國內經濟增長精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇國內經濟增長，期待它們能激發您的靈感。

篇1

政府把擴大內需作為2012年國內經濟增長的重點，也是未來國內經濟持續增長的源頭所在。因為，無論是13億多人口的消費力還是國內民眾的內需水平；無論城鄉之間還是東西部之間消費差距來看，都有巨大增長潛力。

可以說，只要13億人口的消費水平達到香港當前消費水平一半，或只要當前農村居民的消費水平達到國內城市居民的消費水平，無論是哪種情況，中國的GDP至少要翻一倍以上。可見，中國居民消費潛力究竟有多大。

不過，就目前的情況來說，為何會出現國內民眾消費水平遠遠低于發達國家居民的消費水平，或農村居民的消費水平遠遠低于城市居民的消費水平，這里既有歷史上的原因，也有制度安排的原因。而后者更為重要。比如教育制度、戶口制度、收入分配制度等都需要進行重大的改革。不進行這些制度重大改革，要真正實現讓國內居民的潛在消費力轉化為現實的消費力是不容易的。因此，政府把擴大內需作為經濟的增長點，并與民生結合起來，這是正確的經濟戰略選擇。不過，作為經濟戰略是一種長期行為，擴大內需只能是一種經濟持續增長的長期戰略。

那么推動2012年國內經濟增長的動力是什么呢?從表面看，現在的貨幣政策及房地產政策不會過多放松，但這些政策細微的調整是一種趨勢。特別是早幾年貨幣政策所導致的畸形現象將在這種細微的調整中回歸常態。比如存款準備金率，早幾年的貨幣政策價格機制不動用，老是在數量工具打轉，從而導致國內銀行存款準備金率上升到不可思議的地步。因此，2012年存款準備金率的下調會比較頻繁。更何況，市場上認為2011年十分緊縮的銀行信貸增長仍然與2010年相差不多，因此，在此基礎上2012年的銀行信貸增長會遠遠高于2011年，市場的流動性會比較多。

與2009～2010年不同，2012年更為強調把整個經濟增長建立在發展實體經濟基礎上，因此，大量的流動性流出，不會如早幾年那樣全部流入資產市場，特別是不會流入房地產市場。因為遏制住房地產市場投機炒作需求已經成了一個共識，估計沒有哪個部門會出來打破這個共識。當大量的流動性涌出，并要求流入實體經濟，固定投資擴張在所難免。這不僅包括在建項目逐漸收尾，而且也會有一些新開項目的上馬。當政府有意識地要求銀行信貸支持中小企業及保障性住房建設時，這些方面投資的增長會快上一年。

篇2

關鍵詞：經濟增長；經濟增長動力；外國直接投資；金融發展

一、關于經濟增長源泉和動力的研究

改革開放以來，國內學者對我國經濟增長源泉和動力因素的研究一直沒有停止，其分析大多利用索洛提出的新古典經濟增長模型或其改進模型，將經濟增長歸因為要素投入增加和全要素生產率(TFP)的提高兩方面。國內多位學者的研究結果表明，要素投入是我國經濟增長的主要源泉和動力，而全要素生產率對生產率增長的貢獻有限。由于研究期間和數據處理方法不同，研究結論亦不盡相同。沈坤榮(1999)運用增長速度方程對1953—1997年我國經濟增長源泉進行分解，結果表明經濟增長主要是由生產要素投入的增量帶來的。王德勁(2007)運用誤差校正模型分析方法估計了我國1952～1998年期間擴展的索洛模型，得出物質資本存量是經濟增長主要因素的結論。董直慶等(2007)認為，我國約70％的經濟增長來自于資本和勞動投入，但物質資本、人力資本、技術進步等在經濟發展不同時期或不同階段，對經濟增長有著不同影響，即要素對經濟增長作用存在階段性變化特征。種觀點認為，資本投入增加是我國經濟增長最主要的源泉，由于我國勞動力供給相對過剩且勞動邊際效率較低，有關勞動投入增加的貢獻相對較弱。一些學者認為，考慮結構調整、要素投入與技術內生情況時，要素投入對我國經濟增長的貢獻率大幅下降。樊勝根等(2002)進行實證研究結果表明，研究期間我國17％的經濟增長來源于結構變化，TFP帶來4.2％的年增長率，要素投入增加解釋了41％的增長。遲巍等(2007)研究發現，在1996～2004年間，一個地區高水平的人力資本能吸引固定資產向該地區的投入，從而促進經濟增長。固定資本投資為內生，對經濟增長并不起決定性作用。這說明我國經濟增長的質量已有很大提高，已在按照發達國家的內生性經濟增長的模式發展。孫超等(2004)研究發現技術進步和人力資本的增長率對我國經濟增長起決定性作用。

