经济增长的背景范文

导语：如何才能写好一篇经济增长的背景，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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【关键词】经济增长 持续动力因素 转型

自2008年全球金融危机爆发至今，中国经济增长已面临“软着陆”拐点，怎样有效实现经济增长的转型，逃离中等收入陷阱，一直以来是学术界争执的话题。研究当前我国经济增长的动力因素，有助于理解改革开放三十年来各经济因素对总体GDP的贡献度变化及趋势，比较非动力因素与持续发展的动力因素，为经济转型的可能方向提供有建设性的意见。

一、省际面板数据的条件收敛分析―寻求全国均衡发展的改进措施

（一）样本数据及变量说明

（1）数据来源。本文研究所用的是年度数据，主要来自EPS中国地区经济数据库及《中国统计年鉴》（1992-2013年），样本包含除港澳台及海南省以外的30个省、直辖市、自治区1992--2013年的人均GDP、人口自然增长率、全社会固定资产投资总额、人均文教科学卫生事业支出等数据。

（2）变量说明。模型中使用的变量说明如下：lnyi，t表示年人均GDP初值（1992年不变价）的对数值，人均GDP初值是1992-2012年经过平减指数处理以后的相应数据，根据Solow收敛理论可预期在收敛方程中其系数为负；①ln（sk）中sk表示物质资本的投资率，即物质资本水平，是由全社会固定资产投资总额除以GDP得到。根据新古典经济增长理论，物质资本投资的增加可以提高经济增长率，因而预期它在方程中的系数为正；②ln（sh）中sh表示人力资本水平，由人均教育卫生事业支出经平减指数处理得到，人力资本促进经济增长，可预期系数为正；③ln（n+g+d）中（g+d）=0.05，n表示人口自然增长率，根据Solow经济增长理论，人口增长率与经济增长负相关，预期其系数为负。

（二）回归结果及分析

基于Solow模型的收敛回归分析。对全国样本进行收敛回归，由于异常值过多且重庆1997年后划出四川，为了分析方便，不纳入重庆市、自治区数据。回归（1）、（2）、（3）是绝对收敛回归，（4）、（5）是控制了要素变量的条件收敛回归。

注：其中，回归系数下面括号内为标准差，*** 、**、*分别表示回归系数在1%、5%、10%的水平下显著。

在回归（1）中，可以发现，从1993--2013年，我国地区之间经济趋于收敛但系数却并不显著，从回归（2）、（3）可以验证这一点：1992年以来，沿海发达地区获得更多的优惠和经济上行的空间，而欠发达地区经济增速贡献低于发达地区，此时全国经济显著趋于发散；但经济危机后，各地区经济结构的异质性浮出水面，刺激经济的一揽子计划在全国范围内对地区结构异质性做了较好的反应，使得全国地区经济增长收敛态势走强，这并不违背“俱乐部收敛”的结果，这说明全国范围内地区间的收敛态势强于中、西、东部之间的发散态势。回归结果（4）中加入了物质资本积累率和人口增长率，回归结果（5）在（4）基础上加上了人力资本积累，结果都显示了全国地区间的经济条件收敛性。这说明条件β收敛的结果是稳健的（Robust）。

（三）小结

基于扩展Solow模型的条件收敛回归发现，当控制了物质资本投资率、人力资本积累率和人口增长率时，中国的地区经济增长呈现较强的条件β收敛，这意味着要素积累的差异能够较大程度的解释我国地区经济增长的差距，也说明了我国的经济增长方式亟待转型：增加教育、公共健康的投入，提升人力资本，促进劳动力生产效率的改进；鼓励科技创新，提高全要素生产率；继续推进中部发展、西部大开发，促进全国范围内有效地要素流动。

全国范围则存在较强的条件收敛性，说明我国地区间的经济增长收敛趋势强于中、西、东部之间的发散趋势，而三大地区经济发展的失衡现象仍旧存在。因此，在加大中西部地区第二产业资本投入的同时，应加大改革的力度并努力改善经济结构，促进我国各地区的经济协调发展，避免在经济恢复周期中因地区经济结构差异引起的经济增长大幅减速困境。

二、我国经济增长的动力因素历史贡献分析

（一）实证模型

王小鲁等运用内生增长模型对经济增长的可持续进行研究，据此，本部分以卢卡斯（1998）内生增长模型为基础：

Y=AKβ（uhL）1-βh■■（φ>0） b （15）

其中，Y为经济总产出，且规模收益递增，A代表初始状态技术水平，K表示物质资本存量，L表示劳动力数量，u表示生产者的工作时间比例，h是劳动力的平均质量（以受教育水平衡量），h■■表征人力Y本正的溢出效应。

借鉴文学的建模理念，为了研究各经济特征变量对经济增长的回归，扩展并对数化卢卡斯模型，引进政府财政支出、总消费、制度变迁、能源消耗等变量，进行时间序列分析：

lny=β0+βilnXi+ε （16）

其中，尤其部分变量较难表征，本文采取常用的替代做法， 使用的变量如下：①表示年人均GDP总值（1994年不变价）的对数值，与第一小节相同，是1994--2014年经过平减指数处理以后的相应数据；②表示物质资本投资率的对数值，由全社会固定资产投资总额除以当年GDP总值代表，反映资本积累对经济增长的贡献；③则表示全社会固定资产投资总额的对数；④财政支出的对数值，表示我国政府财政支出对经济增长的支持与贡献度；⑤能源消耗总量的对数值，表示经济增长过程中的能源消耗情况；⑥表示市场化程度，用非国有经济在工业总产值中的比重的对数表示；⑦支出法核算的国内生产总值部分中的居民消费的对数值，表示居民消费对经济增长的贡献；⑧支出法核算的国内生产总值部分中的存货变动的对数值，表示库存变动情况，是经济增长的重要特征和动力因素；⑨表示科技资本存量，根据逐年的研究与试验发展经费支出的对数得到，以表征对经济增长的动力；⑩是劳动年龄人口总数的对数值，表征我国就业水平；为人均人力资本水平，由人均教育卫生事业支出经平减指数处理得到；表示外贸依存度，进出口总额占当年GDP比值的对数；表示城市化率，即城镇人口除以总人口并对数化得到，反映我国的城市化进程。

（二）主成分分析法（PCA）总结经济因素贡献指标

主成分分析法（Principal Components Analysis）是利用变量间的相关性，对原始经济成分进行适当的线性组合，得到新的，数量较少的替代指标，这样可以剔除经济成分之间的累赘信息，最大程度简化经济分析。通过PASWstatistics18.0的主成分分析可以得到表3的结果。

由表2可知，主成分1包含了经济贡献中的大部分信息，占比86.31%，可以很好地解释我国经济动力因素的共线性，其中除S（存货变动），FTD（外贸依赖程度）系数较少，其他经济要素成为我国经济增长的主要动力，这与贾文学经济波动成果相近。通过主成分分析法的结果，可以Solow经济增长模型进行扩展的时间序列数据分析。

注：其中，回归系数下面括号内为标准差，*** 、**、*分别表示回归系数在1%、5%、10%的水平下显著。

由表3的回归结果可知，回归残差无自相关且满足正态性，拟合优度较高，F统计量在1%水平下显著，回归结果是可接受的，但科技资本存量回归为负且不显著，结合主成分分析的结果，说明尽管科学技术水平为经济增长做了主要贡献，但主要活跃在基础科学技术，没有创新和高效的科技成果转化率，技术贡献微弱，无法在经济增长中做出明确的阐释，但也一定程度上说明了当前研究与实验发展经费支出并未能对经济增长做出贡献，反而其中存在的浪费贪污现象滞后了经济增长；而外贸依赖度、城市化进程、物质资本水平显著为负但值较小，可能说明这三大做主要贡献的经济因素已过分饱和，效率较低，对经济增长逐渐呈现负向拉动，而能源消耗依靠我国充分的能源储备，贡献仍为正，居民消费、人力资本水平显著为正，说明消费和人力资本水平对经济呈现明显的上升拉动特性。

（三）小结

结合两次分析结果可知，对经济增长做主要贡献的仍是工业化初期阶段的动力因素，其中以能源消耗的贡献性与相关性最为显著，然而物质资本、进出口贸易、城市化三个曾做主要贡献的经济动力因素已开始转变为负向拉动，其中我国物质资本存量一直持续上涨，进出口贸易也受2008年全球金融危机和之后增长缓慢的影响，迫切需要新动力的替换，而城市化经济增长的贡献效率较低，且呈负相关。而居民消费和人力资本对经济贡献较小，但呈现正相关性，说明居民消费和人力资本在“新常态”下对经济增长有显著促进效应，应重视服务业金融业发展与消费，重视微观个人行为，大力发展消费拉动型经济增长，也应重视教育和科技的有效投入，提高资金的收益率，适当鼓励社会资本对教育和科技的投资，减少政府直接支出。

参考文献：

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关键词：北京市 碳排放 经济增长 因果关系

一、研究背景

工业革命带来了科学技术的发展，使得各种能源得以大规模的开发及利用，全球经济特别是工业因此得到高速发展并且规模迅速扩大。但是，在大量能源开发及利用却使环境遭到了严重的污染。其中，温室气体的过量累积会导致全球变暖，已经严重威胁到了人类的生存及发展。二氧化碳排放量的95%以上是人类进行生产活动所燃烧的化石燃料，它已成为温室气体的主要来源，这是造成全球气候变暖的主要原因之一。

北京市作为我国政治、经济中心，更是面临着PM2.5的严重环境污染，这对我国的外交形象以及金融经济的快速发展都产生着严峻的威胁。面对如此形势，在探索如何发展低碳经济，减少碳排放量等方面，理应作为表率，积极承担二氧化碳减排义务。因此研究北京市的碳排放与经济增长关系十分有必要。

二、研究现状及趋势评述

能源、环境与经济协调发展不仅是公众广泛关注的热门话题，也是政策制定者和学者们研究的热门课题。在学术上，国外关于此方面的研究从最初的对能源供需矛盾的研究发展到能源消费所带来的气候与环境安全问题的研究；从孤立地探讨能源问题发展到探讨能源与经济、能源与环境的协调发展，再到能源、经济和环境的多重点的复杂系统的研究等。但从总体看，采用经济学方法研究能源容易导致低估技术进步的潜能，而采用工程学方法则倾向于高估技术进步的潜能，而混合能源模型综合了前两者的优点，便于进行更详尽的能源经济分析。

在国内，关于能源、减排与经济增长关系方面的研究起步较晚，主要内容包括能源消费与经济增长的关系、碳排放与经济增长之间的关系、碳排放原因解析、发展低碳经济途径与对策及减排潜力测算等几方面的内容，但将能源、环境与经济增长三者同时纳入一个系统中进行研究，尤其是进行定量研究还远远不够。

三、碳排放的测量及发展趋势

我国碳排放研究起步比较晚，统计机构没有公布二氧化碳排放的官方数据，省市区的数据更加缺乏。本文需要使用的数据为北京市碳排放的历史数据和分行业、分产业、生产生活和城乡碳排放量，所需数据比较细致，所以选用IPCC指导目录的方法进行计算。

从发展趋势看，北京市碳排放量呈逐步攀升态势，从1980年的1315.95万吨猛增到2009年的3958.57万吨，年均增长率为10.56%左右。北京市二氧化碳的排放量基本上跟北京市生产总值的发展趋势保持一致，基本成平稳增长。从2004年起，二氧化碳排放量的增速明显加快。2008年二氧化碳排放量有了显著的下降，说明奥运会期间北京市采取的节能减排措施是见成效的。但是随着经济的迅猛发展，碳排放量是必然有增长的趋势。

四、北京市碳排放与经济增长关系的研究

（一）指标的处理

根据上述的测算方法得到了1980年到2009年的碳排放量数据，记为CO2。同时选取相同时期的GDP数值。利用GDP平减指数对GDP绝对值进行变换，全部转换为1980年不变价的GDP。在参与计量分析时，采用了它们的对数形式来进行考察，因为对数形式有以下优点：第一，符合经济增长理论的一般形式；第二可以消除可能存在的异方差。对GDP指标进行自然对数处理，记为lnGDP。

（二）实证分析及结果评述

如果仅仅用一个简单模型去估计北京市碳排量与经济增长的关系，得到很有可能是错误的结论。因为可能会出现伪回归，所以需要协整的支持。如果仅仅是把非平稳时间序列变化为平稳时间序列之后，再建立回归模型，这样会导致模型是伪回归，认为得出的相关关系，实际上是一种假象。所以在进行动态回归模型拟合时，必须先检验各序列的平稳性。只有当各序列都平稳时就可以直接建立回归模型，所以要进行单位根检验。

