時間：2023-07-21 17:28:38
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經濟增長的指標，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
一、國內外關于經濟增長質量的研究綜述
對于經濟增長的理解，薩繆爾森認為，經濟增長代表一國潛在GDP或者國民產出的增加，是一國生產可能性曲線(PPF)的向外推移。庫茲涅茨為經濟增長做了更為全面的闡述，“一個國家的經濟增長，可以定義為向它的人民提供品種日益增加的經濟商品的能力的長期提高，這個增長的能力，基于改進技術，以及它要求的制度和意識形態的調整。”根據這種理解，經濟增長不僅僅在于生產能力的增長，更強調在技術改進、制度和意識形態的調整，后者正是經濟增長質量的反映。馬克思在論述擴大再生產的實現途徑時也指出，“生產的逐年擴大是由于兩個原因，第一個是投入資本的逐年增長；第二個是資本使用效率的提高。”
雖然不少經濟學家注意到經濟增長的質量，但是關于經濟增長質量的專著很少，比較有代表性的是蘇聯經濟學家卡馬耶夫于1977年出版的《經濟增長的速度和質量》。他對經濟增長的理解是：“物質生產資源變化過程的總和，以及由此而增加了產品的數量和提高了產品的質量，通常被稱為這一社會經濟結構的經濟增長”，并強調“在經濟增長這個概念中，不僅應該包括生產資源的增加，生產量的增長，而且也應該包括產品質量的提高，生產資料效率的提高，消費品的消費效果的增長。”另一本關于經濟增長質量的著作是由世界銀行的托馬斯等著的《增長的質量》，他對增長質量的理解是，“作為發展速度的補充，它是指構成增長進程的關鍵性內容，比如：機會的分配、環境的可持續性、全球性風險的管理以及治理結構。”
在國內的相關研究方面，以王積業、李京文、汪同三、胡少維等學者為代表的關于中國經濟增長質量的研究較有影響。王積業從多恩布什與費希爾對經濟增長的理解，即經濟增長過程“是生產要素積累和資源利用的改進或要素生產率增加的結果”出發，認為“所謂生產要素積累，指的是資本和勞動力在數量上的不斷增加，是經濟增長實現數量擴張的主要源泉。所謂資源利用的改進或要素生產率增加，指的是資本和勞動力的更加有效使用和科學技術在生產中的應用，它們構成經濟增長質量的主要源泉。決定經濟增長的這兩組因素既緊密交織，又相互區別，共生于經濟增長過程當中。在一定時期，由于這兩組因素作用的力度不同，引致經濟增長或者以數量擴張為主，或者以提高質量為主，形成粗放型和集約型兩種形態。李京文等研究了中國經濟增長過程中(1953～1990年)生產率的變化，并與美國、日本等國的生產率變化進行了對比。汪同三等分析了中國經濟增長的情況，提出了“增長成本”的概念，即用一些描述經濟運行質量的重要指標對GDP增長速度的平均彈性來描述中國經濟增長質量；胡少維對研究經濟增長質量的方法進行了綜述，對我國經濟增長的質量做了一些評價，并指出貫徹和諧社會理念是提高經濟增長質量的根本。其余大部分則集中于操作層面，即集中于經濟增長質量評價指標體系的構建和測算研究，方法上有一定的創新，但是缺乏對于經濟增長質量的理論問題的整體性和系統性研究。鐘學義等在《增長方式轉變與增長質量提高》一書中把衡量經濟增長質量的指標概括為三個方面：反映經濟增長效率的指標(全要素生產率對經濟增長的貢獻率、投入產出率、勞動生產率及其增長率、資本生產率、物耗指標、能耗指標等)，反映經濟增長是否穩定、健康的指標(經濟波動情況、通貨膨脹率、就業狀況、環境污染指標等)，反映經濟結構及其變動的指標(產業結構、貿易結構、勞動力結構、地區經濟結構等)；戴武堂認為影響經濟增長質量的因素包括：勞動生產率、經濟效益、就業率、居民消費水平和消費質量、收入差距的合理程度。其他比較有影響的研究成果包括梁亞民從經濟增長方式轉變、過程效率、產出結果、增長潛能四個方面設計的由21個評價指標構成的指標體系；李周為、鐘文余通過六個反映經濟增長集約化水平的指標以及反映經濟增長方式轉變的源泉與機制的一系列指標體系來評價經濟增長的質量；李變花認為衡量經濟發展質量的指標體系應該包括經濟增長水平、經濟效益、經濟結構、科技進步、環境保護、競爭能力、人民生活、經濟穩定八個方面；單薇從經濟增長的穩定性、協調性、持續性、潛力四個方面，確立經濟增長質量的評價指標體系，采用熵的評價理論，對1995～2000年我國經濟增長質量進行了探討；趙英才等對1978～2002年中國經濟增長的質量進行了綜合評價，得出了中國經濟增長質量提高與數量擴張并不同步的結論；而徐輝、楊志輝則用密切值模型對1995～2003年經濟增長的質量進行了評價。
在前人研究成果的基礎上，根據前文有關的理論研究，筆者認為經濟增長質量的內涵可以界定為：經濟增長質量是指一個經濟體在經濟效益、經濟潛力、經濟增長方式、社會效益、環境等諸多品質方面表現出的與經濟數量擴張路徑的一致性、協調性。經濟增長質量的內涵體現了經濟系統的發展水平、經濟效益、增長潛能、穩定性、環境質量成本、競爭能力、人民生活等多個方面。
二、指標體系的構建及方法選擇
1.模型指標變量設定
前文對經濟增長的質量已經做了大量的定性分析，但如何進行量化評估，還沒有統一的標準。筆者認為，經濟增長質量的內涵體現了經濟系統的發展水平、經濟效益、增長潛能、穩定性、環境質量成本、競爭能力、人民生活等多個方面。經濟增長質量綜合評價是基于經濟增長質量的內涵及其評價理論，運用反映經濟增長質量狀況的指標進行綜合分析得出的。在參考國內外眾多專家學者研究成果的基礎上，結合筆者對經濟增長質量的理解，本文設定了反映中國經濟增長質量的15個指標變量，構造了中國經濟增長質量的評價指標體系。各個指標及含義具體如下：xl——人均GDP指數(1978年價格)；x2——財政收入增長指數；x3——全社會勞動生產率(1978年價格)；x4——第二、三產業產值占GDP比例；x5——投資效益系數；x6——出口總值占GDP的比重；x7——外商投資額占GDP比重；x8——城鄉居民家庭人均收入比(倒數)；
x9——R&D占GDP的比重；
x10——單位產值工業固體廢物排放(倒數，1978年價格)；
x11——單位產值工業固體廢物排放(倒數，1978年價格)；
x12——萬元產值能耗率(1978年價格，倒數)；
x13——經濟穩定性系數(取倒數)；
x14——城鎮化水平；
x15——養老保險覆蓋率。
在運用因子分析前，將影響經濟增長質量的各負向指標調整為其倒數形式，使其成為與經濟增長質量正相關的指標變量。
2.因子分析方法
在定義經濟增長質量的研究中，需要對反映其客觀情況的多個指標進行大量的觀察，而在很多情況下，許多變量之間存在一定的相關關系，從而有可能用較少能用較少的綜合指標分析存在于各變量中的各類信息，而各綜合指標之間是彼此不相關的，這些代表性的綜合指標稱為“公共因子”，而因子分析就是用較少的幾個因子來反映原資料的大部分信息的統計學模型。
在建立因子分析模型時，用盡可能少的不可測公共因子的線性函數與特殊因子之和來描述原來觀測的每一個變量或指標。因子分析模型可以表示為：
其中，x1、x2…xp。為p個指標，apm。為影響因子載荷，F1、F2…Fm為m個公共因子，m小于p，ε為特殊因子。
因子分析法通過研究指標體系的內在結構關系，從而將多個指標體系轉為少數幾個相互獨立且包含以上指標大部分信息(80%以上)的綜合指標。其優點在于它確定的權數，不受主觀因素的影響，有較好的客觀性，而且得出的綜合指標(公共因子)之間相互獨立，減少信息的交叉，這對分析極為有利。
三、中國經濟增長質量的實證分析
反映中國經濟增長質量的各指標代碼以及描述性統計分析結果如表l所示。
在進行因子分析前，應首先檢驗模型及相關指標的設計是否可以應用因子分析。KMO檢驗和Bartlett''''s球形檢驗是兩個測度因子分析模型是否可行有效的
檢驗方法。
KM0(Kaiser—Meyer—Olkin)測度采樣充足度。檢驗指標變量的偏相關是否足夠小。KMO的統計量值一般界于0和1之間，若該統計指標在0.5和1之間則表明可以進行因子分析，若小于0.5則表明因子分析的結果可能難以接受。
根據相關數據，SPSS給出的相關計算結果表明，KMO檢驗的結果為0.588(大于0.5)。Bartlett檢驗統計指標檢驗相關矩陣是不是單位矩陣(原假設為相關矩陣為單位陣)。卡方檢驗結果表明，Bartlett’s球形檢驗的卡方統計值為401.362，p值近似為O，拒絕原假設，即相關矩陣不是單位陣。因此。以上兩項統計指標的檢驗表明適合采用因子分析進行研究。
在此基礎上，SPSSl3.0的輸出結果如表2、表3、表4所示。表3是因子分析后因子提取和因子旋轉后的結果。
從表3的因子載荷矩陣可以看出，旋轉后第一公因子F1在指標變量x1、x3、x4、x13、x14和x15上有較大的載荷，而這些指標綜合反映了中國經濟增長質量中的宏觀環境因素，可以作為經濟增長質量的宏觀環境影響因子。旋轉后第一公因子F+在指標變量x2、x5、x6、x8上有較大的載荷，而這些指標綜合反映了中國經濟增長質量中的要素收入的變化，可以作為要素生產率因子。旋轉后第三公因子F3在指標變量x7、x9、X10、x11和x12上有較大的載荷，反映了經濟增長的環境和資源變化以及競爭力，這些可代表經濟增長的可持續性與潛力，可以作為經濟增長質量的可持續性與潛力因子。
因此，反映中國經濟增長質量的15個指標變量，可以用F1，F2和F3這3個完全不相關的公共因子來表征，即中國經濟增長質量包含了宏觀經濟環境因素、要素生產率因素和經濟增長潛力及可持續性因素。
通過對表3的觀察可以得出，宏觀環境影響因子F1、要素生產率因子F2和經濟增長潛力及可持續性因子F，反映了中國經濟增長質量全部變量信息的90.97%，由此可見，這3個因子包含了反映中國經濟增長質量的絕大部分信息。
為了計算各公共因子的綜合得分，以便求出反映經濟增長質量的綜合評價指標的數值，需要對這3個因子進行量化。本文采用回歸法(regression)來計算因子F1、F2、F3得分，計算結果如表4所示。
歷年經濟增長質量因子分析的綜合得分Qt，表示為公式：
其中，λi是X的相關矩陣R所對應的特征值。
四、結論
通過對全國1990～2005年經濟增長質量的實證分析，可以得到結論。
1.中國經濟增長質量水平不斷提高
根據綜合評價指數的相關數據，自1990～2005年16年間，中國經濟增長綜合質量指數年平均提高約6.4個百分點，經濟增長質量呈現出不斷改善的趨勢。
2.在經濟發展的同時，中國也呈現出較為明顯的質量提高與數量擴張不同步的現象
巾國16年來經濟增長質量提高(QI)與數量擴張(SI)存在不一致的現象。雖然中國在16年間經歷了QI的持續上升，但是由于中國保持了更高的數量擴張速度，QI的提高并未與SI呈現出較高的同步l生，經濟規模總量迅速擴張的同時并沒能帶來同比的質量提高。這一定程度表明中國經濟的高速增長仍然沒有擺脫以數量擴張為主的粗放型低質量增長的窠臼。
3.最近幾年擴張不同步系數不斷擴大的趨勢應引起重視
根據擴張不同步系數的計算結果，自1995年以來擴張不同步系數變為負值，而其仍呈現出逐年擴大的趨勢。這就為當前經濟運行提出了一個警示，即在關注經濟數量擴張的同時要更加關注經濟增長質量的改善。這也從實證的角度反映出當前遵循科學發展觀、實現可持續發展的迫切性和重要性。
4.影響經濟增長質量的相關因素的不同變化趨勢應引起重視
經濟增長質量的高低主要由于公因子F1、F2和F3的影響。F1得分上升意味著經濟增長過程中宏觀環境的改善；F2得分上升意味著經濟增長中要素生產率的提高，F3得分上升意味著經濟增長潛力及可持續性的上升；反之相反。
自1991年以來，反映經濟增長質量的宏觀經濟環境因子F1，隨著經濟的增長，宏觀經濟環境狀況呈現出持續上升的趨勢；反映中國經濟增長質量的要素生產率因子F2則呈現出波動性，經歷一個先提高到逐步降低再穩步上升的過程，這表明自1990年要素生產率呈現出較大的波動性，但是最近幾年F2穩步上升，表明要素生產率的上升。反映中國經濟增長潛力及可持續性的因子F3呈現出“倒u型”趨勢，在1997年以前逐步上升，而在1997年以后呈現出較為明顯的下降趨勢。這說明中國經濟增長的潛力沒有得到明顯的改善，反而有下降的趨勢。這點尤其要引起重視。