二、關于FDI與經濟增長關系的研究

(一)通過計量模型直接檢驗外商直接投資(FDI)對經濟增長的作用

魏巍賢(1997)應用協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗法研究我國經濟增長與FDI的關系，結果表明經濟增長與FDI增長之間具有雙向因果關系，但經濟增長與FDI之間不存在長期穩定關系。賀紅波等(2005)認為，我國FDI和經濟增長之間存在單向因果關系，FDI是經濟增長的單向Granger原因，且兩者之間存在長期穩定的關系，這表明FDI在促進我國經濟增長過程中發揮了重要作用。而經濟增長不是FDI的Granger原因，表明我國經濟增長不是吸引FDI的直接原因。魏后凱(2002)利用1985～1999年時間序列和橫斷面數據，將FDI對我國區域經濟增長的影響進行實證分析。結果表明，東部發達地區與西部落后地區之間GDP增長率的差異約有90％是由FDI引起的。王成岐等(2000)運用計量模型考察了影響我國FDI與經濟增長關系的諸因素，認為經濟技術水平和政策因素均強烈影響FDI與經濟增長的關系。蕭政等(2002)從我國和其他23個發展中國家總量時間序列資料的分析中發現，穩定可靠的組織機構和城市化的發展在吸引外商直接投資方面發揮著相當重要的作用。代謙等(2006)在利用我國1979～2003年數據檢驗FDI對經濟增長的效應時發現，國內投資和人力資本起著相當重要的作用；FDI的增長效應集中在短期，人力資本則有明顯的長期效應。

(二)從不同視角研究FDI對我國經濟增長的作用

首先，從需求效應和供給效應角度研究。房漢廷(1996)通過分析外商直接投資對社會總需求的拉動力和對固定資產投資的影響后認為，FDI推動了我國經濟加速增長。沈坤榮(1999)認為，FDI對我國經濟增長的需求效應和供給效應都十分明顯。其次，從“擠出”效應角度研究。楊海燕(2005)通過對我國1998～2003年FDI與經濟增長的因果關系分析后認為，由于利用FDI過程中存在外資利用結構引發的對國內投資的擠出以及國內儲蓄的低效利用，削弱了FDI對GDP增長的正向效應。楊新房等(2006)對FDI對我國國內資本的“擠出”效應和“擠入”進行了研究，結果表明，FDI雖然對我國國內資本有“凈擠入”的效果，但從資本形成的角度看，FDI促進了我國的經濟增長。第三，從資本效應和外溢效應角度研究。胡翊竑等(2001)認為，FDI有助于改善我國資本形成質量、推動人力資源開發、提高資源配置效率、推動技術進步，進而對經濟增長起到積極的作用。張海星(2005)對外商直接投資和國內投資的增長效應、資本積累效應以及技術進步效應進行了比較分析。結果表明，FDI和國內投資對經濟增長都具有顯著的正向推動作用，但國內投資貢獻較大，且二者促進經濟增長的路徑亦不相同。龐英等(2008)在對轉型期中國民族資本與FDI企業生產效率測度的基礎上，具體研究其生產資源配置效率與技術效率。結果表明，民族資本的效率優于FDI。因此，民族資本是推動我國未來經濟持續高效增長的主要動力。第四，從地理空間結構角度研究。鄭月明等(2004)研究表明FDI在地理空間上的非均衡分布及其變動趨勢對我國區域經濟的平衡發展和持續增長產生了深遠影響。陳柳等(2006)通過1987～2003年27個省份的面板數據綜合分析了本土創新能力與FDI技術外溢兩者對我國經濟增長的作用，認為本土的技術創新能力對經濟增長具有顯著的正面作用；在控制本土的技術創新能力之后，FDI本身產生的技術外溢對經濟增長的推動作用并不顯著，但FDI與人力資本的交互作用仍能促進經濟增長；創新能力在中西部地區經濟增長中的作用比東部地區更強；本土創新能力的差異在某種程度上可能是區域發展不平衡的原因。第五，從傳遞途徑和其他效應角度研究。周春應(2007)研究了FDI如何通過進出口貿易、國內資本積累、R&D、產業結構升級、就業、人力資本、市場化程度等途徑影響經濟增長及影響強度的大小，結果表明，FDI通過不同的傳導途徑對經濟增長產生顯著影響。趙娜等(2008)對外國直接投資影響我國經濟增長的六種效應進行研究，結果顯示，FDI可通過資本積累、出口促進、投資拉動、技術溢出、產業結構優化和制度變遷六種具體效應來促進我國經濟增長；FDI對各種不同具體效應的時滯期各不相同。