由时序图可以已得出GDP和二氧化碳均呈现出上升趋势，可以判断它们是不平稳序列。因为只有相同单整阶数的两个变量才可能存在协整关系，所以，在协整分析之前要先对变量的单整阶数进行检验。进行lnGDP和CO2的协整分析，首先要检验这两个变量的时间序列是否平稳。对序列lnGDP和CO2的平稳性进行ADF检验，从表的结果可看出ADF检验值都大于5%的临界值，说明lnGDP和CO2均为非平稳序列；对两个序列进行一阶差分后，再进行ADF检验，lnGDP和二氧化碳两系列仍然是非平稳序列；进一步做二阶差分后，进行ADF检验，发现两个序列的二阶差分都为平稳序列。可知，lnGDP和CO2都具有二阶单整性，即lnGDP～I（2），二氧化碳～I（2）。

通过对两变量进行的分析表明CO2和lnGDP之间存在协整关系，二氧化碳排放量与经济增长之间存在长期动态均衡关系。这种动态的均衡关系说明了自1980年以后北京市经济增长和碳排量之间呈现出一定的协调性，两者之间保持着一种共同增长的趋势。

对两变量进行格兰杰因果关系检验，发现滞后4期时lnGDP不是CO2的格兰杰原因的概率为5.6%，这可以说明在滞后4年时北京市经济增长对碳排放量增加的效应最为明显，也就是说GDP是碳排放量的格兰杰原因；然而无论是滞后1期，还是6期，二氧化碳不是lnGDP的格兰杰原因的概率都在40%以上，说明北京市碳排放量的增加对经济增长有一定的推动作用，但是效果并不是十分明显。

从回归方程的检验结果得知，北京市的GDP对其碳排放量的影响是显著的，说明北京市的碳排放与其经济增长存在一定的线性相关关系，并且这种线性关系长期平稳，这符合客观实际。随着北京市能源消费量增长，碳排放量增量巨大，只有通过加快调整产业结构和能源结构，才能从根本上使碳排放量的增长放缓。

五、政策建议

在产业结构方面，北京市应当优化产业结构，降低单位GDP的碳排放量，优先发展第三产业，积极发展第二产业，稳步发展第一产业。加速发展金融、现代物流业、旅游等新兴服务产业，努力构建较完善的现代服务业体系。

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【关键词】产业结构 经济增长 影响因素

随着信息化和经济全球化的浪潮日益高涨，对产业结构的发展与经济的增长之间产生了更为密切的关系，产业结构的调整逐渐成为经济增长的新动力，因此，各国都加快了对本国产业结构调整的步伐。建国以来，我国的经济迅猛发展，工业化一直都是工作中的重心，取得了一定的成果，但是还存在一些问题。例如，工业产能过剩、产业结构不合理等。河北省在国家经济发展的大背景下，虽然也取得了很多成绩，但是由于受到地域、资源等方面的限制，产业结构不合理的问题也较为突出，在一定程度上限制了经济的发展。因此，河北省的产业结构与经济增长关系的研究具有很大的现实意义。

一、河北省产业结构变动过程分析

产业结构理论起源于17世纪，在19世纪得到了高速发展，20世纪30年代至40年代，产业结构理论才日趋成型。在这一过程中人们发现一个国家经济发展的过程，不仅体现为国民生产总值的增长，还必然伴随着产业结构的成长，产业结构是决定经济增长的重要因素之一。现代经济增长的同时，伴随着社会资源的变化，而社会资源的变化就导致了产业结构的变化，他们之间是紧密联系、相互作用的。社会资源配置的是否有效，决定了经济增长速度的快慢与质量，即产业结构是否合理，影响了经济的增长速度。

一个地区的产值结构状况可以反映该地区的产业结构状况，而产值结构状况一般用三次产业产值与地区生产总值中做比来确定。从图1中可以看出河北省第一产业产值占地区生产总值的比重从1978年的28.52%降低到2011年的11.99%，呈现出递减的趋势；第二产业产值占地区生产总值的比重从50.46%上升到54.06%，呈现的是曲折中缓慢上升的趋势；第三产业产值占地区生产总值的比重从21.02%上升到33.95%，呈现出在波动中前进的趋势。产业结构从原来的“二一三”格局，演变为现在的“二三一”格局，经济也得到了迅速的发展。

但是第一产业所占的比重还是太大，第二产业和第三产业的变动不明显，第三产业明显发育不足，还出现了阶段性的反复现象。这种产业结构与“三二一”型的产业结构，还有一段距离。在一定程度上制约了河北省的经济发展的质量和效率，制约了河北省经济的进一步转型升级。

图1 1978-2011年河北省三大产业产值占地区生产总值的比重

二、结论与建议

（一）研究结论

通过以上的分析我们可以得到结论，第一产业产值在地区生产总值中所占的比重在持续下降，没有对二、三产业的发展起到支撑作用；第二产业产值在地区生产总值中所占的比重还在曲折中上升，第三产业产值在地区生产总值中所占的比重虽然也在逐步提高，但是发展相对落后，产业结构的分布显然是不太合理的，“二三一”的产业格局明显，与“三二一”型的产业结构有一定的差距，产业结构有待进一步优化升级。

（二）对策建议

1.积极发展特色农业，巩固农业的基础地位。实现农业的基础性，对二三产业的支撑作用，必须进一步优化农业的区域布局，建立更多的优势特色农产品的生产基地和出口创汇基地，结合当地的条件发展特色养殖和种植，着力培育和发展一批规模大、效益高、带动关联产业强的农业骨干龙头企业和企业群体，提高农产品核心竞争力和综合效益，优化河北省农业布局结构。

2.大力推动企业转型升级，增强工业企业的核心竞争力。通过以上的研究可以看出第二产业贡献率明显，今后河北省的经济增长应依旧是以第二产业为主要推动力。把工作重心放在由投资为主向创新转变，提高企业的核心竞争力等内容上，优化产业结构。大力培育新的支柱产业，加大政策的支持力度，提供相应的投融资政策，为产业聚集区建设的建设，提供政策和资金上的支持。加快企业的兼并重组进程，增强优势产业的集聚辐射能力，提高单位的经济效益，推动优势产业做优做强，带动全省工业经济的快速发展和整体竞争力。

3.加快发展现代服务业体系的发展，包括现代金融、物流、旅游、动漫产业等，提高第三产业在经济发展中的作用。着力对传统的服务业进行改组改造，提高现代服务业的地位，推动结构的第三产业优化调整；促进出台相关的政策法规，改变河北省服务业现在发展不完善，不规范的状况，规范市场主体和市场行为，创造发展空间；借助现代的信息技术，并与文化、资源相结合，保证服务业在质和量上的高速发展。

参考文献

[1]周学新，周娟.我国产业结构变动对经济增长影响的实证研究――基于中国东中西部地区的面板数据分析[J].商业经济，2008（07）.

[2]李佳徽.河北产业结构调整与优化措施[J].合作经济与科技，2010（05）.

[3]张丽英.河北省产业结构调整研究[D].硕士学位论文，2010（03）.

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自2008年金融危机爆发以来，在金融危机的冲击和后续影响下，全球需求持续疲软，全球经济增长整体出现放缓趋势。与此同时，中国经济虽然整体仍然增长较快，远高于全球平均增长值，但总体也出现放缓迹象和态势（表1），并有可能进一步放缓。

①

在这一经济环境中，旅游业将受影响最为明显，尤其是入境旅游人数出现不同程度的减少。根据国家旅游公布的数据（表2），显示自2008年金融危机以来，中国旅游业入境人数都有着不同程度的波动，且成下行趋势。

2008年1月18日，全国旅游工作会议提出了旅游工作的主要任务是加快推进旅游产业转型升级。会议还确定了今年的发展预期目标并部署了八项主要任务。

在2013年的全国旅游工作会议上，提出了2013年旅游工作的总体要求，其中指出要加强产业融合，提升产业素质，并要重点做好“努力提高旅游业发展质量效益”等八个方面的工作。

短短5年里，经历了金融危机和经济整体发展放缓，旅游业工作的主要任务由产业转型升级转变为旅游产业融合。

对于旅游产业的发展，其方式主要有两种，一是质变式的产业升级，一是量变式的产业整合。在经济增长放缓背景下，采用何种方式才是真正符合当前旅游业发展环境与形势，符合旅游产业发展现状，并有效的应对外部经济环境变化保证旅游业的稳定，也是当今一个颇有争议的话题。

一、旅游产业升级的条件分析

2008年提出旅游产业转型升级的任务，当时这些工作任务与目标是在多年来旅游业整体稳定繁荣发展的基础上提出的，从长远来看，旅游产业转型升级仍是旅游产业必然要面临的任务与必经过程，随着金融危机的爆发，很多学者也认为这正是中国旅游产业升级的一个重要契机，甚至实现产业升级。但在金融危机过后，经济增长出现放缓，旅游产业发展的主要任务究竟是否是产业升级还是有待商榷的。

在工具书中，产业升级解释为产业结构由低级向高级提升。这一概念隐含着政府采取各种措施以促进和加速本国产业结构由低级向高级演变的主动性。在学术文献中，产业结构升级是指以资源的合理配置及生产率全面提高为目标按市场经济规律要求通过技术进步的作用而促使产业结构质态的根本改进和整体水平的进升。产业升级应当是一个长期的循序渐进的市场行为，而不应当是一种短期的市场运动。

要实现旅游产业的转型升级必须要具备一定的条件：一，旅游业赖以发展的经济环境平稳，旅游业稳步发展；二，旅游业原有的体制、发展状况等已经成为旅游业继续发展的障碍；三，在具备了升级的基础后，即高效的专业分工，在政府的引导下，通过一段时间的有计划有目标的引导与过渡来实现。

2008年之前中国经济形势平稳增长，旅游业整体上处于快速上升趋势，虽然也受到过不同程度的危机影响，但大多都是局部性的、短期性的，未对中国旅游业造成全面的、重大的影响，只有全国性的、内在的危机才会使中国旅游业遭受重大破坏，金融危机正是这样的危机。2008年金融危机已经中国经济实体造成严重冲击，经济增长速度下降，对于旅游业而言，加上1-2月份的雪灾，5月份的汶川地震及6、7月份的洪灾等各种因素的影响，整个旅游市场惨淡低迷。加之金融危机之后，整体经济呈现增长放缓的状态，因此，外部环境不确定性的增加对旅游业产业升级提出了挑战。

其次，虽然整体的经济大环境出现诸多不稳定性，目前中国旅游业发展中逐渐暴露出了很多管理与体制上的问题，但旅游业整体仍然呈现大幅增长的良好的发展势头（表3），目前的管理方式与体制尚未对旅游业的现有及未来一段时间内的发展构成较大障碍，在一定历史时期内还是可以有效推动旅游业的前进。

第三，中国整个旅游市场很多都处于无序竞争的状态中，价格战激烈，高效的专业分工更是无从谈起。旅游产业升级是在一段历史时期内的产业结构与效益等的质变，不是在某个具体的历史时刻或非常短暂的时间阶段中的突变。

因此基于以上的分析可知，目前我国的旅游产业并不完全具备进行升级的足够条件。可以说，金融危机是为中国旅游产业升级提供了一个很好的契机，但目前所能做的就是应对金融危机的后续影响，从某种程度上来说，是做升级前的准备工作。这种准备工作就是旅游产业的整合。

二、旅游产业整合分析

在产业经济学中，整合是指形成产业的整体力和合力。整合是指把一些零散的要素通过某种方式彼此衔接，从而实现系统的资源的共享和协同工作，最终形成有价值的、高效的整体。简单来说旅游产业整合就是产业结构结构优化、旅游资源配置和各相关主体利益关系调整的过程。

在经济增长放缓的背景下，旅游产业的发展不应只看重人数、收入等具体的量的增长，应更加注重旅游业内部的分工协作、资源的优化配置、发展质量效益等等。要实现旅游产业的合理、可持续发展，其中旅游产业集群是必然的趋势。

旅游产业集群是指以某一个或多个或一系列的旅游核心吸引物为基础，围绕吃、住、行、游、购、娱等六大要素，一定数量的具有竞争合作关系的旅游企业、旅游相关企业和组织，在同一特定地理区域内集聚，以形成旅游核心竞争力和持续优势的一种现象。呈现出明显得空间集聚、外部经济、产业关联、企业竞合、环境共享、文化根植、创新等特点。目前，我国大部分的旅游产业集群都是资源型旅游产业集群，即依靠资源优势而集聚，依靠某一个或多个旅游景区（点）而形成。