從金融體系人手對金融發展與經濟增長關系的實證研究主要有三種思路：一是研究金融中介與經濟增長的關系，二是研究股票市場與經濟增長的關系，三是研究整個金融體系與經濟增長的關系。
(一)金融中介與經濟增長關系的實證研究
金融中介促進經濟增長的實證研究方面開創性的工作是從金融功能的角度人手，在內生增長理論的基礎上采用最優化方法研究金融中介發展對經濟增長的影響。King等從77個國家1960-1989年的數據中進行采樣，并且系統地控制了影響經濟增長的其他因素。選取人均實際GDP增長率、物質資本積累率、國內總投資與GDP的比率、經濟效率增進即物質資本的使用或配置效率作為衡量經濟增長的指標，選取Depth指標(其等于M2/GDP)用于衡量金融中介的規模，選取Bank指標(其等于商業銀行的信貸資產除以商業銀行的信貸資產與中央銀行國內資產之和)用于衡量一國商業銀行相對于中央銀行的規模，選取Private指標(其等于商業銀行對私營企業的貸款除以國內信貸總量減去銀行間貸款之差)和Privy指標(其等于商業銀行對私營企業的貸款除以GDP)兩個指標用于衡量商業銀行對私營企業的貸款。采用最小二乘法進行回歸，結果表明金融中介的測度指標和經濟增長的測度指標存在較強的正相關關系。同時嘗試地考察了1960年的金融深化程度是否能夠用來預測此后30年的經濟增長率差異，運用工具變量法估計，結果表明。初期的金融深化率確實可以作為預測此后30年經濟增長水平的有效預測因子。因此，該研究認為金融發展對經濟增長具有解釋和預測能力(1993)。
Beck等運用工具變量法研究其因果關系，首先將法律起源指標作為工具變量，以去除金融中介體發展中的外生性因素，然后對71個國家1960-1995年間的純橫截面數據進行回歸分析，同時使用差分動態面板估計量和系統動態面板估計量去校正純橫截面估計量所引致的誤差。在此基礎上，用廣義矩方法對71個國家1961-1995年間的以5年為單位進行分段的面板數據進行計量分析。工具變量法的結果表明，金融中介發展的外因與長期經濟增長之間存在很強的關系，金融發展在經濟學意義上對經濟增長有較大的影響。
Benhabib運用面板數據，分析了金融中介機構發展指數與經濟增長、投資和總產出增長因素之間的關系。發現金融機構的發展與總產出增長因素、人力與物質資本投入的累積因素有很強的相關性，而且不同的金融機構發展指數與不同的經濟增長因素有關(Benhabib等，2001)。短期中銀行信貸是金融危機和經濟停滯的重要指標(Loayza等，2006)。
(二)股票市場和經濟增長關系的實證研究
1993年，Atie和Jovanovic研究了1980-1985年包括發達國家和發展中國家在內的40個國家股票市場和經濟增長之間的關系。結果表明，這些國家的經濟增長與股票市場發展有明顯的相關關系，股票上升的時期同時也是經濟增長率提高的時期(Atie等，1993)。
由于Atie和Jovanovic提出的衡量股票市場的指標單一，其他學者采用多指標研究，提出了六個較為全面的指標，在這基礎上提出四個總體指標，運用這些指標并以44個發展中工業化國家1986-1993年的數據進行橫截面跨部門分析得出：一般說來，在人均實際GDP較高的國家，股票市場發展程度也較高(Demirga Kunt，1996)。
對于股票市場發展和長期經濟增長之間的關系，許多學者也做了相關的研究。萊文和澤沃斯(1996)使用41個國家1976-1993年的數據，把整個樣本期以1985年為界劃分為兩個子時期，得出在股票市場總體發展和長期經濟增長之間有很強的相關關系的結論。萊文(1996)細化了選取的指標，采用GDP增長、資本形成率作為衡量經濟增長的指標，采用股票市場規模、成交量、交易率、國際一體化水平和股票市場波動率等6個指標來衡量股票市場的發展水平，用47個樣本國1976-1993年的數據回歸分析后，發現股票市場成長與現在及未來的經濟增長、資本形成及生產率提高之間存在著高度的相關性，股票市場不只是反映經濟增長的變化，而且股權交易能力的提高有利于資源的有效分配、資本的形成和經濟的快速增長。
(三)整個金融體系與經濟增長關系的實證研究
一些學者致力于從整個金融體系角度研究二者之間的關系。萊文和澤沃斯(1998)在King和Levine模型的基礎上引入反映股票市場發展狀況的指標對金融功能從不同側面給予研究。實證結果表明，銀行指標和股票市場指標都與同期經濟增長率、資本積累率以及生產率增長率有著顯著正相關關系，是經濟增長率、資本積累率以及生產率增長率很好的預測指標。
雖然Levine和Zervos在這方面的研究很具有代表性，但遺憾的是這個研究并沒有為我們指明金融體系與經濟增長之間因果關系的方向，在格蘭杰因果關系法發展下，有學者使用時間序列數據和格蘭杰因果關系法檢驗巴西1980-1997年經濟增長和金融發展是否存在因果關系，首先通過Dicky-Fuller檢驗來判斷經濟增長率和金融發展指標這兩個時間序列是否平穩，以避免出現由非平穩變量帶來的偽回歸，緊接著用格蘭杰因果關系檢驗來判斷影響關系及其方向，結果表明經濟增長和金融發展互為因果關系(Akerlof，1993)。
以上研究所選用的金融發展指標無法刻畫出各國金融體系的差異，因而無法解釋金融發展與經濟增長在一些國家具有因果關系，而在另一些國家卻不具有因果關系或者回歸結果不顯著的現象。于是，有學者把金融體系劃分為銀行主導型和市場主導型來進行研究。結果表明，銀行主導型和市場主導型在促進經濟增長方面在金融部門發展的不同階段所起的作用是不同的。在金融部門不發達時，銀行主導型所起的作用要大于市場主導型所起的作用；而在金融部門相對發達時，市場主導型所起的作用則要大于銀行主導型(Ta-desse，2002)。另外，有學者使用VAR模型實證研究了兩種金融體系的經濟績效，結果發現一方面股市發展對經濟增長的促進效應遠遠小于銀行部門發展的效應(Arestis等，2001)。這些研究正好解釋了金融發展與經濟增長之間的因果關系在某些國家顯著，而在另一些國家卻不顯著的結論。
以上研究中，不管是對橫截面數據還是對時間序列數據進行計量分析，不可避免地存在著因遺漏了一些變量而產生的偏誤，以及應用聯立方程組去描述變量之間的相互關系時可能存在的聯立性偏誤。新近的研究成果采用了面板數據和廣義矩估計方法進行研究，這些方法能更好的控制不同時期其他影響因素，可以提高數據的差異，較精確地證明因果關系。較著名的研究是通過對40個國家1975-1998的數據進行面板回歸，用廣義矩方法消除差分統計量潛在的估計
有偏問題，同時為了從長期的角度來考察股票市場、銀行和經濟增長的關系，將時間按每五年劃分為一個階段后再取平均數，實證的結果表明，股票市場發展和銀行發展對經濟的增長起到了一定的作用；但股票市場的規模與經濟增長率之間不存在緊密的聯系(Beck等，2004)。這表明并不是公司上市本身對經濟增長有促進作用，而是經濟個體能否在市場上交易以及能否帶來高生產率的生產技術所有權，才是影響經濟增長的重要因素。還有學者采用一個差分面板估計量去消除由尚未觀察到的國家特定因素所引起的偏誤。并力圖消除由聯立性偏誤所引致潛在的參數的非一致性。在此基礎上，利用面板分析技術對47個國家1980-1995年間的年度數據所進行的計量分析表明，銀行和股票市場的發展都能在一定程度上解釋經濟增長(Rousseau等，2000)。
從前面的文獻綜述可以看出，金融中介的發展有利于經濟增長，股票市場的發展也有利于經濟的增長，從金融中介與股票市場結合的角度看金融中介與股票市場都能促進經濟的增長。但是，金融中介的促進效應大于股票市場的促進效應，同時，如果股票市場波動較大不利于經濟的增長，這也暗含股票市場如果發展好的話即波動不大的話將會對經濟產生促進作用。
二、西方學者從樣本國家選取角度對金融發展與經濟增長關系的實證研究
本文第一部分從金融體系角度綜述了金融發展與經濟增長的關系，得出的結論是金融發展促進經濟增長。但是，在實證研究中，樣本的選取對實證結果存在影響，在此研究中，不同國家金融發展狀況不同，可能對經濟增長影響不同，因此，有必要從樣本國家選取角度進一步分析。
(一)對發達國家跨國數據的實證研究
關于發達國家跨國數據的分析，有的學者使用單位根檢驗、VAR模型中的Johansen協整檢驗和弱外生性檢驗考察了德國、美國和韓國金融發展與經濟增長的因果關系。樣本為1979年第四季度-1991年第四季度，德國和美國檢驗結果相似即股市發展是促進經濟增長的原因，而金融深化與經濟增長是互相促進的。韓國的金融發展用金融抑制指標來測度，樣本為1956-1994年，檢驗結果顯示韓國金融發展與經濟增長之間存在兩個協整關系，金融抑制指標是弱外生變量，這表明韓國的金融自由化進程促進了經濟增長(Arestis等，1997)。
有的學者選取美國、英國、加拿大、挪威和瑞典五個國家的三變量系統(GDP、貨幣基礎和由金融部門資產值度量的金融密集度)1820-1929年的數據進行金融發展與經濟增長的關系的研究，用向量誤差修正模型的因果關系檢驗和水平VAR格蘭杰因果關系檢驗這兩種方法檢驗了這兩個變量之間的因果關系，實證結果表明，這五個國家的金融發展對經濟增長都有顯著的促進效應，而反饋效應并不顯著(Rous-seau and Waehtel，1998)。有的學者進一步拓展了關于金融發展在美國經濟增長中的歷史性作用的研究，加進了股票市場，并對1790-1850年的數據采用多變量時間序列方法進行分析，考察了銀行、股票市場同投資、進口和建立公司之間的關系，結果支持金融發展導致經濟增長的理論(Rousseatl等，2005)。
由于各個國家的金融體系存在差異，有的學者選取德國、美國、日本、英國、法國五個工業化國家作為研究對象，其中德國、日本和法國的金融體系是銀行主導型的，美國和英國是市場主導型的。結果發現在德國、日本和法國這三個銀行主導型的國家中，金融發展顯著地促進經濟增長，而在美國和英國這兩個市場主導型的國家中，經濟增長微弱的影響金融發展。另一方面，日本、法國和英國股票價格多變性對經濟增長有負面影響，在德國不顯著，只有在美國有正面影響(Arestis等，2001)。這說明股票價格多變性可能增加了實體經濟的不確定性，進而削弱了經濟增長。
(二)對發展中國家跨國數據的實證研究
有的學者使用71個發展中國家1960-1980的年度數據，選取實際GDP增長率、勞動力增長率、投資與GDP之比、對外出口增長率作為衡量經濟增長的指標，選取金融深化即金融體系流動性負債與GDP之比作為衡量金融中介的指標。將樣本數據分為三組，使用最小二乘法，分別進行了估計。首先，對所有國家的面板數據進行回歸，其次，將國家按地區分為不同的組分別進行回歸，最后，單獨對每一個國家進行回歸。實證結果表明：一是跨國和跨地區的面板分析表明金融發展對經濟增長具有正效應；二是85％的國家金融發展與經濟增長存在強的、正相關關系；三是低收入國家金融發展對經濟增長的正影響強于高收入國家；四是金融中介與出口擴張、資本形成率對經濟增長所發揮作用比勞動力增長因素更為重要；五是金融中介對經濟增長的促進效應主要存在于低收入的發展中國家。有趣的是，結果發現在不同的國家和地區金融中介促進增長的模式卻是相同的。即研究結果間接的說明了金融發展導致經濟增長(Odedokun，1996)。
由于最小二乘法的局限性，有的學者采用面板數據單位根檢驗和面板協整分析，考察了10個發展中國家1970-2000年金融發展和經濟增長之間的關系。結果表明，從長期來看，是金融發展促進了經濟增長，而短期不存在這種因果關系(Christopoulus等，2004)。有的學者則對樣本數據劃分了層次，選擇14個中、低收入國的數據，利用時間序列和動態異構面板方法進行跨國研究，分析不同的金融結構與經濟增長的敏感性。他們利用自舉法對數據進行分析，發現這些樣本國家存在金融發展、金融結構和經濟增長之間顯著的異構性(Luintel等，2008)。
(三)把發展中國家和發達國家同時作為樣本進行的實證研究