三、關于金融發展與經濟增長關系的研究

(一)金融發展與經濟增長存在正相關關系

殷醒民等(2001)研究表明，我國股票市場規模的擴大、交易率的提高增加了國有企業的固定資產投資，加快了企業的技術進步，推動了我國經濟更快的增長，因而股票市場發展與經濟增長之間有很強的正相關性。劉柯杰(2003)的研究結果表明，股票市場分散風險功能的提高能顯著促進長期經濟增長。范學俊(2006)運用最大似然協整分析法及1992年第一季度至2004年第三季度數據檢驗我國金融發展與經濟增長之間的動態關系。結果表明，股票市場與銀行部門在長期都對經濟增長有正的影響。康繼軍等(2005)使用基于誤差修正模型的格蘭杰因果關系檢驗法研究我國金融發展與GDP增長的長短期因果關系。結果表明，在短期，GDP增長和股市發展之間存在雙向因果關系；在長期，金融中介發展和股市發展都是GDP增長的單向動因。

(二)我國金融發展對經濟增長的作用并不顯著或存在負相關關系

林義相(1999)指出，我國股票市場功能由于定位在為國有企業和國有經濟融資，使得股票市場對經濟增長的作用相當有限。唐齊鳴等(2000)實證研究的結論是我國股市還不能充分發揮貨幣政策傳導功能，因此股票市場對經濟增長的作用不顯著。趙振全等(2004)研究指出，股票市場由于融資利用效率低下和資源的逆配置，對經濟增長幾乎沒有作用。韓廷春(2001)采用金融發展與經濟增長關聯機制的計量模型，運用我國經濟發展過程中的有關數據進行實證分析表明，技術進步與制度創新是經濟增長最為關鍵的因素，而金融發展對經濟增長的作用極其有限。陳偉國等(2008)利用VAR因果關系檢驗和方差分解探索我國金融發展與經濟增長之間的關系結果表明，金融發展與經濟增長不存在明顯的因果關系，金融發展與經濟增長存在單向因果關系，屬于需求追隨型。

四、經濟增長問題研究的不足及改進思路

(一)經濟增長問題研究的不足

盡管國內學者對經濟增長問題進行了深入研究，但由于理論的復雜性，許多經濟增長理論方面的問題至今沒有達成共識，有待進一步研究。首先，經濟增長源泉和動力研究的不足。國內的研究多運用靜態分析，強調靜態要素貢獻，而很少涉及不同發展階段下要素貢獻變化問題，即只集中于靜態而非動態的分析。同時，多數文獻的實證檢驗只關注某類樣本，或不將樣本進行分類對比，無法有效分離和認識不同要素貢獻的差異。全要素生產率對經濟增長的高貢獻率只有在經濟進入低速成熟階段才會出現，簡單地根據TFP對經濟增長貢獻的大小不能判斷我國經濟增長的質量。其次，FDI與經濟增長研究的不足。目前國內關于FDI對經濟增長的作用機制研究不全面系統，多局限于FDI對經濟增長的某個或少數幾個效應進行分析，計量方法和指標的選取也存在不同程度的瑕疵，而對能反映FDI真實作用機制的時滯效應研究很少涉及。再次，金融發展與經濟增長問題研究的不足。一是研究方法上，對時間序列數據進行簡單的回歸分析時，多違背回歸方法的基本原則，包括數據是非平穩的，變量之間具有相關，尤其是金融發展的各個指標之間具有高度相關，從而產生共線性問題等，因此研究結果可能是建立在偽回歸的基礎之上；而運用多元VAR方法研究時，一些至關重要的滯后期的選擇比較簡單，因此研究結論缺乏穩健性。二是關于金融發展對經濟增長作用的實證研究方面，現有模型沒有很好地控制對經濟發展具有重要影響的其他因素，從而放大了金融發展對經濟增長的影響。三是幾乎所有文獻都在檢驗金融發展與經濟增長的相關關系或因果關系，其實證檢驗一般都選取GDP或GDP增長率的絕對值或對數值作為因變量。而事實上，經濟增長并不一定意味著經濟效率的提高。因此，研究結果也就無法說明金融對增長的貢獻是源于金融的資本積累效應還是資本配置效應。四是沒有深入分析金融發展對經濟增長的作用機理，沒有全面探索金融發展的內在關聯機制對經濟增長的影響，研究結果對金融體制改革缺乏政策操作性。