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关键词：广西北部湾 金融 经济增长 机制

促进经济增长第一重机制：公司上市及整治

由表1可见，在广西北部湾的13家上市公司中，ST的有5家。北部湾要发展壮大，上市融资是一条重要的途径。但是从现有上市公司的绩效来看，情况难以乐观。处理好上市公司的债务问题，追究相关人员的法律责任是对公众责任的一种承认，有利于激发后续上市公司管理层的积极性，使公众利益、国家利益、企业利益相一致，互利多赢。

今后10年，经济区将形成2万亿元至2.5万亿元的投资规模。如此大的资金需求，必须用好公司上市这个融资平台。但是，北部湾地区公司上市存在一些问题：

上市公司数量少，规模小。股票市场是资本市场的主体，发行股票是企业通过资本市场进行直接融资的主要途径。目前，我国的股票市场包括沪市A股市场、深市A股(含中小板市场)和创业板市场。从北部湾地区企业利用股票市场融资的情况看，仍然十分落后，存在诸多问题。主要表现在：

第一，上市公司数量少。截止2010年9月底，国内A股市场共有上市公司1923家，全国每个省（市、自治区）平均有上市公司60家。但是，北部湾经济区却只有上市公司13家，仅占国内A股市场上市公司总数的0.67%，即只有全国各省（市、自治区）平均上市公司数量的1/5。另一方面，为了解决具有高成长性中小企业特别是高科技中小企业的融资问题，我国于2009年10月正式推出了创业板市场。至2010年9月末，全国共有120多家企业在创业板上市，但在这一市场上北部湾经济区的企业至今尚未实现零的突破。第二，上市公司分布不均衡。目前，北部湾经济区范围内的13家上市公司绝大多数集中在南宁和北海，其他城市很少，特别是防城港、钦州和崇左至今尚无一家上市公司。第三，上市公司总体规模小。截止2010年9月24日，沪深两市上市公司总市值为233131亿元，每家上市公司市值平均为121.23亿元。而同期北部湾经济区13家上市公司总市值只有475.64亿元，仅占同期沪深上市公司总市值的0.2%；平均规模仅36.58亿元，是全国上市公司平均规模的30%。再从上市公司规模占GDP的比例看，全国这一数据约为69%，而北部湾经济区的这一数据则只有19%。第四，上市公司后备资源不足。一个重要的表现就是目前进入上市辅导的企业数量少，而且大多规模较小。这不仅就意味着北部湾地区上市公司数量的扩充存在后续力量不足的问题，而且意味着未来一段时间北部湾地区企业直接融资的渠道仍然不通畅。

已有上市公司总体素质不高。上市公司素质的高低不仅关系着企业自身的发展前景，更影响一个地区企业形象的重要因素。整体来看，北部湾地区已有的13家上市公司素质不是很高，这不仅表现在上市公司中高科技企业少，而且最明显的表现是上市公司整体盈利能力较弱，被ST的公司比例偏高。截止2010年9月，国内A股市场1900多只股票中，共有SST、ST、*ST股票141只，ST类公司占比约为7.32%。而北部湾地区的13家上市公司中，被ST的就有5家，占38.5%，ST公司占比是全国平均水平的5倍多。部分ST公司打着高科技公司的旗号，从市场圈钱，从公司抽血，性质恶劣，已经触犯刑法。其恶劣影响短期内难以消除，影响到后续北部湾公司的上市融资。而重组现有优质资源，培植现有优质高科技公司上市，是近期可以集中精力做的。第一，清理ST北海港，继续整合北海港与防城港、钦州港资源。“三港合一”后，防城港做铁矿石进口钢材出口、北海港依托林纸项目、钦州港做其他物流基地。否则，北部湾出海港将在与深圳、湛江、广州等港口的竞争中处于不利位置。第二，尝试把上市公司五洲交通的股权划拨给北部湾交通投资集团所有，通过定向增发、配股、资产划转或股权转让等方式,把经济区的交通投资项目装入上市公司，以加速本地交通基础设施建设。第三，推动国海证券IPO上市或借壳上市，以提升其为本地企业提供上市服务的能力。同时，培植后备上市资源是北部湾政府的中长期努力目标。要加强政府、企业、金融机构、金融监管机构、中介机构之间的协调，包括政策、信息、资源调度等方面的合作与共享。合作最好以平台的形式进行，以制度化的平台来降低参与者的参与成本。

促进经济增长第二重机制：银行融资及风险防范

银行风险的主要表现形式是信用风险。房地产价格跌破首付比率，则房地产信用风险立刻成为现实。担保贷款、信用贷款等风险。政府担保贷款、担保公司贷款这些贷款随着项目的失败或经济衰退，会出现大面积的系统性信用风险，从而诱发金融危机。有腐败背景的关系贷款往往酿成巨额损失。在强调银行支持经济发展的同时，不能忘记潜在的银行信用风险。北部湾金融业的发展一定要先打好金融基础设施。否则，GDP短期高速增长之后必然留下巨额呆坏账，给下一代甩下沉重的包袱。信用评估机制是金融业发展的重要基础设施。在信用环境不佳的情况下，引进大型企业在短期内是较好的办法。吸引大企业的弊端是，一方面吸引条件要更加优惠，以弥补其承担的额外风险，另一方面，其它市场上的中小企业的发展将更加困难。但是，金融市场的发展离不开中小企业的发展，离不开中小金融机构的发展。在政府主导、大企业主导的经济现实下，创业环境是否良好成了市场环境是否完善的重要试金石。

促进经济增长第三重机制:高科技产业的公共资金扶持机制

当前，如何能最大程度地引导和帮助孵化期内的企业提升生存空间，关键还在于如何更好地帮助其解决资金短缺问题。南宁技术创业者中心认为最影响企业存活率的因素往往在于资金状况。

南宁高新区集聚了广西65%的软件企业，由南宁市技术创业者中心投资建立的软件产业公共技术服务平台，拥有一批如亚奥数码、大象科技、德意数码等区内外知名企业。电子商务、电子政务、地理信息、动漫产业等产生的市场需求，以及北部湾地区打造中国―东盟区域性国际信息交流服务中心的战略、“数字南宁”战略所创造的需求，为软件产业的发展打开了广阔的空间。

南宁生物产业的发展也得到了公共资金的扶持。南宁市协助国家创新基金管理机构审核、认定、监督创新基金使用，还积极组织企业积极申报国家级、省部级、市级科技计划项目。另外，南宁技术创业者中心还投资建设了生物工程公共技术服务平台，形成一条完整的孵化链，从项目的小试到中试再到产业转化。该平台先后为3项国家中小企业创新基金项目、4项省部级项目、5项市级项目提供支持。北部湾地区以南宁为首，存在着生物产业的一定优势。

北部湾地区公共资金扶持有以下几个特点：力度不足，2009年只有3000万左右。相对于几万亿的投资来说，该数额似乎太小。扶持对象主要集中在南宁市，其它地区的高科技产业发展能力明显不足，获得公共资金扶持的能力不足。高科技产业主要集中在软件业和生物产业。政府财力有限，力不从心。

促进经济增长第四重机制:资产价格风险管理机制

资产价格风险的管理机制分为两种类型，一是以宏观政策管理为主，通过抑制金融创新来防范风险。我国一度是该种模式，其特征是企业管理金融风险的能力不强，且金融市场不发达。二是以微观主体以市场机制为主。美国、英国皆是该模式，金融市场比较发达，企业管理金融风险的能力较强，可选择的工具较多。

资产价格，包括股票价格、汇率、利率、房地产价格等，对于引导资源配置是非常关键的。这些价格波动会给企业带来巨大的经济风险。当企业规模较小时，企业没有资源来建设防范这些风险的能力。在金融市场落后的背景下，微观层面的企业作为主体来防范资产价格风险是没有规模经济的。此时，国家通过金融管制等宏观政策手段来管理全社会的金融风险，是较好的选择，符合经济规律。该种模式的前提条件是政策正确和执行灵活，否则，错误的宏观金融政策会导致宏观风险不断积累，最终集中爆发，后果更加具有破坏性。在金融市场较发达的国家，企业或者依靠自身，或者依靠金融机构来防范风险。这种模式下，微观层面的金融效率较高，宏观层面的风险防范建立在了微观层面风险防范健全的基础之上。但是，一旦微观层面系统性地出现问题，如风险共振，宏观金融风险也会更加具有破坏性。

我国通过宏观政策层面的金融风险抑制机制来防范金融危机，但它的不足限制了金融创新，使宏观金融风险的防范以抑制金融活力乃至不能最大程度挖掘经济潜力为代价，并影响到市场机制的完善和经济的长期发展。金融手段有期货、期权、互换、掉期等衍生金融工具，此外，保险手段、股票市场、债券市场、商品现货市场、商品期货市场等也与风险相关。这些手段都可以转移和分散风险，但是，一定情况下，由于市场间出现风险共振，形式上被分散和转移的风险，此时却集中爆发，原本稳定的系统就会崩溃。

由于资产价格风险的全球性，广西北部湾资产价格风险管理机制显然从属于全国资产价格风险管理工作。本文建议：国家层面要完善市场机制，包括衍生金融市场、债券市场、股票市场、商品现货市场、商品期货市场、保险市场等。宏观政策对金融创新的抑制的代价是微观效益损失，我国已经达到了大力发展金融业的门槛。行业层面加强对风险的预警、监测、调控。本地层面加强全民金融投资的教育，提高金融机构的投资能力，建设法制、透明的金融市场。微观主体的金融风险驾驭能力，是宏观金融风险防范的有力保障。

综上所述，金融支持经济增长主要通过上市、银行融资、公共资金扶持来实现，同时，资产风险管理从宏观与微观两个层面防范经济金融的不稳定。上市不只是融资，还可以促进企业管理水平的提高。同时，对股票市场的法治治理是股市健康发展的必要条件。对于银行融资，由于广西北部湾超常规的发展速度难以由常规信贷手段来支撑，信用风险是突出的问题。大企业和小企业形成的产业群共同发展，有待于防范微观上的信用风险。但是，宏观信用风险仍然存在，如经济周期波动带来的信用风险等。北部湾还有第三重机制，即高科技产业发展的公共资金支持机制，但力度不足，且地域上集中在南宁，行业上集中在软件和生物。

篇6

【关键词】 科技支撑 “中部金三角” 金融创新 新增长极

自1978年改革开放以来，我国经济发展总体格局正在发生深刻变革。珠江三角洲、长江三角洲和环渤海等东部沿海地区的要素成本持续上升，资源环境压力逐年加大，既有的比较优势日益减弱，传统的发展模式难以为继；尤其受2008年国际金融危机的冲击和周边国家竞争力加剧的影响，沿海地区加快经济转型和结构升级的步伐刻不容缓。与此同时，广大中西部地区，基础设施逐步完善，要素成本优势明显上升，其产业发展空间日益广阔。因此，大力推动“中部金三角”的跳跃式发展，加快东部沿海地区产业向中西部地区梯度转移，对优化全国的经济社会发展布局具有深远的重大战略意义。

一、“中部金三角”的由来及其战略定位

近些年来，国内有部分经济学家将湘、鄂、赣三地界定为“中部金三角”地带。所谓“中部金三角”是指由中部地区地理位置接近的武汉城市圈、环长株潭城市群和鄱阳湖生态经济区共同组成的一个经济区域，参见图1。三者之间分工协作不仅可推动区域经济社会发展，而且会产生强大的扩散效应，从而带动更大范围区域的集群发展。

从表1可以看出，“中部金三角”目前的gdp总量合计排名位居全国第五位，进一步集聚发展的潜力十分巨大。在全国主要经济区域中，目前“中部金三角”的经济总量仅略低于山东半岛城市群。

1、区位概况、经济社会状况

一般意义上，我国中部地区包括山西、河南、湖北、湖南、江西、安徽6个省区，面积为102.76万平方公里，占全国总面积的10.7%。2010年人口达3.56亿，占全国人口的26.6%。

本文所指中西部八省市，系指湖南、湖北、河南、安徽、江西，包括西部地区的陕西、重庆、贵州等省市，以中西部地带八省市，加以统称。武汉自古就有“九省通衢”之称，是中部地区经济、贸易、金融、交通、信息、科技、教育、制造业中心，也是以长江水系连接东部沿海的要冲。

2、“中部金三角”在全国经济振兴中的腰脊中枢地位与区位优势

（1）区位、交通中枢。中部具有独特的区位核心优势：中部地区位于中国的内陆腹地，承东启西，呼南应北。中部地区拥有巨大的发展潜力：物产资源丰富，文明久远，人力富集，市场广阔。中部地区还具有强大的交通辐射力。