從Atie和Jovanovic對發達國家和發展中國家在內的40個國家實證研究已表明經濟增長與股票市場發展有明顯的相關關系。除此之外，有的學者利用向量自回歸模型檢驗了41個國家1960-1993年金融發展對投資和產出的增長效應。實證結果拒絕了金融發展的需求跟隨型假說，支持供給導向型假說(Xu，2000)。即拒絕了經濟增長導致金融發展的假設，認為金融發展對經濟的長期增長作用顯著。
有的學者則運用面板VAR模型和Geweke分解技術檢驗了109個發展中國家和發達國家1960-1994年金融發展與經濟增長的因果關系。通過分別回歸得出：一是把發達和發展中國家結合在一起得出金融發展一般都能導致經濟增長；二是把發達和發展中國家分為兩個樣本分別進行回歸，結果發展中國家和發達國家的金融發展與經濟增長都是雙向的格蘭杰因果關系；三是發展中國家金融發展的增長效應顯著強于發達國家；四是樣本區間越長，金融發展的增長效應越明顯，這表明金融發展對經濟增長的影響是長期的；五是金融發展通過促進資本積累和技術進步來促進經濟增長，且該效應在發展中國家強于發達國家(Calder6n C6sar等，
2003)。
另外，有的學者對74個國家1966～1995年的數據選擇不同的分位數作為高低兩個分界點，把每個國家的金融發展水平分為高、中、低三個區域，采用廣義距方法對面板數據的分析表明，在金融發展的低水平階段，金融對經濟增長的作用是不確定的；在中級階段，金融對經濟增長具有比較大的正向作用；而在高水平階段，作用雖然也是正向的，但是比中級階段小(Rjoja and Valev，2004)。
從以上分析看，對發達國家的研究中，有力證明了金融發展對經濟增長的促進作用。但是，盡管發達國家資本市場非常發達，銀行對經濟增長的作用仍然明顯大于股票市場的作用；對發展中國家的研究中，其結論也支持了金融發展促進經濟增長的觀點；在把發展中國家和發達國家同時作為樣本進行的實證研究中，其結論也支持了金融發展促進經濟增長的觀點。但是，部分研究證明金融發展對經濟增長的作用效果發展中國家(低收人國家)要大于發達國家。
三、中國學者對金融發展與經濟增長關系的實證研究綜述
進入20世紀90年代，中國學者借鑒西方學者的的研究方法，檢驗了中國金融發展與經濟增長的關系，形成了一批成果。
(一)金融中介與經濟增長關系的實證研究
我國這方面的研究不管從時間上還是技術方法上都比較落后，早期的研究采用1993-1998年的時間序列季度數據，運用普通最小二乘法對中國金融發展與經濟增長進行線性回歸分析，以檢驗在中國金融發展和經濟增長之間是否有某種程度的線性關系。其中金融發展用金融深化指標(其等于金融中介的流動負債M2與當季GDP的比率)和存款貨幣銀行在配置國內信貸過程中相對于中央銀行的重要性指標來表述，經濟發展指標用季節調整后的GDP環比增長率和當季進出口貿易總額與當季GDP的比率來表述，研究結果表明，在中國，金融中介特別是存款貨幣銀行在配置國內信貸過程中相對于中央銀行的重要性和經濟增長之間有顯著的、很強的正相關關系(談儒勇，1999)。
考慮到談儒勇沒有進行因果關系檢驗及選取的樣本比較短，有的學者采用格蘭杰因果檢驗法對其研究進行補充檢驗，結果顯示，金融發展是經濟增長的重要原因，并認為金融發展對經濟增長的促進作用主要是通過金融資產數量擴張來實現的，而不是通過提高金融資源配置效率實現的(曹嘯，吳軍，2002)。后來又有學者擴大了樣本，利用中國1952～1999年的時間序列數據，建立了一個多變量向量自回歸模型系統實證研究了金融發展與經濟增長的因果關系。實證結果表明，金融中介發展規模與經濟增長之間不存在任何方向的因果關系，金融中介效率與經濟增長存在雙向因果關系，金融中介規模的擴大對經濟的作用主要表現在促進投資規模的增長；而金融中介效率的提高與國有、非國有工業的增長之間存在雙向的因果關系(李廣眾等，2002)。
以上學者都是把中國作為一個整體來研究，而對中國金融發展與地區差距方面的探討比較少，有的學者利用中國1988~2002年期間金融中介發展水平和經濟增長的時間序列數據，分東、中、西三個地區分別對他們之間的相關關系和因果關系進行實證研究。運用單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗。實證結果表明，金融中介的規模指標和金融中介的效率指標與經濟增長指標之間在東中西部地區均存在顯著的長期相關性。另外，東中西部金融發展與經濟增長的關系是不同的，在東部地區，金融發展與經濟增長之間存在雙向因果關系，形成了良性互動的關系，而中西部地區金融發展與經濟增長之間的因果關系不顯著(周好文，鐘永紅，2004)。還有學者對中國大陸除和重慶29個省1978-2004年的時間序列數據單獨對各省金融發展對經濟增長的影響進行了實證檢驗。運用單位根檢驗、Johansen協整檢驗和因果關系檢驗，結果顯示，就長期而言，中國金融發展是供給導向型的，即金融發展是經濟增長的原因。就短期而言，中國金融發展是需求跟隨型的，即經濟增長帶動了金融發展(孫力軍，2007)。
(二)股票市場與經濟增長關系的實證研究
我國學者仿照Demirgu-Kunt和Levine(1996)的做法用1993-1998年的季度數據得出在樣本區間中國股票市場發展對經濟增長的作用是相當有限的(談儒勇，1999)。對股票市場與經濟增長的定量的分析運用一些傳統計量經濟學方法，且以經驗性的單方程為主，在確定自變量和因變量方面存在較大的隨意性，在應用格蘭杰因果檢驗時，在滯后期的選擇上存在很大的任意性，因此得出的結果存在一定程度的不確定性。
鑒于此，有的學者又做了進一步的研究，基于向量自回歸模型框架下格蘭杰因果檢驗和沖擊響應方法對中國1995-2001年股票市場發展與經濟增長的動態關系進行實證分析，選取季度人均實際GDP的對數值作為衡量經濟增長的指標，選取資本化率、交易價值、季度周轉率作為衡量股票市場發展狀況的指標。實證結果表明，中國股票市場與經濟增長之間只存在著由經濟增長到股票市場發展的單向因果關系，而股票市場規模擴張沖擊對經濟增長的動態影響十分微弱(冉茂盛，張宗益，陳梅，2003)。有的學者得出反映股票市場規模的指標與經濟增長有正的相關關系，而反映股票市場流動性的指標與經濟增長沒有明顯的相關關系(冀志斌，彭克強，2004)。有的學者采用1996―2005年的季度數據運用序列單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗進行檢驗。實證結果表明，一方面，代表經濟增長的GDP增長率指標和代表股市規模的資本化指標、代表股票市場流動性的交易價值指標以及代表股市流動性的換手率指標之間都存在正向的協整關系，并且存在由GDP增長率到資本化和交易價值的單向格蘭杰因果關系，但經濟增長指標GDP增長率和換手率指標之間不存在單向格蘭杰因果關系(李凍菊，2006)。
(三)整個金融體系與經濟增長關系的實證研究
對于中國金融市場、金融中介與經濟增長的關系，我國學者也做了相關的研究。有的學者對指標做了改進，選取家庭部門所持有的直接證券數量和企業部門所發行的直接證券數量作為衡量金融市場的發展指標，選取銀行對家庭部門的主要負債額一儲蓄總額和對企業部門的資產一信貸總額作為衡量金融中介發展水平的指標。實證結果表明，盡管金融中介和金融市場的發展都是經濟增長的原因，但相比較而言，金融中介的發展對經濟增長的影響更為重要(戰明華等，2002)。有的學者采用帶有控制變量的向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗方法，運用中國1981～2002年的季度數據，進行實證研究，結果表明中國金融發展與經濟增長之間有密切聯系且存在雙向的因果關系(王志強等，2003)。
有的學者則使用單位根檢驗和Johansen協整檢驗技術對1994―2002年的季度數據檢驗了中國信貸市場發展和股票市場發展對經濟增長的影響。實證結果發現，信貸市場對經濟增長的顯著效應是通過信貸比重的增長起作用的，而股票市場對經濟增長的作用并不明顯(趙振全等，2004)。有的學者在控制股市流動性和波動性的情況下，采用多元VAR模型對1991-2004年的季度數據對中國股市發展、銀行發展與經濟增長之間的關系進行研究。結果表明，銀行發展與經濟增長之間有著顯著的雙向因果關系，而且相關關系為正，說明銀行發展促進了經濟增長。然而，股市發展和股市流動性指標與經濟增長之間均沒有任何因果關系，在考慮銀行發展的情況下，股市發展對經濟增長有著負面的影響。考慮到系數的非顯著性，認為股市發展沒有對經濟增長產生任何促進作用。相反，股市的波動性與經濟增長和銀行發展之間有著顯著的雙向因果關系，而且相關關系為負(粱琪等，2005)。
最近這兩年，有學者基于1952-2007年中國數據利用VAR因果關系檢驗和方差分解探索中國金融發展與經濟增長之間的關系，實證結果表明，中國的金融發展對經濟增長產生了積極影響，同時說明銀行業體系對中國經濟增長占據重要地位，其作用大大高于股票市場(陳偉國等，2008)。
【關鍵詞】金融發展 經濟增長 協整檢驗
一、變量的選取
在選取代表金融發展和經濟增長的有關指標上，本文參考了戈德史密斯（1969）、赫斯頓（1994）等學者提出的有關指標，并結合保定市的實際情況進行了相應的調整。
（一）保定經濟增長指標的選取
本文采用實際人均gdp作為衡量保定市經濟增長的指標，實際人均gdp剔除了物價水平和人口總量對經濟增長的影響，因此能真實的反應一個地區經濟的發展水平。
（二）關于金融發展指標的選取
本文關于衡量金融發展的指標主要選取了以下三個：
1.金融發展規模指標（FIR）。我們將采用保定全部金融機構存、貸款余額之和作為金融資產總額FT所占GDP的比重來衡量保定市的金融發展規模的指標，記為FIR，即：FIR=FT/gdp。
2.金融效率指標（FE）。根據保定的實際情況，我們將用金融機構貸款余額（D）與金融機構存款余額（L）的比值來表示金融機構的效率，記為FE，即FE=D/L。
3.固定資產投資指標（FAI）。本文選用保定固定投資總額與名義GDP的比值作為固定資產投資指標，用來衡量固定資產投資對保定經濟增長的貢獻率。
基于上述分析，建立保定市金融發展與經濟增長的實證模型為：
Lngdpt=a0+a1FIRt+a2FEt+a3FARt+■
t=1、2、3、4、5……（所選取的樣本的數量）
（三）樣本數據的來源
本文選取的樣本數據為保定市1995-2010年金融發展與經濟增長的年度數據，各年度數據均由《河北經濟年鑒》、《河北金融年鑒》、《保定年鑒》和中國人民銀行保定支行調查統計整理而得，（居民消費價格指數1995年=100），本文分析通過計量軟件Eviews6.0來完成。
二、計量模型的檢驗
（一）變量的單位根檢驗
本文將采用ADF方法對各時序變量一階差分序列進行檢驗。檢驗結果匯總如下：
表1 單位根檢驗結果
綜上所述，LNgdp、FIR、FE和FAI為一階平穩變量。
（二）Johansen協整檢驗分析
本文采用Johansen協整檢考察保定市金融發展與經濟增長之間的長期相關性。
表2 滯后期運行結果
注：*表明有信息準則選擇的滯后期
然后，確定協整向量的個數。從表跡檢驗統計結果可以看出，4個變量中存在2個協整向量。
表3 跡檢驗統計結果
注：*表明在5%的顯著水平下拒絕原假設
由上表可知，在顯著水平為5%的情況下，各個變量之間存在兩個協整關系，說明了經濟增長、金融發展規模、金融效率和固定資產投資之間存在長期均衡關系，具有共同的隨機趨勢。
表4 協整向量系數矩陣
標準化后的協整方程為：Lngdp=0.540890FIR+0.203255FE+ 2.371132FAI。
由上面方程系數可知，保定金融發展規模、金融效率和固定資產投資與保定經濟增長均存在長期的正向關系，而且固定資產投資對經濟增長的作用要遠遠大于金融規模和金融效率對保定經濟增長的作用。
（三）格蘭杰因果關系檢驗
本文在研究保定市金融發展與經濟增長因果關系時，主要是通過受約束的F檢驗來實現格蘭杰因果關系檢驗的。所以在格蘭杰因果檢驗中需要計算F檢驗的統計量：
F=■～Fa（n，m-i）
若計算的F>Fa（n，m-i），則原假設不成立。下面我們運用Eviews6.0軟件件來檢驗保定市金融發展的三大指標與保定經濟增長之間的格蘭杰因果關系，檢驗結果如下表5所示：
表5 各變量的格蘭杰因果關系檢驗