篇3

【關鍵詞】就業增長，經濟增長，資本積累

一、我國經濟增長與就業增長相關性的現狀分析

我國是一個擁有13億多人口的大國，由于人口基數大，每年新增加的勞動力就有1000萬左右，加上每年轉移的剩余農村勞動力、企業破產產生的失業人員以及由于建立現代企業制度而排出的大量富余人員，我國每年城鎮新增勞動力供給約為2000萬個。改革開放以來，我國一直保持了較高的經濟增長速度，依靠經濟擴張拉動就業增長。20世紀80年代，我國GDP平均增長率為9.75%，平均就業增長率為3.03%；進入二十一世紀，我國經濟增速基本保持穩定，為9.26%（2000—2008年），但是就業增長率卻下降為0.89%，比80年代減少了2.14個百分點。雖然我國保持了較高的經濟增速，但每年創造的就業也只有900萬個左右。上世紀八十年代，GDP每增加一個百分點，我國就業崗位就能增加200萬個，而到了本世紀，僅能增加60萬個崗位左右。經濟增長對就業增長的促進已經越來越乏力了。

二、我國經濟增長與就業增長的非一致性原因

馬克思在《資本論》中曾指出，在資本積累中，如果資本有機構成不變，可變資本就會隨著總資本的增長而增加，對勞動力的需求也會相應擴大。上世紀80年代，由于改革開放，我國經濟處于快速的量的擴張階段，資本總量的迅速擴大導致可變資本的絕對量的增加，從而吸收了大量勞動力。

整個80年代我國將輕工業確定為主導產業，由于輕工業屬于勞動密集型產業，資本有機構成低，所以隨著資本量的擴大就業人數也大大增加。而90年代后，由于世界技術革命對我國的滲透和擴張，以及我國國內技術改造和進步的作用，我國經濟逐步從量的快速擴張向質量提高與規模積極方向發展，我國第二產業從以勞動密集型產業為主向以資本密集型產業為主過渡，主導產業為基礎產業和基礎設施，這使我國資本的有機構成大大提高，從而大大減少了對勞動力的需求，導致我國就業增長率的下降。

三、馬克思的資本積累理論對促進我國就業增長的啟示

社會主義的生產是不斷發展的，轉變經濟發展方式，提高生產效率是社會主義生產發展的內在要求，而這無疑是失業產生的基礎，但是，我們不能只看到技術進步對就業產生擠出效應的片面觀，正如馬克思所分析的，“積累的增進雖然使資本可變部分的相對量減少，但是決不因此排斥它的絕對量的增加。”從單個生產部門看，只要該部門資本總量的增長快于資本構成的提高，就業人數也是會絕對增加的。此外，在資本積累中，勞動生產率的提高往往是由于新機器的使用，“雖然機器在應用它的勞動部門必然排擠工人，但是它能引起其他勞動部門就業的增加。”因為，大工業下機器的使用會創造新的物質文化需求和新的產業部門，還會創造配套的產業服務，使產品生產呈現多元化，擴大社會的就業需求，從而對就業產生創造效應。對此，我們可以從以下幾個方面促進我國就業增長。

（一）保持經濟的持續增長。要保證我國就業的穩定增長，首先必須保持我國經濟的持續增長。因為，只有資本總量擴大了，可變資本才會增加，進而才有勞動力需求增加的可能性。因此，保持經濟的穩定增長，從而保證資本總量的絕對增加，是就業增長的前提。