（2）产业梯度转移中的枢纽是支持西部大开发、向西辐射的最佳平台。独特的区位条件，丰富的自然资源和相对雄厚的物质技术基础，决定了“中部金三角”城市群将成为21世纪支撑西部大开发的重要前进基地和示范区。

3、政策短板与现实窘境

（1）可能性并不等于现实。自1978年改革开放以来，由于种种原因，“中部金三角”城市群正逐步成为政策边缘化城市。

（2）中西部特别需要具有辐射能力的核心城市群。中西部地区缺乏大都市，没有形成健康的城市生态群，难以带动和整合区域的资源和优势，也难以形成连接整个地区的产业链。从而变成了个别优秀大企业单打独拼，难以依托区域整体竞争力成长的艰难局面。中部地区，最突出的问题是缺乏一个强有力的超级中心城市，这制约着整个中部崛起的进程。

因此，“中部金三角”经济起飞，务必深化改革、打破常规、大兴创新创业之风，扎实培育优秀企业与优秀企业家，紧靠“科技+金融”，真抓实干，寻求突破。

二、科技与金融结合及其高新技术产业群建设

1、科技和金融结合，是发挥科技支撑引领作用的关键

历次产业革命的实践都充分证明，科技创新和金融创新紧密结合是人类社会变革生产方式和生活方式的重要引擎。人类社会的一部发展史充分证明：科学技术是第一生产力，金融是现代经济的核心。

（1）人类社会每一次大的产业革命，都是源于科技创新，成于金融创新。古往今来，世界经济发生的五次科技革命，也印证了科技和金融结合这个牛鼻子的作用。例如，由纺织技术革命引发的第一次产业革命中，股份制模式和现代银行制度功不可没；由蒸汽机发明和铁路系统的技术创新所引发的第二次产业革命中，资本市场的创立发挥了重大作用；由信息和远程通讯技术创新所引发的第五次产业革命，与始于硅谷的天使投资、创业投资、产业基金等紧紧地相伴相随。每一次大的科技革命都伴随着重要的产业革命，当科技创新与金融创新高度融合时，往往会呈现出经济的高度繁荣和社会财富的高速增长。谁在产业革命中成功做到了科技和金融的交相融合，推动了科技与经济的深度结合，谁就能在产业革命当中赢得先机，独占鳌头。南方的深圳腾讯qq，北方的百度搜索，都将科技研发与风险投资等金融创新方式融合得淋漓尽致，因而硕果累累。

（2）“十二五”规划的关键词是转变经济发展方式。“十二五”规划强调，以科学发展为主题，以加快转变经济发展方式为主线，推动我国经济结构转型。根据《中国社科院2011年蓝皮书》，武汉市位居中国科技竞争力前十名；长沙、合肥等地的科技创新能力也毫不逊色。走进“十二五”，挖掘科技创新资源，并实行政、产、学、研、用一体化，“中部金三角”优势得天独厚，机会无限，潜力巨大。

2、激励创新创业，积极发展中西部八省市高新技术产业

根据国外经验，在教育、科技产业密集的地带，可以建立高科技园区，以中心城市发展带动周围地区发展。“中部金三角”城市群完全可以借鉴美国“硅谷”，像北京中关村科技园区一样，着力培养自主创新、创新创业的开拓氛围。按照科技+金融+产业化+产业集群的排列组合方式，充分挖掘武汉市及其华中地区的科技资源和高新技术产业化的雄厚潜力，大力培育出“华中的hp”、“华中的微软”、“华中的英特尔”，从而极大地释放出知识经济的巨大能量，铸造高新技术产业集群，打造出又一个中国的“硅谷”。因此，应充分发挥高科技园区的骨干带头作用，抢占战略型新兴产业制高点。

3、充分发挥资本市场功能，创设武汉“新三板”市场，弘扬创新创业精神

资本市场对于培育和发展创新企业是很重要的，它是为创新企业提供早期创业资本、中期成长资本以及后续发展扩张的持续融资平台。美国、以色列、印度等国高科技产业的兴起与发展，无不与资本市场有着密切的关系。美国作为全球科技最先进、创新最活跃的国家，在很大程度上得益于其发达、成熟、完善的资本市场。两相对照，“中部金三角”城市群拥有数以万计的科研人员及中科院武汉分院、合肥分院，成批的重点高校，悠久的产业基础；时至今日，却仍是沉睡的“巨人”，没有取得本来应该获得的经济成就，这是一个值得我们思考的问题。

三、“大金融”手段

1、充分发挥开发性金融的基础作用，为中西部崛起“铺路搭桥”

要实现中部地区崛起，确保“中部金三角”城市群经济起飞，首先要有企业的兴旺，需要资金支持。由于私人资本在规模和投入目的等方面都具有一定的局限性，难以支持一些资金需要量大、投入时间长或短期内经济效益不显著的产业发展，尤其是难以支持基础设施建设。因此，必须要有国家支持，即采用政府主导模式。而开发性金融由于具备下述三大特点，能够为中西部崛起发挥更大作用。第一，开发性金融有很强的政策性。开发性金融肩负着重要的政策使命，其贷款投放的方向和力度与政策导向密切相关。第二，开发性金融有很强的政策执行能力。从制度设计上来说，开发性金融无论其贷款期限、利率，还是融资手段，都有着独特的优势，可以以市场手段实现政府的发展目标。这种制度设计，为开发性金融的政策执行能力提供了有力的保障。第三，由于开发性金融不以盈利为主要目的，这就使得开发性金融相对超脱于即时的经济运行，能够注重弥补市场失灵、信用缺损，从市场建设的角度构造与客户之间的关系，在培育市场的过程中开拓业务，为商业性金融的后期介入起到“铺路搭桥”的作用。这一本质特点切合我国中部地区区情，有着广阔的运作发展空间。

  2、努力构筑以武汉为中心的中部资本市场，建设中部区域性金融中心

应考虑建立中部地区区域性的政策性银行，以及以武汉为总部所在地的全国性股份制商业银行，为中部发展开辟更多融资途径，支持中西部基础设施、支柱产业和高新技术产业重点项目建设，以促进“中部金三角”的发展来带动整个中西部地区的快速发展。

（1）在金融方面予以充分支持。发挥现有国有商业银行的分行、中心支行的骨干作用；创立区域性证券交易所，设立场外交易、产权交易中心等新兴市场，提高工商企业投融资效率，培育中部产业集群。

由于中部地区与东部、西部条件都不相同，如果按全国统一标准建立单一层次的全国性资本市场，很难适应中部地区特定的需要，不利于发挥资本市场支持经济发展的功能。因此，在中部地区建立一个区域性的资本市场是很有必要的。中小企业的发展，需要多种融资渠道的支持，建立创业板、新三板、发展场外交易、产权交易，目的就是为新兴的、经营状况好的、有成长潜力的中小企业提供融资便利。恢复主要面向中部地区的武汉柜台交易市场，符合我国发展多层次资本市场的基本思路，也符合资本市场本身的发展规律。武汉柜台交易市场能够给中西部地区的中小企业提供一个方便快捷、低成本的直接融资渠道。

（2）建立中部崛起产业投资基金。助推“中部金三角”经济起飞，选择产业基金这种形式进行投融资运作，是由其本身的优势决定的。

第一，中部崛起需要加快基础设施建设，而目前国家财力和银行信贷难以满足其巨大的资金需求。从世界发达国家来看，实现基础设施融资的证券化，特别是利用产业投资基金为基础设施发展融资是一条行之有效的途径。产业投资基金聚小为大，使基础产业的民众投资成为国家财政投资的有力补充，就可以配合国家投资，改变中西部地区基础产业比较滞后的局面。

第二，高科技产业是充满风险的产业，依靠银行贷款来支持高科技产业有很大的局限性，而以创业基金的形式支持高科技产业是发达市场经济国家的通行做法。创业基金具有风险共担、收益共享的优势，是支持科技发展事业，提高产业领域的科技含量，实现经济集约化发展的有效途径。

3、以金融之手培育有核心竞争力的大企业，择优扶植中小企业，实行“抓大放小”

对于大企业，应该促进其上市，同时发行企业债券，使这些企业得到更多的资金支持，扩大规模，形成良性循环，成为中部地区的支柱。对于中小企业，可借鉴台湾经验，组建“中小企业信用保证基金”。借提供信用保证，达到促进中小企业融资目的，进而协助中小企业健康发展。

四、“中部金三角”经济圈成为中国经济第四增长极

1、增长极理论与“中部金三角”

（1）增长极理论。增长极理论认为经济增长首先出现在具有优势的地方，比如港口、大城市、交通要道沿线和资源聚焦地。增长极产生集聚效应和扩散效应，前者导致生产要素向极点集聚，后者导致生产要素向外围转移。增长极发展初期，聚集效用明显，增长极规模达到一定程度时，扩散效应逐渐占主导地位，推动整个区域经济发展，同时造成地区间的差异。

增长极理论是国内外区域经济发展的经典理论，国外的很多地区和国内的珠江三角洲、长江三角洲经济区都依托该理论为发展战略，并获得了很大的成功。珠江三角洲以香港为极点，长江三角洲以上海为极点，周边各地以极点为产业龙头，按产业链从高到低进行分工协作。两区域都在二十年内迅速崛起，成为了全国经济最发达、现代化程度最高的地区。实践表明，增长极的形成有赖于三个条件：一是具有创新能力的企业和企业家群体的存在；二是所在地区具有集中相当规模的资本、投资、技术、人才形成规模经济的能力；三是要有良好的区位环境条件，即周围交通、通讯、能源等基础设施较好，能吸引周围厂商投资、人才和技术，才能最终促成增长极的形成。在中西部的都市圈建设中，应重点考虑这三方面的完善。基础设施建设、招商引资、鼓励企业发展和聚集是三个关键要素。

通过反复调研、定性与定量分析，我们认为，在中西部地区唯一具有核心增长极和辐射源潜质的就是“中部金三角”。都市圈内的城市通过错位发展、特色发展和梯度发展完成了产业升级。周边城市支撑武汉做大做强，武汉又与周边广泛交流与协作，通过各城市间良性循环实现共赢。若在此基础上进一步构建长江中游都市带，并向四周辐射，将会极大地带动整个中西部地区的快速崛起。因此，中西部八省市以“中部金三角”为极点，经济起飞，前景光明。

（2）中心城市联网辐射理论与帮助落后地区脱贫致富。中心城市联网辐射是对网络开发的进一步拓展，是指几省的若干中心城市一致行动，协同发展作用，以中心城市的经济力量进行辐射。

通过对长江中游地区实地考察，我们认为：中部地区若要解决中心城市联网辐射战略，首先要搞好城市化建设规划，形成中心城市网络。以长江中游地区为例，可以在发展鄂东城市群、湘东北城市群和赣北城市群的基础上，推进三群融合，群策群力建设“中部金三角”；通过高速公路、高速铁路网络将各中心城市连接起来，促进长江中游经济一体化。中西部八省市完全可以联合规划、互为支点，从根本上提高整体经济实力，实现跨越式发展。

2、以产业纽带来强化中部城市群与产业集群的建设

（1）国外城市群发展特点及对中部城市群建设的启示。根据法国地理学家戈特曼的定义普遍划分出世界六大都市圈。

美国东北部大西洋沿岸城市群：包括了纽约、波士顿等著名城市，是美国经济的核心地带，制造业产值占全国的30%，是国内最大的生产基地，也是美国最大的商业贸易中心和世界最大的国际金融中心。

日本太平洋沿岸城市群：该城市群的核心是东京，它是日本经济最发达的地带，是全国政治、经济、文化、交通的中枢，分布着全日本80%以上的金融、教育、出版、信息和研究开发机构。

英国以伦敦为核心的城市群：它是产业革命后英国主要的生产基地，伦敦现已成为欧洲最大、同时也是世界的三大金融中心（北美五大湖城市群，欧洲西北部城市群以及长三角城市群）之一。

在美国的都市圈中已经形成了分工明确的产业集群城市，如底特律汽车城、波士顿飞机城。这些城市内部已经具备了完备的产业链，城市之间又彼此相连，共同构成北美制造业带。而在我国中部地区，产业集群的模式还未完全建立，包括城市群的建设为产业集群发展创建的环境还不完善。