表5檢驗結果表明，1995-2010年保定市金融發展與經濟增長存在著格蘭杰因果關系：保定金融發展在一定程度對保定經濟的增長有促進作用，同時保定經濟增長的同時也對保定對金融發展的產生了一定的影響，但是二者之間長之間還沒有形成完全的雙向因果關系。
三、實證結果分析
通過對保定市金融發展和經濟增長的實證研究，從而發現保定金融發展和保定經濟增長之間存在著一定的因果關系：金融發展規模表現為經濟增長的單向格蘭杰原因，經濟增長表現為金融效率和固定資產投資的單向格蘭杰原因。也就是說，保定金融發展與經濟增長之間存在著互相影響、促進的雙向作用，但這種作用并不完全的，主要表現為：保定金融發展只是通過固定資產投資數量的擴張促進保定經濟增長的，而金融效率對保定經濟增長的促進作用較小。此外，本文依據協整檢驗的結果，建立的協整方程，也可以從另一方面反映保定市金融發展與經濟增長的關系。對應的協整方程為：
Lngdp=0.540890FIR+0.203255FE+2.371132FAI
（0.10791） （0.17021） （0.25379）
協整方程顯示，金融發展規模、金融效率和固定資產投資三大指標和保定經濟增長都是成正相關的，而固定資產投資對保定經濟增長的作用遠大于金融規模和金融效率，和我們上面得出的結論一致。
參考文獻
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摘 要 經濟增長質量的變化體現在經濟社會發展的方方面面,包括許多經濟指標,即包含經濟增長的內在因素和外在因素,也包含宏觀人民生活水平的變化,因此對經濟增長質量的評價是個系統工程。如何從整體上對經濟增長質量進行綜合性評價是評價經濟增長質量的關鍵。在總觀現有的各種綜合評價方法,本文選用國內外較受歡迎的層次分析法(AHP)作為評價經濟增長質量的方法。層次分析法提供了應用數學方法定量分析多類別指標的思路與實踐,十分適合于定性、定量兼有的復雜對象的系統分析。本文以秦皇島市近些年來的多種經濟指標為對象,應用層次分析法建立經濟模型分析秦皇島市經濟增長質量的變化情況。
關鍵詞 AHP 經濟質量 評價
一、層次分析法評價經濟增長質量的應用
1.背景材料
秦皇島市是我國首批開放的沿海城市之一,也是我國著名的旅游城市。在近些年來,以打造“宜居、宜業、宜游”與“富庶、文明、和諧”的新秦皇島為目標,加快經濟發展步伐,加大產業結構調整力度,以科技創新為重點引領經濟快速發展。本文選取的2000～2008年經濟指標體系中包括18種經濟指標。具體見表1。
2.層次分析法評價經濟增長質量的步驟
(1)構造層次結構
對經濟發展質量定為目標層(A),經濟增長質量指標體系定為準則層(B)包括:經濟增長的規模性(B1),經濟增長的有效性(B2),經濟增長的協調性(B3),經濟增長的可持續性(B4),經濟增長的分享性(B5)五個方面。
將經濟指標定為方案層(C)包括經濟增長規模性指標:GDP增速(C11)、財政收入增速(C12)、財政收入平均收益率(C13);經濟增長有效性指標:勞動生產率(C21)、投資產出率(C22)、耕地產出率(C23);經濟發展協調性指標:第一產業對GDP的貢獻率(C31)、第三產業對GDP的貢獻率(C32)、消費對GDP的貢獻率(C33)、稅收占財政收入的比重(C34)、外貿依存度(C35);經濟增長可持續性指標:單位產值能源耗量(C41)、能源消費彈性系數(C42)、研究與開發占GDP的比重(C43)、高新技術產業化程度(C44)。經濟增長分享性指標:居民收入增長率(C51)、恩格爾系數(C52)、城鄉居民人均收入比(C53)。
(2)構造判斷矩陣,利用yaahp層次分析法軟件,求出最大特征指,及矩陣特征向量即權值,并進行一致性檢驗。
(3)層次單排序
由以上各表,可得出經濟增長質量層次模型各層次的權值,進行層次單排序。
由以上判斷矩陣可得知層次單排序為:
WA=(0.075,0.364,0.364,0.159,0.038)
WB1=(0.637,0.258,0.105)
WB2=(0.639,0.105,0.258)
WB3=(0.033,0.510,0.130,0.264,0.064)
WB4=(0.564,0.118,0.055,0.263)
WB5=(0.637,0.105,0.258)
(4)層次總排序
一致性檢驗:
CI=0.026,RI=0.827,CR=0.031
(5)歸一化處理
由公式 進行歸一化處理,Rj表示各年的經濟質量綜合指數。將相應的組合權重進行加權(即相乘后相加),即得出綜合指數。見表8:
由表8,可得知秦皇島市2000～2008年經濟發展質量綜合指數一年高于一年,尤其是在實施激勵性財政政策后,經濟發展質量綜合指數明顯加快,從表上也可看出,秦皇島市經濟發展質量朝著好的方向發展,且態勢良好。
二、結語
通過以秦皇島市為例,對18種經濟指標構建層次結構模型,歸一化處理后得出2000-2008年各年的經濟增長質量綜合指數,由經濟增長質量綜合指數大小就可一目了然的從整體上把握經濟增長質量的變化趨勢。利用層次分析法對秦皇島市經濟增長質量進行分析的結論與我國國民經濟發展趨勢是一致的,經濟質量整體朝著健康的方向發展。也證明了層次分析法作為集定量與定性分析與一體的綜合分析方法在經濟研究領域有著廣泛和實際的應用。
參考文獻:
[1]杜棟等.現代綜合評價方法與案例精選.北京:清華大學出版社.2008.
【關鍵詞】金融發展 經濟增長 耦合協調性 舟山市
一、引言
我國經濟增長下行壓力日趨增大，穩增長成為目前中國經濟發展的首要任務。隨著我國金融體制改革的推進和金融市場化進程的加快，金融在穩增長和促增長中的作用也將越來越重要。一直以來，金融發展與經濟增長的關系是學術界關注的重點之一。許多學者做了大量的研究，比如Caporal G M（2015）、周天蕓等（2014）、陳偉（2015）等都證實金融能積極促進經濟增長。但多數研究都重在關注金融發展對經濟增長的驅動作用，較少涉及金融發展與經濟增長兩者間的耦合協調性研究。在經濟新常態下，一方面金融發展能積極有效地促進經濟增長，另一方面反過來，經濟增長將對金融發展提出更高的要求。因此，一個地區金融發展水平的高低必然與該區域的經濟增長水平密切相關，兩者的耦合協調性也將會對該區域的發展產生深刻影響。因此對金融發展與經濟增長的耦合協調性進行分析和研究，有助于該區域金融發展水平的提高和經濟增長的持續健康提升。由于我國金融發展水平、經濟發展水平的區域不平衡性明顯，因此從地區層面來把握金融發展與經濟增長的耦合協調關系更有現實意義。由此，本文選擇舟山市作為研究對象。
舟山市作為海港城市，是我國南北海運大通道和長江黃金水道的“T”形交匯要沖，我國境內的7條國際海運航線中，6條經過舟山，堪稱要塞，是長江三角洲地區發展的重要增長極。進入21世紀來，舟山市積極優化經濟發展布局，優先發展港口經濟、海洋經濟，金融、經濟都取得了長足的發展，特別是“十三五”提出要重點實施“一帶一路”、京津冀協同發展、長江經濟帶三大戰略后，隨著國家戰略高度意義上江海聯運服務中心建設的推進，使得舟山市的經濟、金融得到了快速的發展。從金融總量上來看，到2015年末金融機構本外幣存貸款余額為3152.64億元，比2002年末增加了2801.64億，金融對舟山港口經濟和海洋經濟的支持能力在不斷增加。那么現階段，舟山市的金融發展和經濟增長已經處于一個什么樣的水平了呢？它們之間又是一個怎么樣的耦合協調關系呢？本文將運用舟山市金融發展和經濟增長的2002～2015年指標數據，對舟山市金融發展和經濟增長的耦合協調關系進行實證驗證，尋求答案。
二、模型、指標和數據來源
要對舟山市金融發展與經濟增長的耦合協調發展情況進行考察，首先明確研究方法，利用物理學上的耦合度及耦合協調度模型來進行計量;其次選定指標，確定衡量金融發展系統和經濟增長系統的關鍵指標;最后收集指標數據。
（一）耦合協調評價模型
本研究為深入探討金融發展與經濟增長兩者間的耦合關系以及反映兩個系統的整體功效和協同效應，借鑒物理學中的容量耦合概念及容量耦合系數模型，構造了能較為全面反映舟山市金融發展與經濟增長協調效應的耦合評價模型，計算公式如下：
（1）
式（1）中，C為金融發展與經濟增長的耦合度;U1、U2為金融發展和經濟增長這兩個系統的綜合評價指數，用于表示兩個系統的綜合發展水平。此耦合度模型可以反映金融發展與經濟增長耦合的程度，但無法判斷耦合是否為良性，即當兩系統綜合發展水平均較低時，仍然能夠得到較高的耦合度，這樣得出的結論與實際情況就不相符合。為避免這一不足，需要引入耦合協調度模型，來客觀地反映金融發展與經濟增長的協調發展水平，模型表達式如下：
（2）
式（2）中，D為耦合協調度，取值為[0，1]，D值越大表示耦合協調發展水平越高，D值越小則表明耦合協調發展水平越低;T為金融發展與經濟增長兩系統的綜合協調指數，反映兩系統的綜合發展水平對協調度的貢獻;α、β為待定系數。在兩系統的耦合協調發展過程中，本研究認為金融發展與經濟增長是具有同等重要性的，因此α、β均取值為0.5。
（二）耦合協調度等級劃分
對于耦合度與協調度的劃分，目前學術界尚無統一的標準。關于耦合度C，根據蔣天穎等（2014）研究：0<C≤0.3為低水平耦合，0.3<C≤0.5為階段，0.5<C≤0.8為磨合階段，0.8<C≤1高水平耦合階段。而關于耦合協調度D，借鑒、丁正山等（2015）的研究，結合舟山市金融發展與經濟增長耦合協調度的實際特征，將耦合協調度劃分為10個等級區間，每個區間代表一個協調等級，每個協調等級對應一類協調狀態，形成連續的等級階梯，從而更為直觀地反映兩個系統間的耦合發展程度。具體見表1。
表1 耦合協調等級劃分標準
（三）指標選取與數據來源
衡量金融發展程度的指標很多，但最常用的指標是金融相關比率。金融相關比率有多種計量方法，本研究用舟山市金融機構存貸款之和與GDP的比率來計量金融相關比率。因為這個指標既包括存款又包括貸款，在衡量金融資產與GDP比率的同時也在一定程度上衡量了國民儲蓄率，而儲蓄率也在一定程度上反映了金融市場化、金融深化及貨幣化的程度。衡量經濟增長的指標用GDP增長速度來表示。上述指標數據均來源于舟山市2002～2015年的國民經濟和社會發展統計公報。
三、耦合協調性研究
（一）舟山市金融發展與經濟增長現狀
由圖1、圖2可知，2002年～2015年，舟山市的金融發展水平分兩個階段：2002～2009年金融相關比率總體上處于上升階段，2010～2015年處于略微下降態勢。經濟增長水平在2002～2015年雖有幾次反復但總體處于下降態勢。由此可見，2008年的金融危機對金融、經濟發展的影響持續存在，在全國處于經濟增長下行壓力的大環境下，舟山市也不例外，經濟增速放緩，金融發展放慢。
圖1 2002～2015年舟山市金融相關比率
圖2 2002～2015年舟山市GDP增長速度
（二）舟山市金融發展與經濟增長耦合協調性
運用式（1）可獲得2002～2015年舟山市金融發展與經濟增長的耦合度（見圖3）。由圖3可知，這14年來舟山市金融發展與經濟增長的耦合度始終沒有超過0.3，整體上一直處于低水平耦合狀態，受2008年金融危機影響近幾年耦合度處于降低狀態。
圖3 2002～2015年舟山市金融發展與經濟增長的耦合度
為了進一步探究舟山市金融發展與經濟增長的耦合協調度狀況，進一步運用式（2），計算獲取其2002～2015年的協調度，見表2。有表2可知，舟山市除了2013年外，其他各個年份里金融發展系統與經濟增長系統的協調度較為平穩，整體上處在0.5～0.6這樣一個平穩的勉強協調發展階段。
表2 2002～2015年舟山市金融發展與經濟增長的耦合協調度
四、結論與啟示
本研究運用耦合協調模型，對舟山市2002～2015年金融發展與經濟增長的耦合度和協調度進行了計算和分析。主要結論如下：
第一，受2008年金融危機影響，舟山市近年來處于金融發展放緩，經濟增長放慢狀態。
第二，2002～2015年舟山市金融發展與經濟增長的耦合協調發展還處于相對較弱的水平。該時期，舟山市金融發展與經濟增長的耦合度一直徘徊在0.1至0.25的低水平耦合階段，協調度始終沒有突破0.6而一直處于勉強協調耦合階段，距離良性耦合協調發展仍存在一定差距。