（二）大力發展第三產業。根據馬克思的理論，資本積累中生產效率的提高會使被用于非生產勞動和仆役階級的人數增加。而隨著人們生活水平的提高，人們也會從簡單的物質需求向更高層次的物質文化需要和精神需要發展。所以，勞動力從農業、制造業向服務業轉移，是經濟發展的必然趨勢。而第三產業主要是資本有機構成低的勞動密集型產業，把它作為我國今后主要的就業增長點對擴大我國就業容量具有重要意義。

（三）大力發展知識信息產業等新興產業，加大人力資本投入。按照馬克思的觀點，資本積累中，技術進步會促進社會分工的發展和新產業的誕生，從而創造出巨大的就業需求。進入21世紀，知識經濟產業蓬勃興起，正在替代工業經濟主導著經濟發展。根據我國勞動力市場的信息顯示，在總體勞動力供給大于需求的情形下，各技術等級崗位的求人倍率均大于1，其中較大的是高級技師、高級工程師等。因此，大力發展知識密集型產業，同時加大對人力資本教育和培訓的投資，提高勞動者素質，減少結構性失業，對促進我國就業增長和和經濟增長方式的轉變都具有積極意義。

參考文獻：

[1]馬克思.資本論·第一卷[M].人民出版社.2004.

[2]秦興方.《資本論》中技術進步與就業關系的理論闡釋[J].當代經濟研究.2008，8.

[3]于林.我國經濟增長與就業增長的非對稱性分析與建議[J].山西財經大學學報.2010，2.

[4]崔友平.利用技術進步增加就業[J].當代經濟研究.2001，10.

篇4

1我國加工貿易概況

從1981年到2009年加工貿易進出口總額在我國貿易進出口總額中所占的比重超過50%，整體呈上升趨勢;加工貿易凈出口呈劇烈上升趨勢。而其他貿易凈出口則呈現遞減趨勢。據《中國對外貿易戰略性進展研究》統計，截至2009年年底我國從事加工貿易的企業共計12.6萬家，直接從業人員達3000余萬人，約占我國第二產業就業人數的20%。由此可見，加工貿易已經成為我國對外貿易的主要力量，對全國經濟增長的貢獻功不可沒，在我國國民經濟體系中占據舉足輕重的地位(見下頁表1、圖1)。自2001年至今，我國貿易順差逐步遞增，至2008年達到2954.6億美元，2009年金融危機讓順差有所調整。

從貿易結構看，形成順差的主要有三大塊:加工貿易、一般貿易、其他貿易。近10年的數據顯示，加工貿易順差基本逐年提高，而一般貿易和其他貿易幾乎均為逆差，這意味著順差來自于加工貿易，特別是進料加工占比重的96%，增長速度遠遠高于一般貿易(見下頁圖2，JG代表加工貿易，YB代表一般貿易)。20世紀90年代以來。加工貿易發展迅速，加工貿易進出口額持續穩定增長，且在對外貿易進出口額中占有相當大的比重。與其他貿易方式相比，加工貿易增長速度快，加工貿易進出口總額從1990年的441.8億美元增長到2008年的10534.91億美元，加工貿易進出口對外貿易中的比重由1990年的29.2%上升到57.6%。同時，加工貿易出口增長速度明顯快于進口的增長，并且出口長期大于進口，凈出口大幅提高(見下頁圖3)。

2加工貿易對我國經濟增長影響的理論分析

根據亞當•斯密的“剩余產品出路”學說，假定一國在開展國際貿易之前，存在著閑置的土地和勞動力，這些多余的資源用來生產產品以供出口，就為本國的剩余產品提供了“出路”。這種剩余產品的生產不需要從其他部門轉移資源，也不必減少其他國內經濟活動，這樣這個國家可以很小的代價，根據國際市場的需求而不需按照國內資源的供給優勢或比較成本來安排出口生產，從而打破國際專業分工限制，利用閑置能力來促進經濟增長。

在一國存在閑置資源的情況下，加工貿易凈出口增加會導致國民收入成倍地增加。當利用剩余的資源生產加工貿易產品并出口時，獲得貨幣收入，這會使生產加工貿易產品的勞動者的收入增加，從而刺激消費和投資。根據凱恩斯的對外貿易乘數理論，最終使得由一次性的靜態貿易利益增加的國民收入總量會等于最初增量的若干倍。若再考慮由于生產的擴大產生的規模經濟效應時，加工貿易對經濟增長的作用會進一步擴大。與此同時，加工貿易緩解了中國勞動力有余而原材料不足的矛盾。中國的工業化進程受到生產要素不均衡的嚴重束縛，加工貿易是全球化條件下一國參與國際分工的重要途徑，是推進工業化的一條新道路。據統計，目前中國加工貿易企業直接就業人員在3000萬以上，加上依托貿易從事配套產業和服務業的就業人員總計達4000萬以上。另外，加工貿易帶來許多具有競爭優勢的新產業，這無疑增加了中國國內的就業崗位，緩解了就業壓力，促進了社會的安定與和諧［3］。