总之，我国中部城市群的综合优势还未完全体现出来，这就更需要结合“科技与金融”创新，科学规划，优化城市群内部产业结构，协调区域内各城市群优势互补、共同发展。

（2）确立中心城市的核心地位，发展城市群经济。湖北武汉城市群是以一级龙头城市武汉为核心，辐射半径300公里，不仅包括了传统意义上的武汉“1+8”城市圈，还融合了湘、赣、皖部分城市，旨在推动长江经济带的发展。湖南“长株潭”城市群结合“两型社会”建设，应优先发展战略型新兴产业，扎实推进传统产业及其经济结构转型。长、株、潭三市互补、融合、集群发展，并为河南中原城市群、江西赣北城市群、安徽“合肥—芜湖”城市群协调发展作出示范。

（3）科技创新、金融创新相互结合，新型城市群的建设为产业集群提供广阔的发展空间。所谓集群是一个生态概念。生态当中的生物集群是指在一定的区域或环境里，各种生物种群相互有规律地结合在一起的一种结构单元。而产业集群是在特定的领域中，一群在地理上集中，且有相关关联性的企业专业化供应商、服务供应商、相关产业的厂商以及相关的机构（如大学、制定标准化的机构、产业协会等），由它们构成的群体。集群具有专业化的特征，其成员企业包括上游的原材料、机械设备、零部件和生产服务等投入供应商；下游的销售商及其网络、客户；侧面延伸到互补产品的制造商，技能与技术培训和行业中介等相关联企业，以及基础设施供应商。

  产业集群发展模式会带来经济的外部效应，在发展过程中许多同类企业甚至完全不同的企业有许多可以共享的资源，有利于优化资源配置，带来经济发展的低成本优势；产业集群模式会实现范围经济，包括外部的企业聚集和内部分工体系的完善；产业集群还会带来技术制度创新优势和市场优势。

中部产业集群主要集中于汽车、钢铁、农产品加工的制造业。其中包括武汉—襄樊—十堰汽车产业带，湖南国家新材料成果转化及产业化基地，武汉钢铁、株州有色金属、湘潭钢铁材料、贵溪铜业基地等。

目前，中部地区产业集聚受行政区划的影响较大，工业园区建设离集群化要求有较大差距，产业集群的发展层次较低。实际上，产业集群的很多问题在一定程度上也显示出城市群集聚功能性的缺乏，由此我们看到，城市群的建设对于产业的发展尤为重要。城市群整合了区域内各城市现有资源，实现资源共享，避免重复建设，增强区域竞争力，实现区域整体经济腾飞。假如要把这种巨大作用变为现实，就特别需要以下条件：第一，创造良好的资源配置条件、公共基础设施、服务环境条件等，形成廉价的资源配置成本，以利于提高区域竞争力；第二，区域内应有合理的产业链，形成紧密的经济联系。这就要求圈群内必须有一个特大城市作为内核，它是产业链的龙头和辐射源。同时具有广阔的经济腹地，作为产业链存在的基础，产业链内分工明确；第三，域内要有一个强大的共同市场，并具备良好的市场秩序和有效的政府行为，它是城市群内经济发展的动力和条件，能够促进人流、物流、信息流、资金流等各经济要素间的关联及交通、通讯网络等基础设施的互补、共享。所有这些从客观上要求我们，加快建设以“中部金三角”为核心的中部城市群，以强化产业集群竞争力。在实际工作中，“中部金三角”城市群务必加快现代服务业的开发开放，结合“十二五”转型，稳步提高第三产业在gdp中的比重，有效拓展其产业增长空间。务必紧密结合“十二五”转型，全力改造传统制造业，降低能耗，实行低碳环保；奋力推进以光电子、新材料、新能源为代表的战略型新兴产业上台阶，建设富有中国特色的高新技术产业园区，培育“领军式”产业集群。

五、促进“中部金三角”城市群经济起飞的战略构想及其政策建议

综上所述，就全国而言，建设“中部金三角”，有利于打造中国经济第四增长极。就中西部八省市而言，建设“中部金三角”，则是探索发展新路径、建设核心增长极、建立中西部区域协作机制及促进经济发展方式转型的客观要求。实现中部崛起，在总体上可以采用梯度推进和中心城市联网辐射相结合的战略。以“中部金三角”为核心，实行产业集群推进，充分发挥城市群互补优势。这既符合我国一贯的区域发展思路和地域上明显呈梯度格局的现状，又能弥补极化作用进一步扩大区域间差距的弊端，实现协调发展和共同富裕。在宏观上，第一，要提高认识、更新观念，打破地区封锁、恶性竞争，实现生产要素的自由流动以及产品和服务的彻底开放；第二，组建规范的、权威的区域协调机构。但在目前的体制环境下，有了区域内的协调机构，在实际工作中也要引入政府行为，发挥政府协同作用，解决诸如城市区域内空气污染、河流及湖泊水源利用和污染治理问题；第三，要探寻合理的利益分配机制。

在操作层面上也要注意以下几点。

第一，由国家发改委、中国科学院、中国工程院牵头，建立官民结合的“中部金三角”城市群规划协调性机构，科学规划、优势互补，有序推进“中部金三角”城市群建设。

第二，有效实行全员培训，变人口大区为“人口红利”，下大力气培养企业家与企业家阶层。

第三，在中西部八省市，科学规划分中心支点城市，有序建设各具特色的生态城。例如在河南信阳、湖北荆门、湖南岳阳、江西九江、重庆万州、陕西安康等地，结合产业发展、科技研发、节能环保、文化创意等新兴产业，推动现代服务业纵深发展，挖掘中西部人力资源，择优扶持高效化产业，大力建设中西部绿水青山式的生态科技园、生态产业园。

第四，在特色产业群、城市群优化的基础上，借鉴美、日，实行政、产、学、研、用一体化，稳步建设“中部金三角”城市群，使其成为继珠三角、长三角、环渤海经济区后，中国第四个快速发展的经济增长极。

【参考文献】

[1] 张可云：中部地区经济“v”型反转的可持续性分析[j].中国人民大学学报，2011（2）.

[2] 郭生练、胡树华：中部区域创新发展战略研究报告[m].经济管理出版社，2004（1）.

[3] 钱志新：产业集群的理论与实践[m].中国财政经济出版社，2004.

[4] 王兴昌：武汉城市群产业结构布阵[j].中国城市经济，2004（1）.

篇7

关键词：金融相关率；金融储蓄结构；经济增长；协整检验；格兰杰因果关系检验；脉冲响应函数

中图分类号：F127.1　文献标识码：A　文章编号：1003-4161(2011)04-0114-04

一、引言

金融是经济发展的核心。关于金融发展与经济增长二者之间的关系问题，国外学者曾做了很多深入地研究。如戈德史密斯(1969)研究认为，金融结构在一国经济发展中发挥着重要的作用。金和莱文(1997)提出了衡量金融发展水平的相关指标，借此运用实证方法研究指出，金融发展对经济增长具有积极的促进作用，认为那些拥有发达金融系统的国家，其经济增长较快，反过来，那些经济增长较快的国家，其金融系统也较为发达。国内近两年来关于区域金融发展与区域经济增长关系的实证研究成果颇为丰富。如张泉、毕燕君、郗文泽(2010)对天津市金融发展与经济增长的关系进行了实证研究，得出结论：一是金融相关率和实际利率两个指标均与经济增长呈正相关，而金融中介效率和金融储蓄结构则均与经济增长呈负相关关系；二是天津市的经济增长是金融相关率的成因，而金融中介效率、金融储蓄结构及实际利率与经济增长之间都不存在因果关系。杨强(2010)运用南京市1990-2009年的样本数据，研究指出，一方面南京的金融发展和其经济增长二者之间的相互促进作用不明显，另一方面金融发展对经济增长的影响滞后。王战欣(2010)以河南省为研究对象，分析指出该区域的金融发展和经济增长间存在协整关系，并指出金融机构存贷款余额对GDP的增长影响最大。林勇、禄兴能(2010)运用面板数据，协整分析了西部地区金融发展和经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，并认为存在从金融发展到经济增长的单一方向因果关系。

本文以北京市为研究对象，运用实证方法分析北京市的金融发展与经济增长之间的关系，这对于把北京建设成“国家金融决策中心、金融管理中心、金融信息中心和金融服务中心”，打造成“具有国际影响力的金融中心城市”将具有一定的指导意义和参考作用。

二、北京经济增长与金融发展现状

自改革开放30年来，作为我国的政治、文化中心的首都，北京的经济一直保持着较高的增长速度。由图1可见，北京GDP总体上呈波动式增长，除1981年这一年份外，其余年份的GDP年增长率均达到9％以上。从绝对数看，北京市GDP总量也呈逐年上升态势。截至2009年底，北京地区GDP达12153亿元。

与此同时，北京金融业也继续呈现出快速增长的势头。具体表现出以下几个方面的特点：(1)金融发展规模不断扩大。2009年，北京金融业实现增加值1603.6亿元，已占全市GDP的13.2％；(2)金融体系构建不断完善。目前北京已经形成了以银行业金融机构为主，证券、保险、信托等非银行金融机构为辅的形式多样而丰富的金融机构体系；(3)金融结构呈现多元化。近年来，北京的资本市场得到了较快的发展。2009年，证券市场各类证券成交额达92148.02亿元，包括股票、基金、债券、权证交易等多种类型的金融交易在内；(4)融资方式还有待拓宽。总体来看，与直接融资方式相比，北京目前仍然以银行类金融机构为主的间接融资方式为主，间接融资方式比较成熟。

三、北京金融发展与经济增长关系的实证分析

前面简要介绍了北京市的经济和金融发展概况，并没有揭示二者之间的内在联系。那么二者之间是否存在一定的联系，关系又如何呢?本文借助1978--2009年间的数据，运用实证分析方法进一步探讨北京市金融发展与经济增长之间的长期关系。实证分析的基本思路是通过对时间序列数据进行平稳性检验、协整检验和格兰杰因果关系检验及脉冲响应函数分析，得出北京市金融发展与经济增长中各相关变量间的实证结果，以此为依据进一步提出相关建议。实证分析过程借助Eviews5.0软件完成。

(一)变量的选取及数据说明

1　变量的选取。通常情况下，我们用国内生产总值(GDP)这一指标来反映一个国家或地区经济增长水平。本文即用北京地区GDP作为北京地区经济增长的衡量指标。

如前所述，近年来，随着经济地不断发展，北京金融业得到了快速地发展，北京目前已经日益形成了以银行业金融机构为主体，证券、保险、信托等非银行金融机构为辅的多元化金融机构体系。鉴于目前北京并未建立起正式的证券交易市场，且非银行类金融业务仍处于附属地位，因此，本文把北京金融发展的研究对象界定为北京的银行类金融机构。又考虑到金融市场的复杂性及研究问题的方便，同时借鉴他人的研究经验，本文选取金融相关率和金融储蓄结构这两个指标来反映北京金融发展的实际情况。具体包括：(1)金融相关率(FIR)，用金融机构存贷款余额与GDP的比值来表示；(2)金融储蓄结构(FSS)，是指城乡居民储蓄存款与金融机构全部存款的比值，主要用来衡量金融机构吸引居民储蓄的能力。

2　数据说明。本文样本数据选取的时间段为1978-2009年，各指标采用的数据来源于1979-2010年《北京统计年鉴》，其中考虑数据的连贯性和可得性，金融机构存贷款余额均用北京市中资金融机构人民币存贷款余额表示。为避免数据中存在的异方差问题，在此分别对各变量取自然对数，记为LGDP、LFIR和LFSS。

(二)实证检验

1　ADF平稳性检验。为避免可能出现“伪回归”现象，在进行时间序列分析时，要求所采用的时间序列必须是平稳的或者至少是同阶单整的。因此本文首先采用ADF检验法对各个时间序列LGDP、LFIR和LFSS进行单位根检验，检验结果见表1。

由表1可见，原始序列都是非平稳的，经过一阶差分处理后所有差分变量(DLGDP、DLFIR、DLFSS)都是平稳的，所以LGDP、LFIR和LFSS均为一阶单整，即LGDP～I(1)、LFIR～I(1)和LFSS～I(1)。

2　协整检验。协整检验的目的是对时间序列的平稳性进行分析后，针对非平稳变量之间是否蕴含着长期稳定的均衡关系进一步加以验证。根据时间序列个数的不同，协整检验的方法

主要有E-G两步法和Johansen多重协整检验法。前者主要用于检验两个同阶单整变量之间的协整关系，后者主要用于检验多个变量之间的协整关系，因此，本文采用Johansen协整检验法来分析北京金融发展指标与经济增长指标之间的协整关系。基于前面单位根检验的结果，对各变量的协整关系检验结果见表2。