舟山市作為長三角經濟圈中的樞紐港口城市，正在大力打造港口經濟圈。從目前舟山市金融發展與經濟增長的耦合協調度發展來看，兩者契合度不高，說明舟山市金融發展水平對經濟增長的拉動作用較弱。由此，迫切需要采取有效措施大力推進金融發展，創新金融服務，為港口經濟圈構建提供強有力的金融支撐和保障。
參考文獻
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關鍵詞：對外開放 經濟增長 內生經濟增長模型
研究背景
自1978年實行改革開放的政策以來，我國的經濟社會發展取得了舉世矚目的成就，經濟保持了高速增長，GDP增長率一直處于發展中國家前列。與此相對應，我國也積極參與世界經濟，逐步加入到世界經濟一體化進程中，通過不斷融入到世界經濟中來進一步深化我國經濟的對外開放程度。
我國的對外貿易水平越來越高，進出口總額占國家GDP的比重也比較高，凈出口已經成為實現我國經濟增長的重要引擎。除了在對外貿易領域不斷提高開放程度之外，我國在投資領域也進一步強化了開放的力度和范圍，我國的實際利用外資額連續多年保持了迅猛增長，尤其是外商直接投資更是伴隨著我國經濟的開放迅速發展。這不僅僅帶來了先進的管理經驗和生產技術，起到了示范擴散作用，更進一步加大了國內企業的生產管理壓力，促使國內企業積極轉變生產方式，優化產業結構，提升自身競爭力。
相比較于我國在投資以及貿易方面的開放程度，我國在金融領域的開放程度相對小一些，政策更為謹慎，但整體上是穩步推進，開放程度逐年提高，也產生了不小的積極影響。無論是我國的金融管理當局還是銀行機構，持有的對外資產逐年增加，我國正積極通過有步驟的金融開放來進一步提升金融中介機構服務效率、強化內外風險調控、降低市場信息成本來增強市場活力，促進經濟增長。
盡管我國在經濟的各個領域都實現了較大程度的開放，也取得了許多成就，但是，我國學術界在這一課題上卻缺乏相應的研究，大多數研究都集中在了改革問題上，較少有研究國家經濟開放程度與經濟增長之間的關系問題，沒有從整體上來研究經濟開放這一制度變遷是如何影響到國家經濟的文獻。這一方面是由于國家的經濟開放程度是難以用指數來權衡的，這里面包括貿易的開放、金融的開放以及投資的開放等，因而也就難以將開放作為整體因素來加以研究其與國家經濟增長之間的關系；另一方面則是由于現代經濟增長理論跟制度變遷等分數與不同的學術分支，盡管從新制度經濟學上來講，開放對經濟增長的作用有了理論框架，但是仍難以將開放等制度因素引入到經濟增長分析框架中。因此，應當積極實踐在經濟增長框架下，包括貿易開放、投資開放以及金融開放在內的經濟對外開放對經濟增長的影響，并著重研究經濟開放進程如何有效作用于經濟增長這一客觀結果。
經濟對外開放程度對經濟增長的影響機制研究
通過研究經濟開放程度與經濟增長之間的關系，改進之前的經濟開放指標體系，完善經濟開放程度的評價指標，保證其更為客觀科學和相互之間的有效聯系。真實反映經濟的開放程度，避免之前指標間相對弱化的關聯性和簡單地定義為封閉或者開放。同時，為之前相對模糊的經濟開放與經濟增長之間關系的理論方面進一步提供經驗支持，使其更加明晰確定，通過進行時間序列上的經濟增長分析，理清經濟開放與經濟增長之間的關聯。而且，作為發展中國家，對于研究哪一種內生經濟增長發展模型更符合我國實際和開放進程較有幫助。之前的經濟開放與經濟增長之間管理模型大都是集中于技術擴散模型和邊干邊學模型，僅僅強調學習效應的作用，難以找到現實實證。
另外，通過研究測試我國經濟的對外開放程度，促使人們進一步明確和清晰我國改革開放以來的經濟發展進程和軌跡，并科學判斷未來經濟發展趨勢，明晰貿易開放、金融開放、投資開放對經濟增長的推進作用，以便把握開放重點，促進經濟增長。
一般來講，內生經濟增長模型研究了經濟持續增長的模式，其核心是假設資本存量增加時，邊際生產率不降為零。借此，內生經濟增長模型借用了兩個機制，一個是外部經濟效用，另外一個則是產品的多樣性機制。
內生經濟增長模型的建立，在較大程度上是引用了外部經濟效果的理念，考慮了經濟開放在經濟增長過程中的作用和意義。在內生經濟增長模型中，外部經濟效果及經濟開放是源于對資本要素k的積累。這個資本不一定是有形資本，但其參照物顯然是有形資本。
根據數據統計，2012年全年我國國內生產總值519322億，比上年增長7.8%；2012年全年進出口總額38667.6億美元 增長6.2%；2012年新增貸款8.2萬億；2012年固定資產投資364835億；西部增長較快；2012年城鎮居民人均可支配收入實際增長9.6%。
由表1可知，對外貿易、外商直接投資跟國家經濟增長之間存在著均衡關系，即，國家的經濟開放與經濟增長間有著長期的均衡關系，對經濟的發展有著促進作用。
經濟對外開放程度指標體系分析
一般來講，通常采用這一國家參與到整個國際經濟的程度來表示該國的經濟開放程度，這一概念相對來講具有抽象性，在選取指標方面不同的學者采取了不同的方式。但是總體來講，對于經濟開放程度指標的選擇主要有以下兩種。一種是通過直接描述某一國家的經濟體制及其政府相關經濟政策的開放性，比如投資開放性、貿易開放性、金融開放性等，通過直接描述刻畫這些政策的開放性并將其作為指標來反映國家經濟的開放性，它包含了外匯黑市交易費用的高低、平均關稅率、與國際市場相比較國內市場價格的扭曲程度、非關稅壁壘率以及上述指標的綜合使用等。另外一種指標則是間接指標，通過衡量國家經濟體在經濟開放中產生的結果來逆向推導國家的經濟開放程度，一般來說有對外投資比率以及外貿依存度等指標。
這兩類指標在選取標準上有所不同，但是在實際應用中各有優勢。前一種衡量指標，其測量結果更為直接，能夠直接反映某一國家的經濟開放程度，直接反映了某一個經濟主體對于參與國際經濟活動的積極性和主觀意愿，但是其實際應用中也存在著困難。這主要是因為第一類指標的提出就某些概念來講難以清晰定義和度量，在測量時難以真實確定而且常常需要通過其他指標的替代才能完成，因此采用第一類指標，其最終測試結果可信度會打折扣，尤其是某些開放程度不高的國家，相關指標數據的獲取比較困難。
在采取指標替代時，替代指標的科學性也有待進一步考證，如使用消費者物價指數來替代價格扭曲程度時，物價指數是否受到國內不完善的市場影響，是否受到通貨膨脹、外債等因素制約，外匯黑市交易費、價格扭曲指數、集成關稅率到底能否完整體現國家貿易政策的扭曲性等等，這些不確定因素都使得替代指標難以有效替代國家經濟的對外開放程度。
結論及政策建議
國家經濟的對外開放總體上來講具有很明顯的階段性，與國家實行的對外開放政策的強弱具有很大的關系。總體上來講，我國在1980年之后，經濟開放表現出了很明顯的階段性特征，一個階段是1980年至1992年期間，另一個階段則是1993年至2002年間。這其中，第一個階段是在前面相對比較低的對外開放水平下實現的比較緩慢但是比較穩定的增長，而后一個階段則是在經過前面經濟開放的大幅攀升后，在一個相對比較高的經濟開放水平下實現的進一步的經濟開放，這一階段的經濟開放則表現出了一定的波動性特征。劃分為兩個階段是和兩個階段前后經濟開放所依賴的衡量指標不同有關系，顯示了國家的經濟開放程度與國家的開放政策具有很大的關聯性，國家政策在其中占有主導地位。而且后一階段經濟開放的波動性更為明顯，也意味著在后一階段的開放過程中，國家經濟更多地接受到了來自國際投資、貿易以及金融等因素的影響和沖擊。但是總體來講，我國實行經濟開放政策以來，國家在貿易、投資以及金融等各個方面的開放程度都是在不斷上升的。
與此同時，國家經濟開放過程中，金融的開放占了較大的比重，金融的開放對于整個國家經濟開放的權重也越來越高，從我國經濟開放的實踐來講，金融開放與整個國家的經濟開放類似，也具有兩階段特征。對于整個國民經濟的開放具有支撐和決定意義。與此同時，國家金融領域的開放相對來講比較謹慎和緩慢，波動性相對較小。而且就這一指標本身來講，金融管理當局的開放程度占有最重要的比重。
國家的外貿領域開放伴隨著經濟開放進程，對經濟開放有著重要的影響。依據數據分析，在施行經濟開放后國家在商品進出口方面發展迅猛，不過服務貿易在這一進程中占據著更為重要的角色，依據國內外發展經驗，服務貿易在整個貿易開放的進程中有著無可替代的地位。開放以來，我國在直接利用外資方面也表現出了較大的開放性，外商在華直接投資在整個的國家投資開放中占據主導的地位和作用，而且其開放的階段性特征及波動性特征都是與國家整個經濟的開放性特征相一致。
在國家經濟對外開放和經濟增長的相互促進發展進程中，我國的對外開放程度、勞動力以及資本投入、科學技術發展進步、經濟產出等各個方面因素都在整個的開放大背景下相互協調和影響，表現出了長期的均衡關系。經濟開放的程度能夠顯著影響到國家的經濟增長水平，對于提高國家經濟產出，促進經濟增長具有重要意義。
通過分析比較內生經濟增長修正模型，可以發現國家經濟的產出水平、技術進步水平以及資本物質人力的投入都是國家經濟開放短期造成的，而且經濟開放程度與它們之間存在著相互影響相互促進的雙向因果關聯關系。這都進一步表明了開放程度能夠對國家的技術創新和資本積累形成有效的促進作用，并進一步刺激國家的經濟增長，通過國家人力資本積累多渠道地實現對國家經濟增長的促進作用。
基于國家經濟開放程度對于國家經濟增長的刺激作用，本文提出以下建議：首先，國家要進一步加大開放力度，通過經濟開放提升國家知識存量和產出存量，并為企業進一步搭建完善國際貿易、投資平臺，促使企業更好地融入到國際經濟大環境中。其次，加大金融領域政策扶持力度。國家金融開放在整個經濟開放中占有舉足輕重的地位，要進一步探索新的形式和模式，促進非政府金融領域的開放進程，避免對貿易自由化和外資金融的壁壘形成。再次，積極改善投資環境，以此來吸引更多的外資投入，通過進一步理順投資吸引機制，實現資本的積累，并以此促進國家在技術和管理以及人才等各個方面的擴散示范作用，促進產出的長期穩定增長，實現經濟增長的平穩運行。
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關鍵詞：絲綢之路經濟帶；金融發展；經濟增長
基金項目：2012年甘肅省教育廳項目：“甘肅農村金融生態環境建設研究”階段性成果
中圖分類號：F832.7 文獻標識碼：A
收錄日期：2016年8月9日
一、引言
2013年，國家提出建設“絲綢之路經濟帶”的戰略，這一戰略的提出給沿線地區的金融發展與經濟增長帶來新的機遇。甘肅作為聯系中亞、西亞的樞紐，對整個經濟帶的建設具有不可替代的獨特優勢和重要作用。金融作為經濟資源配置的核心，在經濟運行中起到交易媒介、動員儲蓄、配置資本、分散風險等作用。但由于甘肅經濟增長相對緩慢，金融發展相對薄弱，金融發展對經濟增長的支持作用還沒有充分發揮出來，金融支持是構建絲綢之路經濟帶的關鍵，甘肅省應抓住機遇，以金融支持絲綢之路經濟帶的建設，對深化甘肅與絲綢之路沿線地區的經濟合作、促進甘肅經濟轉型升級具有重大而深遠的意義。
“絲綢之路經濟帶”是國家提出的全新發展戰略，涉及金融支持絲綢之路經濟帶建設的研究較少。姚宇、李忠民等（2015）認為，金融支持絲綢之路經濟帶建設，就是以金融機構、金融資本、金融市場、金融政策、貨幣資金等金融要素為基礎，從微觀和宏觀兩個方面發揮金融功能。王保忠等（2015）認為在“絲綢之路經濟帶”的建設階段應以開發性金融形態的支持為主，以商業性金融的支持為輔。
關于金融發展與經濟增長之間的關系，國外學者Noman Loayza（2006）基于動態計量經濟模型指出，金融深化程度對經濟增長有明顯的正向促進作用；Guglielmo Maria Caporale（2009）研究發現，一個國家的金融發達程度對這個國家的經濟增長存在的影響不同，金融越發達，金融市場對經濟增長的貢獻越大。國內學者也始終關注著經濟增長與金融發展之間的關系，并進行了大量的理論與實證研究。一些學者認為，金融發展與經濟增長之間存在著顯著的促進關系。周立等（2003）通過實證檢驗得出，中國各地區金融發展與經濟增長高度相關，金融發展可促進經濟快速增長。在對中國東、中、西部金融發展與經濟增長之間的關系研究中，楊龍等（2011）指出東、中部地區金融發展對經濟增長有正的影響；閆麗瑞等（2012）指出中部地區金融發展對經濟增長的促進作用最大，東部次之，西部最小；俞立平等（2012）將金融發展分為金融規模與金融調控兩個部分，并通過實證綜合得出，金融規模對經濟增長具有促進作用。