此外，從近幾年來加工貿易和直接投資的關系來看，直接投資有一定加工貿易傾向，同時加工貿易的迅速發展，又促進了外商直接投資的增加，從而為國民經濟的發展提供了資本積累。我國引進外資、發展加工貿易，有可能帶來先進技術，產生技術外溢，進而帶動東道國產業的技術進步。由于加工貿易“兩頭在外”與其投資主體大多是先進技術的攜帶者等特點，它為發展中國家提供了一個從其他國家學習的渠道。通過加工貿易的技術擴散，能夠減少學習成本，提高學習效率，在技術發展和技術升級的階梯上得以提升。

3加工貿易對我國經濟增長影響的實證分析

以上理論分析了加工貿易對我國經濟增長的影響，那么加工貿易對我國經濟增長的影響程度有多大?下面就用Eviews3.1軟件進行實證分析。

3.1經濟指標數據的選取

加工貿易影響經濟增長的方式主要有兩條:一是與加工貿易進出口總額有關;二是與加工貿易凈出口有關。因此，從這兩個方面來實證分析加工貿易對經濟增長的影響，即加工貿易出口與進口總額對經濟增長的影響，和加工貿易凈出口對經濟增長的影響。為實證分析浙江加工貿易對經濟增長的影響，將選取的變量為國內生產總值(GDP)、加工貿易進口額(IM)、加工貿易出口額(EX)，且都以億美元為單位［4］。用于分析的數據全部來自《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、中國統計局網站和中國加工貿易指南網，樣本數據為1989年至2009年的年度數據(見表1)。模型中各變量的含義是:IM代表加工貿易進口額，EX代表加工貿易的出口額，ALL代表加工貿易總額，NET代表加工貿易的加工貿易凈出口額。

通過對以上數據的觀察，發現GDP分別與加工貿易進出口總額、加工貿易凈出口之間呈非線性關系。通過散點圖(見圖4、圖5)比較分析，趨勢線最接近于對數形式，所以對原變量取對數，并通過Eviews3.1用最小二乘法運算，建立對數模型:lnGDP=3.819575+0.722307lnALL(1)lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX(2)通過回歸方程(1)、(2)中GDP總額對加工貿易進出口總額、加工貿易凈出口的簡單回歸模型，自變量(GDP)和常數項的回歸系數t都小于0.05，表明加工貿易出口GDP的影響是顯著的。GDP與加工貿易出口總額的復相關系數為0.954246，與加工貿易凈出口的復相關系數為6.147649。回歸方程的F也都小于0.05，也達到了較高的顯著性水平．以上分析表明:我國的加工貿易進出口總額、凈出口額與GDP總額之間都具有很密切的正相關性，而且擬和優度很好，說明加工貿易出口規模的擴大對經濟增長具有促進作用，對我國GDP具有較強的推動作用。又由于加工貿易的發展對我國國民經濟的體現主要在出口創匯方面，所以在此選取加工貿易凈出口額作為加工貿易的數據，GDP作為經濟增長的指標作如下計量分析。

3.2凈出口額和我國GDP的計量分析

3.2.1平穩性及協整分析

為消除異方差，對各變量取自然對數，分別記為lnGDP、lnIM、lnEX，lnNEX，其中，GDP為國內生產總值，IM為加工貿易進口，EX為加工貿易出口，lnNEX為加工貿易凈出口。

(1)單位根檢驗。

在進行經典的回歸分析時，要求所用的時間序列數據必須是平穩的，以避免由于“變化趨勢”存在而導致的“偽回歸問題”。但大多數情況下，時間序列都是非平穩的，不滿足經典回歸分析中對數據平穩性的假定。計量分析時，首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗。本文采用ADF方法進行檢驗，檢驗結果見表2。從檢驗結果看，原始序列、一階差分序列ADF的值大于臨界值(10%)，說明原始序列及一階差分序列都是非平穩的二階差分序列，ADF的值小于臨界值，可以認為經過兩次差分后序列達到平穩，即lnGDP、lnEX、lnIM都是二階單整序列，它們之間可能存在協整關系。