表2表明，在5％的显著水平下，北京地区的GDP与金融相关率、金融储蓄结构之间存在协整关系，即它们之间存在长期的均衡关系，有着一定的必然联系。从表2中可知，各变量之间存在两个协整向量，在此基础上，可以根据最大似然估计法得到长期协整方程，见下式(括号中是标准差)：

LGDP=2.4638LFIR-1.2115LFSS

(0.5145)

(0.2582)LFIR-1.2

协整检验表明，从变量之间的长期变化趋势来看，北京市GDP与金融相关率(FIR)间呈正相关关系，与金融储蓄结构(Fss)间呈负相关关系。

3　格兰杰(Granger)因果关系检验。以上协整检验只能分析金融发展指标与经济增长之间是否具有长期的稳定的相关关系，而二者之间是否具有因果关系并不明确，可通过格兰杰(Granger)因果关系检验加以分析。

北京市金融发展与经济增长变量之间的格兰杰因果关系检验表明，表3。在1％的显著性水平下，北京市的GDP与金融相关率(FIR)二者之间存在双向因果关系，这意味着，北京经济增长会引起金融相关率同向的变化，金融相关率的提高也会促进经济的增长。同时，检验结果表明，经济增长与金融储蓄结构之间不存在互为因果的关系，在5％的显著性水平下，北京市的经济增长是金融储蓄结构的格兰杰原因，金融储蓄结构却不是经济增长的格兰杰原因。

4　脉冲响应函数。为探讨变量之间的互动关系，本文在格兰杰因果检验的基础上，利用Sims提出的向量自回归进行冲击脉冲响应分析。即通过比较不同变量的脉冲响应，来判断不同变量所受到的冲击效果的大小，进而判断变量之间的互动关系。结果如图2、图3所示，其中纵轴表示变量的响应程度，横轴表示冲击作用的滞后期间数，滞后期选为10。

首先从图2可以看出，当在本期给金融相关率(DLFIR)一个正的冲击后，在第l期对经济增长(DLGDP)就有一个明显的正的影响，该影响程度递增到第2期达到最大值，在之后的第2期与第3期间保持在一个较高平稳的水平上，第3期后开始递减，并从第6期开始该影响几乎为零。可见第1期至第6期北京经济增长对金融相关率的冲击响应较为明显；当在本期给金融储蓄结构(DLFSS)一个正的冲击后，在第1期对经济增长有一个较小的负的影响，且在第2期达到最小值，此后该影响幅度变小，并逐渐变为正向影响，到第3期达到最大值，此后略有下降，到第10期该影响几乎为零。说明北京经济增长对金融储蓄结构的冲击响应并不明显。同时图2显示，金融相关率和金融储蓄结构受到冲击时对北京GDP的影响表现不尽相同，总体来看在第1期至第5期，金融相关率对经济增长的影响明显要大于金融储蓄结构的影响，此后各期金融储蓄结构的影响略大于金融相关率的影响；经济增长对其自身的一个冲击在前3期表现出正的响应，第3期时该影响接近为零，随后经历了小幅度的增长后呈下降趋势，并于第9期开始影响几乎为零。

其次从图3看出，当在本期给GDP一个正的冲击后，在第1期对金融相关率产生一个明显的负向影响，该影响程度不断递减，在第2期向第3期过度的过程中变为零，此后转为正向影响，并于第3期达到最大值，此后在零值附近波动变化，并于第8期开始几乎为零，图3。当在本期给北京GDP一个正的冲击后，在第1期对金融储蓄结构产生一个相对明显的正向影响，第2期达到最大值后明显下降，第3期开始该影响在零值的上方波--动变化直至第8期逐渐接近为零，图3。

四、结论与建议

以上实证研究结果表明，北京市的金融相关率、金融储蓄结构均与经济增长之间存在着长期稳定关系。北京经济增长与金融相关率呈正相关关系，与金融储蓄结构呈负相关关系。北京经济增长与金融相关率二者之间存在双向因果关系。另外北京经济增长是金融储蓄结构的格兰杰原因，而金融储蓄结构不是经济增长的格兰杰原因。

由北京经济增长与金融相关率的关系可知，北京的经济增长带动了其金融规模的扩大，同时，金融规模的发展也促进了北京经济的增长，为北京区域经济发展做出了积极的贡献，为此要适度增加北京金融的规模，提高其金融服务的效率。从北京经济增长与金融储蓄结构的关系看，北京经济增长过程中有利于增加居民储蓄能力，但北京经济增长在很大程度上并不是由居民储蓄转化为投资带来的，未来北京金融业还要努力提高自身的效率，加大居民储蓄转化为投资促进经济增长的力度，缩小对境内外资本的依赖程度。

进一步从脉冲响应函数分析来看，当前及未来五年，北京经济增长对金融相关率的冲击响应为正向，且较为明显，而对金融储蓄结构的冲击响应有负有正，且不显著。这表明，金融相关率的冲击对北京经济增长的影响程度要大于金融储蓄结构的冲击影响，因此在我国“十二五”时期，即接下来的五年时间里，需要重点适时地扩大金融深化程度，来促进经济的不断增长。与此同时，通过脉冲分析会发现，在第1期至第6期，北京经济增长对金融相关率的影响总体呈上升趋势后有所下降，对金融储蓄结构的影响总体呈先升再降趋势后，在第3至6期在零值的上方波动变化。这说明，在我国的“十二五”时期，随着经济的增长，在2010年及“十二五”的前两年北京金融深化程度日益扩大，在“十二五”的后三年，北京金融深化程度又略有下降，说明此时金融机构存贷款余额在GDP中的比重又有所下降；北京居民储蓄在全部金融机构储蓄中的比重在2010年不断增加，而在2011至2012年又显著下降，接下来的几年又在零值上方波动变化，影响变得不显著，表明最初居民会继续增强储蓄能力，后来会将一定的储蓄转化为投资，从而优化金融储蓄结构。总之，在“十二五”时期不断促进北京的经济经长，扩大金融深化程度和优化金融储蓄结构仍具有重要的意义。

为此，北京还要继续优化金融发展环境、完善金融法规政策，健全诚信体系建设、加强金融风险防范和监管，从硬件上下工夫，提升北京对国内外金融机构和业务的吸引力，汇聚国内外金融资源，培育金融市场体系建设，大力发展多样化的金融业务，在注重银行类金融机构业务的基础上，要重视证券、保险、信托及其他非银行类金融业务的共同发展，完善多元化的金融市场体系。

篇8

[关键词] 消费 需求 经济增长

一、问题的提出

本文通过对河北1995-2008年的消费需求与经济增长数据的定量研究,试图剖析在当前经济增长方式转变的过程中,消费需求对于促进河北经济可持续增长所起的作用,为进一步提出促进河北消费需求增长的现实的、可操作的对策和建议奠定基础。

二、变量的选取

1.消费需求衡量指标的选取。消费需求作为一个宏观经济分析的范畴,是指一定时期内常住单位形成的对最终消费品的有支付能力的购买力总量。本课题研究消费需求的衡量指标是支出法国内生产总值中的最终消费。是常住单位为满足物质、文化和精神生活的需要,购买的货物和服务的支出。根据消费主体不同,最终消费分为居民消费和政府消费,居民消费又可细分为城镇居民消费和农村居民消费。

2.经济增长衡量指标的选取。经济增长是由产出能力的增加带来的总产出的持续增加,如果考虑到人口和价格因素,经济增长就是人均实际产出的增加。基于定量分析的需要,同时考虑到目前世界各国都采用国内生产总值的增长率来衡量一个国家(或地区)的经济增长速度,从研究问题的一致性出发,本课题所涉及的经济增长是指总产出的增长,并用国内生产总值的增长率来表示经济增长率。

三、消费需求在经济增长中的比重分析

消费率又称最终消费率,是最终消费需求在支出法国内生产总值中的比重,作为一项重要的宏观经济指标,它不仅能反映一国(或地区)国内生产总值的最终使用格局,还可以直观地反映消费增长在经济增长中的作用。经过分析我们发现:

1.最终消费率在低位徘徊,波动中呈下降趋势。从图1可以看出1995年以来,河北的消费率始终在50%以下徘徊,年均消费率为 43.4%。由于消费需求的增长速度落后于地区生产总值的增长速度,按照当年价格计算,1996-2008年地区生产总值年平均增速为14.3%,最终消费的年均增速为13.2%,两者增速相差1.1个百分点。其中,2008年地区生产总值的增速为18.1%,而最终消费增速为14.3%,比地区生产总值增长慢3.8个百分点。由于消费需求增长慢于地区生产总值的增长,导致消费率在2008年降至1995年以来的最低点,仅为 41.8%,比1995年下降了5.5个百分点。

2.消费需求各组成部分比重变化不平衡,农村居民的消费率下降是消费率下降的原因。从图2可以看出:政府消费率呈平稳的上升趋势,由1996年的9.0%上升到2008年的13.5%,2005年开始已超过农村居民消费率;居民消费率在波动中呈下降趋势,下降幅度比较大,从1996年的37.9%下降为2008年的28.3%,下降了近10个百分点,降为1995年以来的最低点。可见,居民消费率不断下降是造成最终消费率下降的主要原因。

在居民消费构成中,城镇居民消费率基本表现出平稳的上升趋势,2005年起已超过农村居民消费率成为消费需求的第一主力,2008年已达到1995年以来的最高点19.2%,比1995年上升了近7个百分点;而农村居民消费率则呈现出反方向变化趋势,从1996年开始一直呈下降的趋势,到 2008年降为1995年以来的最低点 9.1%,下降了 14.4个百分点,可见,农村居民的消费率下降是居民消费下降的主要原因。

四、消费需求对经济增长的贡献率分析

为进一步量化消费需求对经济增长的动力作用,我们计算了各需求对GDP 增长的贡献率(各需求的增加额/GDP增加额×100%)和各需求对GDP 增长拉动的百分点(GDP增长的百分点×各需求对GDP 增长的贡献率)两个指标,并绘制了折线图(见图3-6)。经过分析发现:

1.投资对经济增长的平均贡献是第一位的,消费需求是拉动经济增长的第二动力。1996年以来,在河北经济平均12.7%的增速中,最终消费支出、资本形成总额以及地区间货物和服务净流出对经济增长的贡献率分别为40.3%、54%和5.7%,分别拉动经济增长5.1、6.9和0.7个百分点。可见,投资目前已是三大需求中拉动经济增长的第一主动力,消费需求仅次于投资需求。图4显示:除 1999-2002年这四年消费的贡献率大于投资和2003年、2005年消费和投资共同拉动经济增长以外,其余年份主要是投资需求在支撑着经济的增长。图5显示:1995年以来,河北的国内生产总值呈现出高速持续的增长,而在国内生产总值增长速度较快的年份中,投资的拉动作用显著,可见,投资对经济的拉动具有立竿见影的效果,短时间内对经济增长的影响显著,成为政府提高经济增长率的首选因素。

2.消费需求对经济增长的拉动作用更为持久和相对稳定,是经济增长的稳定器。图4显示:相对于投资需求,河北的消费需求对经济增长的拉动作用不足,但是与资本形成拉动经济增长(3-10.1)及货物和服务的净流出拉动经济增长(-1.5-4.96)相比,消费需求增长对经济的拉动(3.1-7.1)波动较小,是拉动经济增长最为稳定的因素。由于消费需求具有刚性,决定了在地区生产总值的年新增额中,消费需求波动幅度远远小于投资等其他因素,对经济增长影响惯性最大。在经济增长扩张期,消费需求增加不如投资明显;同样,在经济收缩期,消费需求的下降幅度也最小,因而,消费需求成为河北经济稳定发展的重要保证。

3.消费需求中居民消费尤其是农村居民消费拉动经济增长的动力不足。从消费需求的构成来看,1996-2008 年,政府消费对经济增长平均贡献率为 14.7%,低于同期居民消费对经济增长平均贡献率25.69%。图 5显示:居民消费对经济增长拉动的总体水平要高于政府消费,政府消费对经济增长拉动保持平稳,平均水平为 1.86个百分点,居民消费对经济增长的拉动的平均水平为 3.27 个百分点。

从居民消费内部构成来看,农村居民消费对经济增长的贡献在波动中呈下降的趋势,相对差异较大,从1996年的19.8%,下降至 2008年的 2.38%,下降了 17.4个百分点,平均贡献率仅为5.06%;而城镇居民消费对经济增长的贡献率在波动中呈上升的趋势,从1996年的2.5%,上升到2008年的20.77%,平均贡献率为20%。 图6显示:农村居民消费对经济拉动的平均水平(0.64个百分点),不仅远远低于城镇居民消费对经济增长拉动的平均水平(2.62个百分点),也低于政府消费对经济增长的拉动水平。