然而，綜合冉光和（2006）、王紀全（2007）和馬軼群（2012）的分析可知，在不同的區域條件約束下，金融發展與經濟增長之間可能并沒有穩定一致的關系，甚至還會降低經濟增長的持續性，尤其對于經濟資源匱乏的西部而言，金融發展與經濟增長之間不存在顯著的因果關系，甚至存在負向因果關系。甘肅為我國西部五省之一，在對其金融發展與經濟增長的研究中，王曉鴻（2008）基于甘肅1990～2004年的數據，從金融化、證券化和保險經濟化三方面對經濟增長指標實際GDP的影響進行分析，指出金融發展與經濟增長不協調；費和（2011）基于甘肅1994～2008年的數據，從金融發展規模方面對經濟增長指標GDP環比增長率的影響進行定量分析，指出金融發展與經濟增長存在不顯著的正向因果關系；根據郭志儀等（2013）從金融規模和金融效率兩方面對經濟增長指標人均GDP的影響進行實證研究可知，長期內甘肅金融發展規模的擴大顯著推動了經濟增長，金融中介效率卻隨著經濟的增長而下降。
綜上所述，金融在絲綢之路建設中發揮著不可替代的作用。本文在建設“絲綢之路經濟帶”戰略背景下，基于甘肅省金融發展與經濟增長的角度，研究“絲綢之路經濟帶”甘肅段的金融支持。
二、絲綢之路經濟帶甘肅段金融支持實證研究
（一）指標選取與數據說明。在選取經濟增長指標與金融發展指標時，一方面要能充分反映甘肅的金融發展和經濟增長水平；另一方面還要考慮到甘肅金融市場數據的可得性。本文對甘肅人均GDP以1978年為基期做平減處理，剔除價格的影響，得到實際人均GDP，作為衡量甘肅經濟增長的指標（Y）。
金融發展指標中，金融規模指標（X1）采用戈德史密斯提出的金融相關比率，綜合戈德史密斯的計算方法和甘肅的實際情況，本文將該指標定義為甘肅金融機構存款總量與金融機構貸款總量之和與甘肅GDP的比值；金融效率指標（X2）反映了金融機構將儲蓄轉化為投資的效率，本文參考張婷（2015）的研究，將其定義為甘肅城鄉居民儲蓄存款余額與全省固定資產投資的比值；固定資產投資（X3）是區域金融發展的重要組成部分，本文選取甘肅固定資產投資額與甘肅地區生產總值的比值來衡量甘肅的投資水平。
本文選用甘肅1978～2014年度數據作為研究對象，數據來源于《甘肅發展年鑒》、《中國統計年鑒》、《甘肅金融運行報告》以及國家統計局、甘肅統計局、Wind數據庫等。采用Eviews7.0對數據進行整理和分析。
（二）單位根檢驗。若時間序列的均值或自協方差函數隨時間改變，則該序列就是非平穩時間序列，對非平穩時間序列進行時間序列分析會產生偽回歸問題。單位根檢驗是一種檢驗時間序列是否平穩的方法，為了消除異方差現象出現，我們對所選取的指標均進行對數處理，分別記為LnY、LnX1、LnX2、LnX3。運用Eviews進行ADF檢驗，檢驗結果如表1所示。（表1）
從表1可以看出，各個變量的原時間序列都是非平穩的時間序列，對其進行一階差分處理后即為平穩的時間序列，并且在1%的置信水平下均表現為平穩。因此，變量人均實際GDP、金融規模、金融效率以及投資水平均為一階單整。
（三）協整檢驗。本文根據綜合原則確定VAR模型最優滯后階數為3，VAR所有的各特征根的倒數值均位于單位圓之內，表明VAR模型是穩定的。協整檢驗是確定變量之間是否存在長期的均衡關系，本文采用Johansens協整檢驗方法來進一步分析LnY和LnX1、LnX2、LnX3三個變量之間是否存在長期的均衡關系，檢驗結果如表2所示。（表2）
由表2可知，當原假設協整方程個數為0個時，跡統計量59.96005>47.85613，拒絕原假設，表明LnY、LnX1、LnX2、LnX3存在協整關系；當原假設協整方程個數至多為1個時，跡統計量27.06779
（四）Granger因果關系檢驗。由Johansens協整檢驗可知，變量之間存在協整關系，而Granger因果關系檢驗能夠為經濟關系中的因果方向提供證據，即在另一個變量變化之前，一個時間序列變量一致的且可預測的變化，如表3所示。（表3）
由Granger因果檢驗結果可知，滯后一階時，在5%的顯著水平下，人均實際GDP與金融效率之間存在著單向Granger因果關系，即人均實際GDP是金融效率的成因，這說明經濟快速發展，城鄉居民儲蓄存款增加，全社會固定資產投資水平提高，進而全省儲蓄轉化為投資的效率得到有效提升。在5%的顯著水平下，人均實際GDP與投資水平之間存在單向Granger因果關系，即人均實際GDP是投資水平的成因，這說明經濟的高速發展和社會生產力的提高會使社會有效需求增加，從而促進全社會固定投資水平的提高，截至2014年底，甘肅全社會固定資產投資達到了7，884.12億元，相比1978年增加了847倍。
三、結論及建議
本文基于1978～2014年甘肅的數據，通過Johnsen協整檢驗、Granger因果關系檢驗，對甘肅金融發展與經濟增長之間的關系進行實證研究，并得出結論：（1）甘肅的金融發展與經濟增長之間存在著長期的均衡關系；（2）基于格蘭杰因果檢驗，經濟增長是金融效率和投資水平的原因，即經濟增長帶動了金融的發展。綜合以上結論可以推斷出，代表甘肅金融市場發展水平的金融規模、金融效率以及投資水平發展實力薄弱，與經濟增長并不協調，短期內對經濟增長的貢獻是有限的。
在建設“絲綢之路經濟帶”的戰略背景下，如何促進區域金融發展與經濟增長相互協調發展是促進絲綢之路整個經濟帶發展的關鍵。首先，促進金融業多元化發展，提升金融規模質量。在金融規模量快速增長的同時，更加注重金融規模質的增長，充分發揮證券業和保險業的后發優勢，通過放寬金融機構市場準入、設立獨立的政策性金融機構以及提高甘肅地方金融機構的比重促進金融業多元化發展，做到金融結構與經濟結構相匹配，從而利于經濟的增長；其次，促進資本市場多元化發展，提高金融效率。積極發展多層次資本市場，通過提升甘肅股票市場融資和債券市場融資加快資本市場的發展，促進社會閑置資金集聚并充分運用到實體經濟中，提高儲蓄轉化為投資的效率，為絲綢之路經濟帶甘肅段的建設提供充分的資金支持；最后，拓寬國內外投資渠道，優化投資結構。通過對產業結構優化升級、深化體制改革以及加大基礎設施建設優化甘肅投資結構，同時加大甘肅企業和中亞地區的投資項目合作，以提高投資水平對經濟增長的可持續性。
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關鍵詞：現代物流 經濟增長 關系 研究
理論界普遍認為現代物流與經濟增長之間的關系是相互的，現代物流的發展能在一定程度上促進經濟的增長，而同樣，經濟的增長也會帶動現代物流的發展。如果這一論點成立，則推斷出經濟增長無形拉動了現代物流需求，而現代物流的發展又為經濟運行提供了更好的條件，隨后物流工作也會開展得更加順利。如此看來，現代物流和經濟增長之間的關系是相互的，甚至可能存在雙向因果關系。基于此，筆者現結合格蘭杰因果檢驗方法，利用具體實例對現代物流和經濟增長的關系進行論證。
一、現代物流與經濟增長之間的互動關系
1.物流發展在經濟增長中所發揮的作用。部分學者利用物流推動論來分析問題，站在物流推動論的思路分別從三個方面對物流發展在經濟增長產生的作用作了分析，得出以下三個相應的結論：一，現代物流發展細化了社會分工，使社會行業及社會工作變得更加規范，進而促進了在社會經濟的增長；二，現代物流建立物流聯盟的目的在于控制交易費用，而交易費用一旦降低，經濟增長便不是難題；三，如果結合區域經濟增長理論分析，現代物流對經濟增長的影響在經濟非均衡發展、梯度推移等多個方面都會發生作用，最終結果同樣是促進經濟增長。由此看來，現代物流多少會對經濟增長產生作用，明顯結果是，現代物流發展，經濟也會跟著增長，反之，物流滯后，經濟勢必也會跟著降低。所以不難看出，現代物流和經濟增長之間是存在互動關系，經濟會隨著物流的發展而增長。
2.經濟增長對現代物流發展的拉動作用。另一部分學者利用經濟拉動理論來分析物流和經濟間的關系，指出現代物流僅僅只是經濟發展下的產物，經濟增長會對物流發展產生決定性作用，這主要體現在以下兩個方面：其一，經濟大幅度增長會在一定程度上拉大市場的物流需求量，進而促進物流發展，反過來，物流 需求量大大增加以后，市場經濟，乃至社會總體經濟都會得到相應的發展；其二，經濟發展水平決定著現代物流的發展水平，因為無論如何，物流始終是經濟發展下的產物，始終受限于社會經濟。
按照經濟拉動邏輯，經濟大幅度增長之后，物流業對物資的需求也會越來越大，物資產品流動規模同樣得到相應的擴大，這些連鎖反映都是經濟發展所引起的，是經濟發展的必然規律，同時也是現代物流在經濟發展下的必然趨勢。比如上世紀50年代的日本，該國也是利用龐大的物資交易，從世界各地將物資產品運回國，再銷售到國內和國外，產生巨大的物資產品需求，實現了物流發展。這一行為的實施建立在經濟發展條件上，是經濟增長所導致的必然結果。從這一點來看，經濟增長對物流發展的作用是極大的，一旦經濟顯現出增長趨勢，物流便隨之跟著發展。
3.物流發展和經濟增長間的互動關系。由上述兩大理論可知，現代物流發展與經濟增長之間的關系是相互的，一方面現代物流發展可促進經濟增長，另一方面經濟增長也可拉動物流內需，帶動物流發展。如果應用因果圖來解釋現代物流和經濟增長之間的關系，可將其視為雙向因果關系，即物流發展勢必會提高物資產品的供給能力，從而加大市場對物資產品的需求以及物資產品的供給，緩解物資短缺問題，最終推動社會經濟發展；反過來，經濟增長也會在一定程度上加大市場對物資產品的需求，從而拉動物流行業內需，頻繁造成物資短缺問題，帶動物流行業發展。
二、物流發展與經濟增長的關系實證分析
為了進一步論證現代物流與經濟發展之間的雙向互動關系，筆者預結合格蘭杰因果檢驗方法來對其進行論證，詳細步驟如下：
1.選取適當數據與指標。現代物流和經濟增長互動關系實證時，第一步驟是先做好數據、指標選取。綜合考慮現代物流性質，數據指標選取主要包括以下四種，即物流供給能力指標、物資產品需求指標、發展成效指標以及經濟增長指標，四種指標缺一不可。需要注意的是，以上四種指標在選取時都會受到價格因素的影響，而本文為了論證方便，剔除了一切價格因素，論證時并不考慮價格因素對指標的影響。
2.格蘭杰因果檢驗方法的應用。（1）斜整關系檢驗。由于上述時間序列都為一階非平穩序列，對在檢驗兩個變量之間的因果關系之前，我們須對兩個變量之間的長期穩定性進行檢驗，也就是對兩個變量之間的協整關系進行檢驗，在這里本文采用常用的Johansen協整檢驗方法，利用EViews統計軟件進行分析，得出相關結果。
（2）因果關系檢驗。利用EViews計量經濟軟件對上述兩兩變量進行因果檢驗，得出最終的關系檢驗結果，即①案例中某省市的物流網絡里程與國內生產總值存在聯系；②某省市現代物流需求的增長水平較高，且增長原因為格蘭杰原因；③某省市現代物流發展和經濟增長之間呈現出雙向因果關系。
三、結束語
綜上所述，現代物流與經濟增長之間存在相互關系，且這種相互關系是雙向的，能相互影響和作用。本文結合格蘭杰因果檢驗方法及檢驗理論對物流與經濟之間的關系進行了分析，指出物流發展促進經濟增長，經濟增長帶動物流發展，物流和經濟二者間存在雙向互動關系，相輔相成。同時強調，現代物流和經濟增長一榮俱榮，一損俱損，必須做好合理控制，確保兩者發展的協調性。
參考文獻：
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改革開放以來，我國經濟已經歷了30多年的高速增長，人力資源、自然資源、資本、技術創新被看作拉動經濟增長的四大馬車。隨著技術創新對經濟增長的影響越來越顯著，技術創新對經濟增長的貢獻率高低，經濟增長是否主要靠技術創新能力來拉動等問題目前已成為研究的熱點。
二、研究方法、指標選取
20世紀50年代中期，美國著名經濟學家Solow提出solow余值法，其基本表達式為：Ga=y-ɑk-βl。其中：Ga為科技進步的年平均增長速度，y為產出的年平均增長速度，一般用國內生產總值來計算，k為資金的年平均增長速度，l為勞動者的年平均增長速度，ɑ、β分別為資本和勞動力的產出彈性系數。勞動力、資本和技術創新被稱為經濟增長的三要素，根據solow余值法，筆者選定的研究指標分別為：產出（Y）、資本投入（K）、勞動投入（L）。