(2)協整檢驗。

單位根檢驗表明，加工的凈出口及GDP的對數序列數據都是二階單整的，所以它們存在一個平穩的線性組合，即加工的凈出口及GDP之間應該存在長期的穩定關系，做出其趨勢線，如圖6所示。可見加工貿易凈出口的對數和我國GDP的對數有相同的趨勢，所以有理由相信它們之間存在長期的協整關系，下面通過對式(2):lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX的殘差做單位根檢驗，看是否平穩。如果平穩，即兩者之間具有長期的關系。協整檢驗的結果見表3。

由表3可知，ADF值通過10%臨界值，所以可以近似看成它是平穩的。協整方程如下:lnGDP=6.147651+0.54688lnNEX從協整方程可看出，經濟增長與加工凈出口呈正相關關系，且經濟增長的彈性為0.54，即加工貿易凈出口增長1%將導致經濟增長0.54%。3.2.2誤差修正模型的建立由上可知，存在協整關系的非平穩變量的非均衡誤差是平穩的。根據格蘭杰定理:如果若干個非平穩變量存在協整關系，那么這些變量必有誤差修正模型表達式存在。因為本文的兩個變量都是二階單整，所以，設誤差修正模型(errorcorrectionmodel)如下:D2(lnGDP)=β0+β1D2(lnNEX)+β2ECM－1+u根據式(2)可求出ECM的值，再代入上式用最小二乘法即可求得，該方程為:D2(lnGDP)=0.0036+0.1069D2(lnNEX)+－0.2713ECM－13.2.3格蘭杰因果關系檢驗協整檢驗結果只告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。格蘭杰因果關系檢驗可以解決此類問題。對各變量的因果關系檢驗結果如表4所示。

格蘭杰檢驗結果表明，加工貿易凈出口是GDP增長的格蘭杰原因;GDP增長不是加工貿易凈出口的格蘭杰原因。綜合以上所有的實證部分，可以看出，加工貿易順差額與代表經濟增長的GDP都是不平穩的經濟變量，但從單位根檢驗中得出，其都符合二階單整，且殘差平穩，所以加工貿易順差額和GDP存在長期的協整關系，并通過誤差修正模型說明也具有短期的平穩關系，最終加工貿易順差額還是GDP的格蘭杰原因，說明兩者之間的正相關性是存在的。

4總結

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關鍵詞：收入分配；經濟增長；收入分配差距

中圖分類號：F126 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）010-0000-01

一、引言

收入分配與經濟增長關系是經濟學中一個古老而又永恒的論題。近年來，世界上包括我國在內的許多國家和地區都經歷過經濟快速增長的過程，盡管我國經濟一直保持著快速發展的勢頭，但很多國家在繁榮之后表現出了經濟的持續蕭條，這不得不讓人擔憂。因此，探求經濟增長過程中收入分配的變化以及收入分配差距擴大對經濟增長的影響顯得格外重要，而對學術界關于收入分配與經濟增長關系的研究進行梳理就有著廣泛的理論價值和現實意義。

二、收入分配與經濟增長關系文獻梳理

近年來，有關收入分配與經濟增長的關系研究主要表現為對收入分配與經濟增長關系經典理論的經驗檢驗，結論主要支持四種觀點：倒U型曲線關系、正向關系、負向關系以及不確定關系。

國內經濟增長與收入分配關系的研究文獻主要集中在對我國的實證研究，理論研究方面的文獻較少，其中比較有代表性的有：陳宗勝（1995，2012）在公有制經濟的框架下，研究了影響收入分配與經濟增長的多種因素，提出了基于公有制經濟的倒U型假設，論證了我國經濟增長與收入分配差距兩者之間倒U型關系的存在，在此基礎上指出并驗證了我國居民收入差別正在沿著公有經濟收入差別倒U曲線的前半段“階梯形”上升；史大林、王玉婷、鄭揚眉（2012）在公共選擇理論以及內生人口增長理論的基礎上，構建了一個以家庭教育―生育決策為傳導機制的政治均衡模型，認為收入分配差距與經濟增長呈負相關。張世偉（2007）等利用兩部門經濟模型進行研究后發現，在部門內部收入不平等水平固定的條件下，兩部門人均收入差距越大，倒U型假說越容易成立；在兩部門人均收入差距固定的條件下，部門內部收入不平等水平越小，倒U型假說越容易成立。