五、消费需求和经济增长的灰关联分析

灰色关联分析(GRA)是建立在灰色系统理论基础上的一种分析方法,对于小样本,该方法要优于经典的数学分析方法。其目的是寻求系统中各要素的主要关系,并确定要素间的相互影响程度和对系统行为的贡献程度。

本文选取河北省 1995-2008年按当年价计算的国内生产总值作为参考序列,最终消费、政府消费、居民消费、农村居民消费和城镇居民消费构成序列作为比较序列。用均值法对原始数据序列进行无量纲化处理即同一数列的所有数据均处以该数列的平均值,得到一个新的数列,这个新的数列就是各个时刻的数值相对于该数列平均值的倍数的数列; 然后,根据参考序列和各个比较序列计算差序列,从差序列表得知最小差值Δ( min)=0.0011719,最大差值 Δ (max) = 0.820203;由灰色关联系数的公式,令 计算出各个因素在不同时期的灰色关联系数;最后,根据关联度公式:,计算各个变量与国内生产总值的关联度,分析结果显示:

河北最终消费与经济增长的关联度很高为0.942,且各年的关联系数大部分都在 90%以上,而且变动幅度比较小,说明消费需求是经济增长的动力,是河北经济稳定增长的重要基础。

在最终消费构成中,居民消费与经济增长的关联度(0.846)比政府消费(0.801)稍大,但是二者相差不大,说明居民消费和政府消费都是促进经济增长的主要因素。

居民消费构成中,城镇居民消费与经济增长的关联度(0.761)远远高于农村居民消费(0.597),这也表明虽然在总人口中,农村居民所占比重远远高于城镇居民,但城镇居民消费对经济增长的影响要大于农村居民消费。分阶段来看,居民消费的关联度从九五时期的0.692一直上升到十一五时期的0.787;城镇居民消费与经济增长的关联度从0.752上升一直上升到0.862,说明居民消费尤其是城镇居民消费对经济增长的作用有上升的趋势。

六、结论

上述定量分析方法得出了相同的结论:说明消费需求是河北经济稳定增长的重要基础。1995-2008年间河北经济增长主要是由最终消费和资本形成拉动,而投资对经济增长的拉动作用高于消费;在最终消费构成中,政府消费和居民消费尤其是城镇居民消费快速增长是促进河北经济增长的主要因素;农村居民消费增速慢与地区生产总值的增速,导致农村居民消费率下降,是河北消费率下降的主要原因。

当人均GNP超过1000美元之后,经济增长动力开始出现转折性变化,消费率开始步入上升阶段,投资率则逐步降低(刘成林,2007)。从河北的现实情况来看,投资率仍维持在较高水平。理论分析表明,投资对经济增长的贡献以消费为基础。因为投资需求具有“名为当期需求,实为下期供给”的双重性。在社会在生产过程中,投资需求只不过是中间需求,只有消费需求才是最终需求,消费需求规模的扩大和消费结构的升级才是经济增长的根本动力。从短期来看,投资需求的扩张虽能一时拉动经济的增长,但从中长期来看,投资本身不可能成为经济增长的持久动力,如果投资结构不能适应消费需求结构的变化,投资的增长超过了消费需求的增长,这种投资形成的供给实际上是无效供给,会加剧下一阶段的供给过剩和需求不足。只有建立在消费基础上投资,通过消费与投资的良性循环和持续增长的态势来共同拉动经济增长,才能有效的扩大内需,使整个经济运行进入良性循环轨道。因此,要加快河北经济的持续稳定发展,更大地释放消费需求对经济增长的拉动作用,首先要找出制约居民消费尤其是农村居民消费的影响因素,逐一加以解决,为经济增长扫除障碍。

参考文献:

[1]刘成林:消费需求变动与河北经济增长的动力结构[J].河北学刊,2007(1)

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【摘要】为考察河北省碳排放与经济增长之间的定量关系，本文选取1990～2012 年的河北省碳排放量与地区生产总值相关数据，利用协整分析、误差修正模型及格兰杰因果检验对二者进行了实证检验。研究表明，考察期内，河北省碳排放量与经济增长之间存在着长期正向的均衡关系，而短期内经济增长对碳排放的影响更为显著，且两者表现为双向格兰杰因果关系。因此，调整产业结构、优化能源消费结构及提高能源利用效率有助于实现河北省节能减排与经济发展的良性互动。

关键词 碳排放；经济增长；河北省

【基金项目】国家发展和改革委员会中国清洁发展机制基金赠款项目（20120701）、河北省科学技术厅软科学研究计划项目（13454206D）。

【作者简介】王雪，石家庄经济学院经贸学院硕士研究生，研究方向：资源与环境经济学；牛建高，石家庄经济学院经贸学院教授，硕士研究生导师，研究方向：资源与环境经济学。

近年来，随着我国经济的快速增长，碳排放量也“步步登高”，并跃居世界榜首，因此，发展低碳经济、促进节能减排已刻不容缓。作为一个经济和资源消耗大省，河北省在保持经济持续快速发展的同时，碳排放量更是迅猛增加，如何实现节能减排与经济增长的良性互动已成为河北省未来时期必须面对并解决的重大问题。

关于碳排放量与经济增长之间的关系，国内外学者从诸多方面进行了研究，并得出一系列有价值的结论。但由于产业结构、能源消耗结构、经济发展方式等存在着地区性差异，不同地区的碳排放量与经济增长的关系可能会呈现出不同的特点。鉴于此，本文拟在借鉴前人研究成果的基础上，选取1990年以来的时序数据，利用协整分析、误差修正模型及格兰杰因果检验，对河北省的碳排放与经济增长之间的关系进行实证研究，以期为加快河北省节能减排进程提供决策参考。

一、变量选取与数据检验

（一） 变量选取与数据说明

本文选取地区生产总值表征经济增长，记为GDP；以河北省各类能源消费的二氧化碳排放量表示碳排放总量，记为C。其中，地区生产总值和能源消费数据来自《河北经济年鉴》中1990～2012年的年度数据，并运用GDP平减指数将名义生产总值进行了平滑处理，换算成以1978年不变价格表示的地区生产总值。

由于目前我国尚未正式公布碳排放量的具体数据，本文采用以下公式对各类能源的碳排放量进行测算：

石油、天然气）。

其中， Ci 为第i种能源的碳排放量； Ei 为第i类能源的消耗量； λi 为第i类能源的碳排放系数，即每消耗1单位能源产生的碳排放量。鉴于目前碳排放系数尚未形成一个统一的标准，本文采用的指标为国家发改委能源研究所及国家科委气候变化项目公布的各类能源碳排放系数的平均值。

为了避免异方差的困扰，对河北省地区生产总值及碳排放量序列取自然对数，分别记为lnGDP与lnC。其相应的一阶差分序列分别为lnGDP和lnC，图1和图2分别为变量序列的时序图和一阶差分图。

由图1可以看出，碳排放量与河北省地区经济产出之间存在共同向上发展的趋势，由此可以判断，两者之间可能存在一定的相关关系。同时，由变量的时序图观察可知，两变量均表现为非平稳，但图2中两变量的一阶差分序列表现平稳，且变化趋势相似，据此特征，推测两变量间可能存在协整关系，可以对lnGDP与lnC进行进一步的协整检验。

（二） 数据检验

本文运用eviews6.0，采用ADF单位根检验法来进一步检验lnC与lnGDP序列的平稳性并确定其各自的单整阶数，检验过程中滞后阶数的选择依据AIC信息准则。两变量的单位根检验结果如表1所示。

由表1 变量的ADF 检验可知，在1%、5%及10%的显著性水平下，序列lnC和lnGDP均接受存在单位根假设，均表现出不平稳性；两变量的一阶差分序列lnC和lnGDP在5%及10%的显著水平下，拒绝原假设，表现出平稳性。因此，lnC 与lnGDP为一阶单整序列，即lnC～I（1）、lnGDP～I（1），满足协整分析的前提。

二、实证分析

（一） 协整分析

为了分析河北省碳排放量与经济增长之间是否存在长期的均衡关系，下面对两者进行协整分析。对于一个序列自身来说，可能是非平稳的，但该序列的线性组合却可能是平稳的。若其线性组合是平稳的，则认为非平稳时间序列之间存在协整关系，本文采用Engle-Granger两步法进行协整关系检验。由上面的ADF检验已知lnC与lnGDP为一阶单整序列，因此变量lnC和lnGDP有可能存在协整关系。下面对变量lnC和lnGDP进行协整检验。

首先，运用OLS对变量lnC和lnGDP建立回归方程，结果如下：

lnC=3.9657+0.6957×lnGDP+εt

t =（18.8810） （24.9093）

R2=0.9673 F=620.4733

由以上可见，拟合优度R2为0.9673，回归方程整体拟合效果较好；方程的F值与方程参数的T值都通过了检验，说明回归方程以及各个参数在统计上是显著的。

其次，检验回归方程的残差序列的平稳性。上述回归方程的残差为：

ecm=lnC-0.6957×lnGDP-3.9657

对残差序列的检验结果如表2所示。

由表2可知，在5%的显著水平下，ADF检验值-2.518409小于其相应的临界值-1.959071，表明残差序列是平稳的，说明在5%的显著性水平下河北省碳排放量与生产总值之间具有协整关系，可以认为碳排放量迅猛增加与经济的飞速增长并非偶然契合，两者表现出了长期均衡关系。协整方程进一步表明，河北省地区生产总值每增加1个单位，碳排放量则相应增加0.6957个单位，两者之间呈正向关系。

由于协整关系只反映了两变量间的长期静态均衡机制，因此可通过建立误差修正模型来揭示两变量之间的短期行为。

（二） 误差修正模型分析

将回归方程中的残差序列ecm作为误差修正项，建立误差修正模型，可据此反映短期偏离长期均衡的修正机制。

以lnC 作为被解释变量， lnGDP 以及ecmt-1 为解释变量，建立的误差修正模型如下：

lnC=-0.0227+0.8384×lnGDP-0.1679 ecmt-1t =（-0.3249） （1.3729） （-1.3154）

其中，ecmt-1=lnCt-1-3.9657-0.6957lnGDPt-1。

从式中可以看出，ecmt-1系数为-0.1679，符合反向修正机制。t - 1 时刻，lnCt-1大于其长期均衡解3.9657+0.6957lnGDPt-1 时，ecmt-1 为正，使lnC减小；反之，若t - 1 时刻lnCt-1小于其长期均衡解3.9657+0.6957lnGDP t-1， ecmt-1 为负， 使lnC 增大。且滞后一期的误差项以0.1679的比率对lnC做出修正。在短期修正模型中，两变量的短期动态均衡关系为每1 单位经济增长的提高，伴随着0.8384个单位碳排放量的增加。这一结果比上面长期均衡中的回归系数0.6957要大，说明经济增长对碳排放量的短期影响更为显著。

（三） 格兰杰（Granger） 因果关系检验

河北省碳排放量与经济增长间的均衡关系究竟是碳排放量变动引起经济增长变动还是经济增长引起碳排放量增加，仅从协整分析结果无法得出结论。下面运用Granger 因果检验分析两者之间的因果关系。

Granger 因果检验结果与变量滞后阶数的选择有很大的关系，本文依据EViews 中提供的最为常用的LR 检验统计量、最终预测误差（ FPE ）、AIC 信息准则、SC 信息准则和HQ 信息准则来判断Granger因果检验的最优滞后阶数，结果如表3所示。

由表3 给出的0～5 阶的5 个准则的值可以看到，有4个准则给出的滞后阶数为3，可以将变量的最优滞后阶数确定为3， 并据此对变量进行Granger因果检验，结果如表4所示。

由表4检验结果可知，当滞后阶数为3时，原假设“lnC不是lnGDP的Granger 原因”及“lnGDP不是lnC的Granger 原因”均被拒绝，即lnC与lnG?DP互为Granger 原因。说明在检验期间经济增长导致碳排放量的增加，与此同时，碳排放对经济增长的影响也很明显。据此可以认为，随着河北省经济增长能源消耗增加，且主要为化石能源的消耗，从而引起碳排放量增加，因此经济增长是导致河北省碳排放量增加的主要因素；另一方面，由于河北省经济增长主要依赖资源型重化工业的发展，而目前重化工业严重依赖化石能源的能源结构尚未改变，因此河北省劣质化的能源消费结构使得河北省的经济增长进程必然伴随着碳排放量的迅猛增加。

