南省GDP与贷款L总额进行了回归，所得结果如下：

GDP=5203.972+2.9071L

（3.374）（9.2915）

R2=0.9350

式中括号内的值为T统计值（以下相同），模型的判定系数R2为0.9350，说明方程的拟合优度较高，而且贷款L的系数为正，表明贷款总额变化与国民生产总值之间具有正相关关系。具体地说，在2000年至2007年期间，河南各项贷款余额L每增加一元，将使河南省内生产总值增加2.9071元，证明各项贷款余额对GDP的增长具有明显的带动作用。

（二）各项存款总额（DT）与GDP关系的实证

利用OLS回归结果为：

GDP=1824.2436+1.2641DT

（2.1385） （12.99）