三、基于solow余值法的數據處理
自《中國統計年鑒》中收集2004～2013年的各指標數據，如表1所示。（表1）1、回歸分析。采用SPSS－回歸分析對上述數據進行分析，得出R=0.991，R2=0.983，回歸方程：ln（Q/L）=1.025+1.298ln（K/L）。ɑ的估計值為0.06，β的估計值為1.298。solow余值法模型為：GA=GQ-0.06GK-1.298GL。2、solow余值法分析。分離技術創新、資本、勞動力對經濟增長的貢獻率：其中，GDP增長速度（GQ）、固定資產投資增長速度（GK）、全社會從業人員增長速度（GL）、乘以彈性系數后的資本增長速度（aGK）、乘以彈性系數后的勞動增長速度（bGL）、技術創新增長速度（Ga）、經濟增長中技術創新貢獻率（Ea）、經濟增長中資本貢獻率（Ek）、經濟增長中勞動力貢獻率（El）。各指標的計算公式如下：
①Ga=GQ-0.06GK-1.298GL
②Ea=Ga/GQ×100%
③Ek=aKG/GQ×100%
④El=bGL/GQ×100%可以看出技術創新的貢獻率一直處在一個較高水平，但時有波動。從2004年的85.77%，一直緩慢上升至90.87%，自2007年開始下降，到2008年降至73.68%，2009年達到最高點93.25%，此后又緩慢下降，2012年為82.95%。各年的資本在經濟增長中的貢獻率波動幅度較大，穩定性差。年平均貢獻率約為10.12%，略高于勞動投入貢獻率。勞動力投入年平均貢獻率是3.71%，水平較低，波動較大。2007年以前一直在不斷下降，至最低點2.31%，2009年開始快速上升并在2011年基本持平。由此可見，勞動力投入在促進經濟增長的各因素中作用力最小。
四、結論
關鍵詞:制度變遷;經濟增長;內在關系;實證檢驗;
中圖分類號:F061.2 文獻標識碼:A 文章編號:1003―5656(2007)05―0018―09
標準的經濟增長理論把制度看作是既定不變的,所以無法認識到制度變化對經濟增長的重要性｡那么,為什么世界上許多國家都把社會和制度變革作為帶動經濟增長的動因?為什么在資源､人口､技術都沒有巨大變化的中國,自改革開放以來短短的二十多年時間里會發生如此大的變化?為什么有些貧窮國家在最近的幾十年里能獲得快速的增長,而有些國家卻仍在零增長線上掙扎?制度變革與經濟增長間到底是一種什么關系,這個問題確實值得深究｡本文就是想通過對中國經濟轉軌和經濟增長內在關系的實證研究來試著說明這一問題｡
一､制度變遷與經濟增長關系研究回顧
人們對于當今經濟增長模型批評最多的是,模型在強調人力資本､知識和技術作用的同時,卻忽視了制度要素｡諾斯在評價內生增長模型時指出:“這些模型都取決于一個能驅動模型的暗含的激勵結構的存在,如果不將制度中派生出來的激勵結構作為這一研究的重要組成部分,這一研究對我來說將是一個無結果的試驗”｡[1]諾斯從制度安排的]進角度,提出了經濟增長由制度“啟動”的論斷,科斯也把交易成本作為解釋和比較不同制度或體制效率的重要因素｡交易成本和制度變遷理論的引入,極大地擴展了經濟增長理論的解釋力和應用空間,它揭示了制度的動態發展對經濟增長的重要影響｡
從目前來看,關注制度與增長間關系最多的還是新制度經濟學家｡正是他們的不懈努力,才使人們逐漸認識到研究制度與增長間關系的必要｡當然,其他一些主流學者也從相關研究中得出了相似的結論,如Schulley的經驗研究就證明了制度是經濟增長的影響因素;Jones and Keeper則用考慮有制度背景的影響模型和實證檢驗突出了這一點;Acemoglu,Johnson and Robinson發現制度變遷和經濟增長是互相促進的,兩者并不能截然分開;而lener的實證研究也證實了這一點;Tomell和Eicher分別從產權制度和制度實施效率這個角度分析了內生制度與經濟增長的關系｡[2][3][4][5]
除了國外學者的研究外,一些國內學者也在考慮制度與增長間到底是什么樣的一種關系｡如盧荻､沈坤榮､張軍､林毅夫和雷欽禮等學者都對該問題做了一些研究｡[6][7][8][9][10]他們認為,技術進步對經濟增長的貢獻易于在短期內被人們觀察到,而制度變遷對經濟增長的貢獻可能表現不明顯或者不易衡量,這可能是許多經濟學家忽略制度變遷對經濟增長重要作用的原因之一;他們還從不同的視角考慮了制度變遷與經濟增長的關系｡也有國內的一些學者通過把制度因素引入到內生增長模型來進而揭示制度與增長的關系,如雷欽禮在其博士論文中做了一個嘗試;劉紅和唐元虎､皮建才,王澤填等青年學者也在這方面做了努力和嘗試｡[10][11][12][13]但總的來看,關于制度和增長之間到底是一種什么樣的關系,這還是一個不清晰的問題,本文就想換一個思路,通過檢驗當代制度變遷與經濟增長的內在關系來揭示這一問題｡下面,本文就通過把中國經濟體制轉型的過程當作一個制度變遷的過程,來探究經濟增長與制度變遷之間到底是一種什么樣的關系｡
二､轉型指標的設定及量化標準
把經濟體制轉型作為制度變遷的實例來研究,首先必須量化轉型指標｡歐洲復興開發銀行(EBRD)編制的改革進展指數(IRP)指標體系中,包括了企業､市場與交換､金融體制和法律改革4個領域的共10項指標｡在世界銀行完成的《1996年世界發展報告:從計劃到市場》(《World Development Report: From Plan to Market》)報告中,世界銀行對經濟轉型進展與評估是分類獨立進行的｡[14]世界銀行對經濟轉型的評估集中在四個領域,分四大類著手考察,它們分別是自由化､財產權和私有化､機構以及社會政策｡
盧中原､胡鞍鋼選擇了投資市場化指數､價格市場化指數､生產市場化指數､商業市場化指數四個單項的市場化指標｡[15]國家計委課題組是從商品市場化程度和生產要素市場化程度進程測算向市場體制轉型的程度,生產要素市場化程度按勞動力和資金市場化程度考察,勞動力程度由市場化勞動力占總勞動力比重決定,資金市場化程度由銀行信貸資金的市場化程度來近似反映｡陳宗勝等學者通過對企業､政府､市場三個方面的考察來測度市場化進程[16]｡
在構造轉型指標時必須做到科學性和可行性的結合,即所構建的轉型指標應該能夠較好地反映出轉型的實際進程和結果｡中國自1978年改革開放以來呈現的經濟增長和經濟轉型的趨勢是同步的,這種耦合的趨勢可以很好地揭示經濟增長與制度變遷(經濟轉型)的內在關系｡在刻畫中國經濟轉型的指標方面,我們參考世界銀行､歐洲復興開發銀行[17]､陳宗勝等學者的相關研究,并結合國內外其他相關學者對這一問題的見解,我們把反映中國經濟轉型的量化指標確定為以下四個方面(見圖1):
(1)非公有制經濟發展水平(NL)｡本文用工業總產值(或增加值)中非國有工業的總產值(或增加值)來表示｡公式如下:NL:非國有工業的總產值(或增加值)/工業總產值(或增加值)｡
(2)市場化程度(ML)｡目前衡量我國市場化程度的方法很多,我們選取投資的市場化指數來表示,即用全社會固定資產投資中“外資､自籌資金和其他投資”三項投資占總投資的比重來表示,公式如下:ML=(外資+自籌資金+其他投資)/全社會固定資產總投資｡
(3)對外開放程度(OL)｡反映經濟外向型的程度,本文采用進出口總額占GDP的比重來表示,公式如下:OL=(GDP-進出口總額)/GDP｡
(4)政府對經濟干預程度(GL)｡我們以財政支出占GDP的比重來表示地方政府對經濟干預程度的變化程度｡
參照ERBD對改革進展指數(IRP)編制所設定的權重系數和國內､外學者對上述指標重要性的排序情況,我們設定非公有制經濟發展水平(NL)､市場化程度(ML)､對外開放程度(OL)和政府干預程度(GL)對轉型進展的刻畫重要性分別為:0.4,0.4,0.2和0.2｡那么轉型進程綜合指數(TL)可以表示為(見圖2):
三､經濟轉型與經濟增長的關系檢驗
我們可以用圖3來表示經濟增長指數與經濟轉型進展指數之間的關系,我們發現僅從圖中很難確定二者之間內在的關系,下面我們通過對二者之間進行協整和因果關系檢驗,來進一步確定二者之間的內在關系(經濟增長指數是指把GDP以1978年設定為100計算的各年可比價格比增長指數)｡
本文的實證檢驗分4個步驟完成:第一,利用單位根檢驗確定時間序列lnGDP(GDP指數數據的自然對數形式),和lnTL(經濟轉型進程指數數據的自然對數形式)的平穩性;第二,確定lnGDP和lnTL之間是否具有協整關系;第三,采用格蘭杰因果性檢驗考察lnGDP和lnTL之間的因果關系;第四通過VAR模型進一步驗證二者的內在關系｡本文所有檢驗結果均使用Eviews4.0計量經濟分析軟件進行了多次回歸分析而得｡
1.變量平穩性檢驗
數據選取本文采用前文計算的經濟轉型進程綜合指數和歷年經濟增長指數的變化數據作為樣本數據｡lnGDP和lnTL按照有關數據計算而得,其中,以上2個變量均取自然對數,是為了消除可能存在的異方差｡樣本空間確定為1978―2004年,主要原因是想對中國整個經濟轉型期做一個全面和完整的考察｡
本文將利用單位根檢驗來確定lnIF和lnFDI兩個變量的平穩性,具體采用的是ADF( Augmented DickeyFuller Test)方法,其模型為
按照AIC最小值法則選擇最佳滯后期項數(2期),見如表2｡從VAR模型擬合結果也可以看出(見表3),經濟轉型確實不是經濟增長的決定因素,經濟轉型對經濟增長的作用是一種較弱的影響,并且這種影響的時間較長,且不會在短時間內衰減;而經濟增長卻是經濟轉型的內在決定因素,并且這種決定因素會在較短時間內衰減｡
LnGDP(經濟增長)與LnTL(經濟轉型)之間存在協整關系與單向因果關系,這從表1和表2的檢驗結果就可以看出,LnGDP和LnTL之間存在一個協整關系,即兩者之間存在一個長期均衡增長關系｡由于LnGDP和LnTL之間存在著協整關系,故GDP與TL之間也存在協整關系｡由表2和表3知經濟增長與經濟轉型之間存在單向因果關系,即經濟增長是帶動經濟轉型的格蘭杰原因,而經濟轉型并不是引致經濟增長的格蘭杰原因｡但二者的協整關系和VAR模型也充分說明,雖然經濟轉型不是經濟增長的決定性因素,但經濟轉型對經濟增長確實能有一定的影響,并且這種影響是長期的(如滯后1期與滯后2期影響系數比較接近)｡
四､結論與啟示
很多人認為,制度變遷對經濟增長會起到決定作用,如中國的經濟體制轉型推動了中國的經濟增長就是一個很有說服力的現象｡但我們通過二者的內在關系分析卻發現,結果恰好相反,正是經濟增長直接推動了中國經濟體制轉型的深化,而不是制度變遷決定經濟增長｡這也說明諾斯的推論是有疑問的｡當然,經濟增長與經濟轉型之間存在的協整關系也說明,制度變遷與經濟增長之間在某種程度上確實存在長期相關關系,但制度變遷對經濟增長的作用卻不是決定性的｡
我們再透過20世紀末期以來的世界范圍內的經濟轉型來看待這個問題｡我們知道,在經濟轉型問題上提倡“華盛頓共識”的學者認為,所有的經濟問題實際上都是稀缺資源的配置問題,而市場無疑是實現資源合理配置的最有效的方式,通過一系列快速走向市場化的策略,轉型國家可以在較短時間內成功走向市場體制｡但事實證明“華盛頓共識”并沒有取得預期的成效,其中主要原因是由于把目光局限在“為轉型而轉型”的狹隘目標以及忽略增長取向的實現途徑上｡本文的研究也說明,經濟增長對經濟轉型起著決定性的作用,只有把經濟增長和經濟轉型同步考慮,只有在增長中來推動轉型才是有效和重要的｡而這正是“中國模式”和“北京共識”內在涵義｡
制度變遷與經濟增長的內在關系告訴我們,為了經濟增長而重視制度創新是必要的,但過分倚重制度創新來達到經濟增長的決策是沒有根據的｡制度變遷并不是經濟增長的直接原因,說明在推動經濟增長中僅靠制度變革是行不通的,必須通過制度變革達到提高有效勞動､資本存量和技術進步改善才能達到｡制度變遷與經濟增長之間的協整關系和VAR模型關系也說明,在經濟增長中制度變遷的作用雖然不是決定性的,但這種作用還是不能忽視的,并且制度因素還會通過對其他增長因素的影響來長期影響經濟增長｡