三、主要结论与政策建议

（一） 主要结论

通过前面对河北省碳排放与经济增长之间关系进行的计量分析，可以得出以下主要结论。

1.河北省碳排放量与经济增长之间存在协整关系，即两者存在长期的均衡关系。河北省地区生产总值每增加1单位，将会使碳排放增加0.6957个单位。

2.通过建立误差修正模型可知，误差修正项系数为-0.1697，表明经济增长对均衡关系呈现一种反向修正的机制。两者之间的短期动态均衡关系为经济增长每提高1 个单位，将会使碳排放提高0.8384个单位，该值大于长期方程中的回归系数0.6957，说明经济增长对碳排放量的短期影响更为显著。

3.通过格兰杰因果关系检验可知，在滞后3期内，碳排放与经济增长互为格兰杰原因，长期内相互影响。这说明长期以来，河北省经济的快速增长与化石能源的大量消耗密不可分，这进一步表明河北省粗放式的经济增长方式与劣质化的能源消费结构共同导致了碳排放量的大量增加。

（二） 政策建议

基于上述结论，为形成经济增长与节能减排良性互动的局面，本文提出三点政策建议。

1.大力淘汰落后产能，推进经济结构转型升级。基于河北省经济增长严重依赖重工业的现状，河北省应大力淘汰钢铁、建材等重点高耗能行业的落后产能，持续推进经济转型升级，进一步优化产业结构，进而减少化石能源消耗，以加快河北省节能减排进程。

2.强化科技支撑，提升经济增长质量。河北省应以京津冀协同发展为契机，充分利用自身及京津的教育、科研资源，建立政府、企业、科研院所、市场等相互关联、互动的科技创新体系，并加大政策倾斜，着力加强高新技术人才培养，加快人才、技术双重引进，加强技术人才储备，并且要依靠市场的力量确保创新体系的高效运转，形成技术创新合力，为结构优化和经济发展置入永动机。

3.优化能源消费结构，提高能源利用效率。一方面，要充分发挥河北省太阳能、风能、秸秆、地热以及海洋等资源优势，大力开发新能源，着力培育和发展新能源产业，扭转能源生产、消费的被动局面，逐渐改善和优化河北省的能源生产和消费结构，以不断降低能源消费的碳排放综合系数。另一方面，鉴于河北省重工业所占比重高、能耗高的特征，河北省要以钢铁、石化、建材等高耗能行业为重点，大力推进工业企业科学用能、系统节能，以逐步降低单位工业产品能耗，提高能源利用效率。

参考文献

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[2]徐玉高,郭元,吴宗鑫.经济发展、碳排放和经济演化[J].环境科学进展,1999,(4):54-64.

[3]虞义华,郑新业,张莉.经济发展水平、产业结构与碳排放强度—— 中国省级面板数据分析[J]. 经济理论与经济管理,2011,(3):72-81.

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关键词：苏北地区；居民消费；经济增长

中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）011-000-02

江苏是中国经济发达地区之一，无论是经济总量，还是人均经济指标都排在全国前列。但是江苏经济发展呈现“南高北低”的差异，因此江苏经济问题无论是在统计上还是理论研究上都按照经济发展水平的差异分为苏南、苏中和苏北三个区域。根据江苏省统计年鉴，苏北区域为徐州、淮安、盐城、连云港和宿迁五个地级市区域。过去十余年中，苏北的经济发展较为迅速，充分发挥后发优势，增长率稳居全省前列。各项数据表明，苏北处于工业化中后期，处于欠发达地区向发达地区转变的过程中。对苏北这样具有典型意义区域，进行居民消费对经济增长的影响的研究有重要的借鉴意义。

一、文献回顾

居民消费与经济增长关系的研究文献较为丰富。从研究方法看，大部分文献应用定量研究的方法；从研究对象看，主要研究居民消费或将居民消费分为城镇居民消费和农村居民消费与经济增长的关系；从研究的地域范围看，大部分文献从全国的角度分析消费的影响，也有部分文献选取某个省份作为研究对象。

关于居民消费推动经济增长的代表性观点。根据我国经济增长的需求结构分析，提高城乡居民购买力水平是扩大内需的关键（国家统计局课题组，2002），经济增长应从投资主导型向居民消费社会投资双拉动型转换（范剑平，2003），特别是全社会消费增长应该予以更多重视（刘伟、蔡志洲，2004）。实证研究表明我国居民消费增长和我国国内生产总值高速增长保持联动关系（梁、陈维娜，2009）。因此，应采取有效措施来扩大居民消费，尤其是扩大农村居民消费发挥其对经济增长应有的拉动作用（李银秀，2014）。

关于居民消费促进产业结构升级和经济转型发展的代表性观点。投资率偏高而消费率偏低会直接影响居民消费需求的扩大，影响消费结构和产业结构的优化以及经济增长 （尹世杰，2006），应发挥消费的导向和带动作用，扩大消费需求，提高居民消费层次和质量，促进消费结构优化，从而促进产业结构优化与升级（张贡生、吕良宏，2006）。如改进居民消费增长的制度（刘东皇，2010），促进我国经济由投资主导向消费主导的经济转型（迟福林，2012）。

关于居民消费对经济影响的实证研究文献。实证研究方法主要是单位根检验、格兰杰因果检验、协整检验和误差分析等方法（徐晓丽，2012）；部分文献基于省际面板数据，构建了非参数面板数据模型，刻画了政府消费、居民消费与经济增长关系的动态演进趋势（段景辉，2013）；也有运用协整分析和向量自回归模型对两者之间的关系进行了实证分析（孙亚静，2014）。

关于农村消费对经济增长影响的研究。农村居民消费是拉动经济增长的一个重要因素。有学者认为农村消费不足导致消费升级不快是制约我国经济增长的重要因素（李明贤，2006），而农村居民消费的增长对人均GDP的影响要大于城镇居民消费增长的影响（姜惠芬，2008），通过建立VAR模型进行实证分析的结果表明农村居民消费有力的推动了我国经济增长（高月梅，2012）。

通过上述文献回顾可以看出，现有研究普遍认为消费对经济增长和产业结构转型具有重要意义，极大的丰富了该领域的理论研究，但是也存在不足。首先定性研究文献中缺乏实证的支撑。其次，实证研究普遍对变量的选择过于少，很难精准的探讨消费对经济增长的影响。第三，已有研究大部分关注的全国或者部分省份的较大区域的考察，缺乏对省内部分区域的考察。鉴于此，本文选择处于欠发达地区向发达地区转型过程中具有典型意义的苏北区域作为研究对象，并将居民消费分为城镇居民消费和农村居民消费两个部分，引入固定资产投资作为控制变量，应用面板数据模型分析居民消费对经济增长的影响。

二、实证研究

（一）模型与变量选择

根据统计口径和经济发展的阶段性，苏北地区主要为徐州、淮安、盐城、连云港和宿迁五个地级市区域，因此本文选择面板数据模型进行实证研究。

文章旨在研究苏北居民消费对经济增长的影响，而居民消费又分为城镇居民消费和农村居民消费。因此本文研究选取以下四个指标变量：地区生产总值、城镇居民消费、农村居民消费和固定资产投资。

（二）数据来源及处理

各变量初始数据来源于历年《江苏统计年鉴》中苏北区域各项经济指标数据。考虑数据的可得性和一致性，本文数据选取的期间为2000-2012年，并将2000年设定为研究基期。

为满足模型研究的需要，有必要对数据进行处理。首先，地区生产总值使用常住人口人均地区生产总值（Y），并以2000年为基期的CPI指数剔除价格因素影响；其次，人均城镇居民消费（UC）由统计年鉴中直接获得，以2000年为基期的城镇CPI指数剔除价格因素影响；第三，人均农村居民消费（RC）由统计年鉴中直接获得，以2000年为基期的农村CPI指数剔除价格因素影响；第四，人均固定资产投资（I）由固定资产投资总额除以对应年份的常驻人口总数获得，并以2000年为基期的固定资产价格指数剔除价格因素影响。最后，为减少数据非线性变化对实证分析的影响，对上述四个指标取自然对数，即得到本文研究的变量：LNYit、LNUCit、LNRCit和LNIit。本文使用Eviews8进行实证分析。

（三）面板数据的单位根检验

本文采用Levin， Lin & Chu t*单位根检验面板数据的平稳性。根据线型图和散点图判断四个数据序列皆为含截距项和趋势项的序列。经检验，在10%临界值水平上，四个序列都为含截距项和趋势项的原序列平稳（见表1）。

表1 面板数据的Levin， Lin & Chu t*单位根检验结果

变量 检验形式（C，T，L） 统计量 概率值 10%临界值

是否平稳

LNYit

LNUCi

LNRCi

LNIit （C，T，0）

（C，T，0）

（C，T，0）

（C，T，0） -2.37635

-2.78220

-1.49451

-14.2063 0.0087

0.0027

0.0675

0.0000 平稳

平稳

平稳

平稳

注：检验类型（C，T，L）分别表示单位根检验方程包含截距项、趋势项及滞后阶数，N表示不包含C或T。

（四）实证模型选择

通常有三种形式面板数据模型：混合模型、固定效应模型和随机模型。模型选择与设定过程如下：

1. 通过似然比检验，摒弃混合模型。

先建立固定效应模型，然后选择固定效应模型-似然比检验。该检验的零假设是固定效应模型是冗余的，若概率值大则接受零假设，选择混合模型，若概率值小则拒绝零假设，摒弃混合模型。固定效应模型-似然比的检验结果见表2，概率值小于1%，拒绝冗余，于是摒弃混合模型。

表2 固定效应模型似然比检验结果

Test cross-section fixed effects Statistic d.f. Prob.

Cross-section F

Cross-section Chi-square 6.878477

25.601216 （4，57）

4 0.0001

0.0000

2.进行Hausman检验，确定选择随机效应模型。

先建立随机效应模型，然后选择随机效应模型-Hausman检验。该检验的零假设是随机效应模型成立，若概率值大则接受零假设，选择随机效应模型，若概率值小则拒绝零假设，摒弃随机效应模型。随机效应模型-Hausman检验结果见表3，概率值较大，为0.7152，接受零假设，即选择随机效应模型。

表3 随机效应模型-Hausman检验结果

Test cross-section

random effects Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f Prob.

Cross-section random 1.359026 3 0.7152

（五）实证结果及分析

根据随机效应模型分析，面板数据的回归结果如下：

， ，

从上述面板数据的回归分析结果可以看出：各个参数估计值的t

由回归方程的各个解释变量的系数可以得出：城镇居民人均消费增加1%，可以拉动人均产出增加0.773439%；农村居民人均消费增加1%，可以拉动人均产出增加0.548853%；人均固定资产投资增加1%，可以拉动人均产出增加0.126552%。

三、结论与建议

（一）结论

本文选择苏北地区的人均产出、城镇居民人均消费、农村居民人均消费和人均固定资产投资四个指标，应用面板数据模型，以2000年为基期，运用2000-2012年的相关数据分析四个指标因素对苏北经济增长的影响。由实证结果可以看出，城镇居民人均消费、农村居民人均消费和人均固定资产投资对人均产出弹性依次减弱。其中城镇居民的人均消费对人均产出的贡献远大于农村居民人均消费，更是人均固定资产投资的产出弹性的数倍。这为苏北地区经济发展转型提供了实证支持。

（二）建议

第一，对比消费和固定资产投资的产出弹性，苏北经济增长方式应由投资驱动转向消费驱动。投资在过去十余年的高增长，有效的带动了苏北经济的增长。特别是苏北作为欠发达地区的典型，大量的投资完善了当地的基础设施，如交通、城市建设等。但是持续的固定资产投资对产出贡献的边际效应逐渐递减。实证结果表明投资的产出弹性已经较弱。而消费的产出贡献的边际效应较高，远远大于投资的产出贡献。因此，苏北地区的经济发展应及时根据发展的实际作出调整，构建以消费为驱动的经济增长模式。

第二，对比城镇居民消费和农村居民消费的产出弹性，苏北地区应加快城镇化，提高城镇消费所占比重。苏北地区的城镇化率增长较快，但是与发达的苏南地区相比还存在较大的差距。特别是苏北的城乡二元结构还没有实现根本性的转变。实证结果表明城镇居民人均消费比农村居民人均消费对人均产出的弹性要大。因此，苏北地区的经济发展和结构转型还需依托城镇化实现。

第三，调整政府支出结构，提高居民的社会保障水平。目前苏北地区的固定资产投资中，有较大一部分是政府主导的基础设施投资。而过度的基础设施投资不但导致投资效率降低，也使得政府在提高当地居民的社会保障水平方面捉衿见肘。因此，苏北地区政府应调整支出结构，放缓基础设施投资的同时提高居民的社会保障水平，鼓励消费，以实现经济的良性可持续发展。

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