在實證研究方面，（1）周云波（2009）、高宏偉、王素蓮（2009）、許冰、章上峰（2010）、薛嘉春（2011）、廖信林（2012）、高帆（2012）等支持我國經濟增長與收入分配差距倒U型曲線的存在。廖信林等利用7個具有代表性轉型國家1986-2009年的數據，對經濟增長與收入分配差距的倒U型關系進行了驗證，結果表明經濟轉型國家經濟增長與收入分配差距之間存在倒U型曲線關系。（2）王小魯、樊綱（2005）等實證研究結果表明我國收入分配差距與經濟增長呈正向關系。王小魯、樊綱分城鎮、鄉村以及城鄉收入差距對我國的庫茲涅茨曲線進行了驗證，結果表明城鎮、農村的收入差距符合庫茲涅茨曲線，而城鄉收入差距只近似具有倒U形曲線的上升段的特征，總體上，經濟發展并不必然與收入差距呈倒U結果，這種關系受到很多因素的影響，就我國的實際情況來看，收入差距仍將持續上升，倒U曲線的下降階段仍遠不能確證。（3）米增渝、劉霞輝、劉窮志（2012）、姚萍、李長青（2013）等實證結果表明我國收入分配差距與經濟增長呈負向關系。米增渝、劉霞輝、劉窮志使用1998―2006年中國省級面板數據構建了增長、不平等與財政政策之間的動態關聯理論模型，分析后得出中國稅收多征于窮人，富人得到了更多的補貼，收入不平等加劇，資本雇傭勞動遭遇困難，經濟增長放緩，增長與不平等負向相關。（4）李實、趙人偉（1998、1999）、陳弘（2012）、王立勇（2013）等研究結果顯示我國收入分配差距與經濟增長的關系不明確。李實、趙人偉等（1998、1999）通過入戶調查以及參考統計年鑒數據，計算了各省份的基尼系數，對省內收入分配差距與實際收入水平關系進行統計分析，結果沒有從經驗上支持倒U型曲線的存在；王立勇等利用我國28個省、市1985-2008年的面板數據，研究了收入差距對經濟增長的動態影響，結果顯示，收入差距較低和過高時，收入差距與經濟增長的關系都是呈負向的，收入差距對經濟增長的影響存在一個由負轉正、又由正轉負的過程。

三、簡單的總結和展望

綜觀現有研究，大部分學者認為：經濟增長的過程中伴隨著收入分配格局的變化，在經濟發展的早期，收入分配差距會隨著經濟增長而擴大，而當收入分配差距達到一定程度以后，將會阻礙經濟增長。目前學術界存在的爭議主要是：（1）收入分配差距達到什么程度時會阻礙經濟的發展；（2）隨著經濟的增長，收入分配差距是否會如庫茲涅茨倒“U”曲線后半段一樣下降。對于這些問題的解答，還有待學者們進一步探討。

參考文獻：

[1]錢敏澤.庫茲涅茨倒U字形曲線假說的形成與拓展[J].世界經濟，2007（9）.

[2]周云波.城市化、城鄉差距以及全國居民總體收入差距的變動――收入差距倒U形假說的實證檢驗[J].經濟學（季刊），2009（4）.

[3]高宏偉，王素蓮.經濟增長與收入分配關系的實證分析[J].當代經濟研究，2009（12）.

[4]薛嘉春，韓建雨.我國居民收入差距發展趨勢研究――基于ARIMA模型的預測分析[J].當代經濟研究，2011（12）.

[5]廖信林，王立勇，陳娜.收入差距對經濟增長的影響軌跡呈倒U型曲線嗎――來自轉型國際的經驗證據[J].財貿經濟，2012（9）.

[6]史大林，王玉婷，鄭揚眉.收入分配與經濟增長――基于家庭教育―生育決策的政治均衡模型[J].宏觀經濟研究，2012（4）.

[7]王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分析[J].經濟研究，2005（10）.

[8]米增渝，劉霞輝，劉窮志.經濟增長與收入不平等：財政均衡激勵政策研究[J].經濟研究，2012（12）.