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關鍵詞：經濟增長質量；經濟發展方式；全要素生產率
一、引言：
眾所周知，改革開放三十多年來，我國經濟建設取得了輝煌成績，年均增長率為近百分之十。就經濟總量而言，我國已經是全球第二大經濟體。在我國經濟實現高速增長的同時，經濟增長過程中的一些問題也日益顯現出來，比如生產要素利用效率不高、生態環境造成了一定程度的破壞、各地存在著不同程度的資源浪費和經濟增長的結構性矛盾還比較突出。這些現象歸根到底就是通常所說的經濟增長質量問題。我國經濟增長總體上來說是粗放式的，經濟發展方式尚未得到根本轉變。同時我們要明確，經濟增長不等同于經濟發展，兩者既相互區別又相互聯系。因此，如何恰當界定經濟增長質量就顯得十分必要了。
二、經濟增長質量的定義：
經濟增長質量，說到底屬于一種規范性的價值判斷。顯然，不同的學者由于研究的角度不同會產生不同的看法。總體上講，學術界一般從狹義和廣義兩個角度來探討經濟增長質量問題。從狹義角度來說，就是指經濟增長速度效果和經濟增長的效率，是一種優劣性問題，而實質上是一種經濟增長方式的轉變問題。從廣義角度來講，各個學者盡管對經濟增長質量的看法有許多交叉的地方，但仍舊有不少分歧。如劉樹成（2007）認為提高經濟增長質量就是指要不斷提高經濟增長發展態勢的穩定性，不斷提高經濟增長方式的可持續性，不斷提高經濟增長結構的協調性，不斷提高經濟增長效益的和諧性。馬建新、申世軍（2007）在總結前人研究的基礎上對經濟增長質量定義為一個經濟體在經濟效益、經濟潛力和社會效益以及環境等各方面所表現出的與經濟數量擴張路徑的一致性、協調性。鈔小靜和惠康（2011）進一步將經濟增長質量的外延概括為：經濟增長的結構、經濟增長的穩定性、經濟增長的福利變化與成果分配以及資源利用和生態環境代價等四個方面。
三、經濟增長質量的測度：
測量經濟增長質量，學術界一般采用全要素生產率法與綜合評價指標體系法。一般來說，采用狹義經濟增長質量定義的學者大多使用全要素生產率方法，而采用廣義經濟質量定義的研究者往往使用綜合評價指標體系法。全要素生產率方法具體包括代數指數法、索洛剩余法、隱性變量法、隨機前沿分析法和數據包絡分析法等五種方法。其中數據包絡分析法具有不需要對生產函數結構作先驗設定，不需要對參數進行估計等優點，在實際應用中較多采用。然而全要素生產率法在測量經濟增長質量時有一定程度的局限性，鄭玉歆（2007）認為全要素生產率反映的是生產要素即期的經濟結果，沒有考慮要素的長期性，其測算難以避免投入和產出數據不一致的問題，并且全要素生產率的提高并不能保證資源的有效配置。綜合評價指標體系測算目前主要有熵值法、相對指數法、層次分析法和因子分析法等四種方法。其中相對指數法沒有考慮各分項指標之間也許存在著高度相關性，熵值法未能較好地反映相關指標之間的關系，層次分析法主觀性較強，它們均有各自內在的缺陷，而因子分析法與主成分分析法兩者都是依據數據本身的特點而非人為的主觀判斷來確定各指標的權重，從而可以很大程度上避免指標之間的高度相關性和設定權重的主觀性（鈔小靜、任保平，2011）。
上文簡要敘述了理論界對經濟增長質量的定義和測試方法，接下來對從不同角度實證分析我國經濟增長質量的文獻進行綜述。
四、外商直接投資和經濟增長質量：
江小涓（2002）認為外資既可以形成高質量的新增資產也可以提升存量資產的質量，進而能夠提高我國經濟增長的質量。而汪春、傅元海（2009）運用統計分析和協整分析都說明FDI 降低了我國經濟增長質量，并且通過實證分析表明FDI 主要是通過直接方式降低經濟增長質量，此外，FDI 的正溢出效應影響經濟增長質量在統計上也不顯著。
五、人力資本與經濟增長質量：
劉亞建（2002）闡述了影響我國經濟增長質量的生產力因素, 認為科技競爭力對于經濟增長質量起著至關重要的作用, 因此提高我國經濟增長質量的根本出路就在于大幅度增加研究開發和教育投入，積極落實科教興國戰略。劉海英等（2004）在借鑒基尼系數反映收入差距的經典理論基礎上, 對人力資本均化指標進行了量化。通過實證分析發現，各地區人力資本平均程度的基尼系數與反映各地區平均人力資本積累水平指標之間存在著統計上顯著的負相關關系，并進一步表明將受教育的機會更多地提供給具有更低人力資本的普通勞動力，對中國經濟增長質量的提高意義重大。
六、資源環境與經濟增長質量：
從理論上來說，資源利用效率和生態環境都是影響經濟增長質量的兩個重要因素。資源利用效率的改進可以節約資源、改善生態環境，也有助于保持經濟增長的持續性，從而促進經濟增長質量的提高；而生態環境的改善可以顯著地提高人民整體的福利水平，這也就自然而然提高了經濟增長質量。妙小靜、任保平（2012）利用中國經濟轉型時期的省際面板數據實證分析表明，中國經濟轉型時期資源環境代價與經濟增長質量之間存在著統計上顯著的正相關關系。楊斐、任保平（2011）利用改革開放后二十一年內的樣本數據以環境庫茲涅茨曲線模型為基礎，從碳排放的角度對中國經濟增長質量進行了分析，他們認為這樣做的主要目的就是是尋求減排與保持經濟增長的平衡路徑。其實證結果表明經濟增長質量與人均碳排放之間存在著三次曲線關系而不是傳統的倒U型關系。因此，他們認為，對于減排措施需要持謹慎的態度，只有通過充分驗證，才能夠實現在減排目標的同時保持經濟增長。
七、小結：
對于經濟增長質量的內涵和外延的界定到目前為止學術界尚未形成統一的看法，但研究的深度和廣度都在不斷加大，這是可喜之事，因為對于經濟增長質量的科學評價必須建立在怎樣恰當地界定經濟增長質量的理論內涵。當然，我們既不要盲目縮小經濟增長質量的內涵和外延，更不能任意擴大其內涵和外延。在2008年全球金融危機陰云仍未散去的國際大背景下，在我國經濟增長率最近幾個月跌破百分之八的新形勢下，我們的發展戰略思路要進一步由比較優勢向競爭優勢轉型, 戰略目標要由低成本擴張型向高效率創新型發展轉型。黨提出的包容性增長模式不僅尋求的是經濟增長過程的平衡與穩定和經濟增長結果的合理分享，更多地還包括了經濟增長的成本代價這一因素。在實現經濟可持續健康發展目標下，我們既要更加合理地利用外資，不斷提高人力資本對經濟增長的貢獻率，也要關注環境，關注子孫后代。
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一、河北經濟增長方式轉變現狀
建國56年來，河北經濟建設取得了長足進展。與改革開放前相比，勞動者素質進一步提高、產業結構不斷優化、企業技術自主創新能力逐漸確立、政府職能進一步轉變、投資需求旺盛，這些因素都有利地推動了河北經濟增長方式的轉變。此外，河北還進一步健全市場體系、完善市場規則、規范市場交易主體，使市場對資源配置的作用更加明顯。河北不斷提高高校的辦學質量和水平，把培養高素質人才與引進高素質人才并重，為資源節約提供了基本人才保證。盡管如此，河北經濟增長方式沒有實現根本性的轉變，制約因素主要表現為：
（一）勞動力素質偏低，人力資本匱乏。勞動力素質越高，勞動生產率就越高，越有利于實現經濟增長方式的轉變。河北勞動力數量多、技能低，且分布不均勻。河北地處環京津區域，勞動力資源的流失比較嚴重。加上用工企業對勞動力培訓的力度較小，使勞動力技能很難有所提高。勞動力市場的不健全，企業與勞動力之間用工信息的不對稱，使勞動力的流動成本大大增加，妨礙了勞動力資源的合理配置。河北高校傳統型人才培養模式依然占有主導地位，適應社會經濟發展的高素質創新型人才很難培養出來。
（二）產業結構還不盡合理。集約式經濟增長要求三大產業對經濟增長的貢獻度由大到小分別為：第三產業、第二產業、第一產業。發達國家的第三產業在該國經濟總量中已達60％以上。目前，河北三大產業對經濟增長的貢獻度依次為：第二產業、第三產業和第一產業。其中，第三產業在河北經濟總量中僅占30％。加快發展以通訊、信息和服務業為主的第三產業，是切實推進河北經濟增長方式轉變的關鍵環節。
（三）科技資金投入少，科技產出低。技術進步是實現集約式經濟增長的質量型要素。與其他省份相比，河北科技資金投入較少，一方面是基礎性研究資金投入不足，另一方面是應用性研究資金投入不足。在有限的資金投入下，河北科技成果產出率較低，使企業很難形成自主核心技術競爭力，阻礙河北經濟增長方式的轉變。
（四）制度建設仍然滯后。西方經濟學家諾思、科斯最早把制度因素作為經濟增長的內生變量來進行研究。他們認為一個良好的市場制度可以降低交易雙方的成本，一個良好的企業制度可以降低企業的生產成本，一個各方面都比較完善的國家制度體系可以提高一國經濟增長的內在質量。近些年，河北制度建設取得重大進展，在規范市場行為，增強企業活力上面已初見成效。但是，河北制度建設也有一些不盡人意的地方。首先，在某些領域，一些制度制定的過細，妨礙了制度規范主體的積極性、主動性、能動性的發揮。其次，一些好的制度制定出來了，由于人為因素，在執行過程中出現了偏差，使制度的應有效用沒有發揮出來。最后，一些傳統的、落后的意識形態和非正式組織，嚴重阻礙著正式制度的實施，使經濟增長在與制度規則的相互博弈中舉步維艱。
二、河北經濟增長方式轉變新探
轉變經濟增長方式是一個系統工程，需要舉全省之力，從各個方面、各個環節進行不懈的艱苦努力。要以科學發展觀為指導，推進經濟增長方式的轉變，堅持走低投入、高產出；低消耗、少排放；能循環、可持續的新型工業化經濟發展道路。
（一）轉變經濟增長方式。首先，要樹立科學的發展觀，按照統籌城鄉發展、統籌區域發展、統籌經濟社會發展、統籌人與自然和諧發展、統籌國內發展和對外開放的要求，切實推進經濟增長方式的轉變。其次，要摒棄傳統的經濟增長與經濟發展等同的觀念。經濟增長只強調經濟增長的數量，而經濟發展不僅僅強調經濟增長的數量，更注重經濟增長的質量和效率。經濟增長，既可以是粗放式的經濟增長，也可以是集約式的經濟增長，而經濟發展一定是一種相對集約式的經濟增長。要真正實現經濟增長方式的轉變，就必須樹立經濟發展的觀念。最后，要樹立效率和節約觀念。在實際生產中，落實資源開發與節約并舉、把節約放在首位的方針，制定節約和綜合利用資源的目標與措施，使經濟增長更多地依賴于資源的節約、能耗的降低和浪費的減少來實現。
（二）改革現行的經濟指標體系。經濟指標體系是經濟活動的指示器，也是考核各地政府官員政績的主要標準。我國現行的經濟指標體系，大部分是一種經濟增長的數量指標，比如：GDP、人均GDP、投資總額、消費總額、國際貿易總額。其不足之處在于，它僅僅反映了一國（地區）經濟增長的數量和收益，而沒有反映一國（地區）經濟增長的質量和成本，特別是資源浪費、環境成本、產品質量和社會效益。這種經濟指標體系，往往容易導致一些地區不計代價地片面追求經濟增長的高速度，而忽視經濟增長的結構、質量和效益，忽視生態建設和環境保護。建立合理、標準的經濟指標體系，就是要把經濟增長的代價考慮進去，使經濟指標對經濟增長的評價更具有客觀性和準確性。在這樣的經濟指標體系約束下，政府在追求一國（地區）經濟增長的過程中，就會更加注重資源、能源消耗的降低、環境的保護和經濟的可持續性。自上而下建立起一套“綠色”經濟指標體系，為經濟增長提供客觀衡量標準，加快實現經濟增長方式的轉變。
（三）優化產業結構。產業結構在整個經濟結構中居于主導地位。產業結構的優化、升級，是提高經濟增長質量和效益的重要結構性因素。就河北而言，產業結構的優化升級，應更多地把著力點放在提高第一產業的質量、優化第二產業內部結構、擴大第三產業的規模上。提高第一產業的質量，就是要在優化農業內部產業結構基礎上，不斷提高農業的生產效率，實現土地的規模化經營。這就需要繼續完善土地流轉制度，允許和鼓勵農民以承、包、租的方式轉移土地的使用權。積極引導農民因地制宜地發展綠色農業、養殖業和農產品加工業，優化農業內部的農、林、牧、副、漁之間的比例關系。拓寬農業剩余勞動力的轉移渠道，增加農民收入，使農民享受到由農業質量提高而帶來的效益。優化第二產業內部結構，就是要在降低制造業能源消耗的基礎上，采取收購、合并等方式，優化第二產業內部資源配置。制造業是以能源消耗為主的行業，降低能源消耗，可以通過企業內技術革新來實現。第三產業的發展，可以通過政府的稅收優惠、產業政策、環境改造等手段的支持來實現。
