产业结构与经济增长现况论文（锦集11篇）
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产业结构与经济增长现况论文（锦集11篇）
下面就是小编给大家分享的产业结构与经济增长现况论文，本文共11篇，希望大家喜欢!
篇1：产业结构与经济增长现况论文
产业结构与经济增长现况论文
摘要：长久以来，经济学家们一直给予重大关注的经济要素便是经济增长，而产业结构与经济增长之间的关系非常密切，二者之间的关系也成为众多学者研究的主题。本文通过收集广西玉林市第一产业、第二产业、第三产业及GDP的数据，系统的阐述玉林市产业结构和经济增长的现状，分析玉林市产业结构和经济增长存在的问题，并提出相关政策建议。
关键词：广西；产业结构；经济增长
广西玉林市的地理位置优势非常明显，位于广西东南区域，和广东接壤，背靠祖国的大西南地区，交通十分便捷，是对接协调广西沿海城市和广西区内腹地经济区最为重要的端点城市之一，作为中国大陆走向“东盟”的最重要大陆通道和节点，依靠多个经济圈互相重叠的巨大优势，玉林经济在近年来取得了巨大进展。由于产业结构与经济增长的关系十分密切，分析玉林市产业结构的现状及问题，能够帮助玉林及时发现问题，采取措施，更好地促进玉林地区的经济发展。
1广西玉林市产业结构及经济增长现状
1.1玉林市产业结构的现状描述
1.1.1产业结构的涵义对于产业结构的涵义，我国一般把产业结构定义为产业间的关系，即在社会再生产过程中，国民经济各产业之间的生产技术经济联系和数量比例关系。我国目前将产业按一定标准划为三次产业：第一产业是指广义上的农业，包括种植业、林业、牧业和渔业；第二产业是指广义上的工业，主要有采掘业、制造业、电力、煤气、水的生产和供应业以及建筑业等；第三产业是指广义上的服务业，其活动是为了满足人们生活中不同于物质需要的需要，主要包括除了第一、第二产业以外的其他行业。1.1.2玉林市产业结构比率玉林市产业结构的调整和优化，原则上按“三二一”模型的产业结构比例来调整和优化。具体调整模式为：逐年调整第一产业，使其比重逐步下降；以及调整工业为主体的第二产业，使其比重增大；而第三产业则在不断拓展优化。玉林市的产业结构比例调整为17.9:42.7:39.4。可见玉林市第二产业占比重较大，是经济增长的主要因素，其次，第三产业对地区的经济增长贡献也较大。当然与其他地区的经济发展还是有很大差距，因此三次产业需要不断地调整和优化，使得玉林市经济增长速度快速提升。1.1.3农业结构方面玉林市是农业大市，近年来坚持以工业理念引领农业发展，构建现代农业体系，带动生产总值增长，使得经济增长速度快速上升。玉林市的农林牧渔业变化不大，与的总值404.75亿元相比，总值增长到426.69亿元，其中农业产值占41%，林业产值占6.1%，牧业产值占42.4%，渔业产值占4.4%，其他相关占6.1%。1.1.4工业结构方面玉林市即将进入工业化中级阶段，工业占据玉林市经济发展主导地位，产品产值迅速增长，规模以上工业保持较快的增长态势。20玉林市工业生产总值由上年的12337038万元增加到14299751万元，占玉林市GDP比重大，工业的贡献率高达48.4%，推动着全市的经济发展。1.1.5第三产业结构方面玉林市大力投资项目，扩大对外贸易，拉动内需，促进传统服务业发展，以及形成多样化的新市场格局。消费市场逐渐兴旺，第三产业稳步上升，对经济增长起到很大的作用。年社会消费品零售总额545.71亿元，比20增长了62.8亿元。第三产业总值由年的428.01亿元增长到2014年的501.08亿元。
1.2玉林市经济增长现状
1.2.1玉林市经济发展现状玉林市通过中国-东盟自由贸易区、与港澳地区合作等大型活动的优势，利用原有基础优势以及政府优惠政策，加强国际合作，面向世界，打造新产业基地。制定战略部署，以玉柴为主导企业，建立汽车动力制造基地以及汽车零配件生产基地，带动工业企业发展；建立以服装、皮具、编织主体等劳动密集型企业群体，发挥玉林市大量劳动力资源；构建以玉林制药企业为主体的中药生产基地，以陶瓷产业为主体的陶瓷产品生产基地，还有水泥生产基地，以及将农产品发展成食品加工基地，加快产业升级。通过产业基地的构建，大力推进产业结构的调整和优化，大力发展优势产业群，促进玉林市经济发展。1.2.2经济总量增加，三次产业发展迅速从2014年玉林市国民经济和社会发展统计公报可知，2014年玉林市地区生产总值(GDP)达1341.75亿元，比上年增加了8.4%。其中，第一产业比上年增长了248.81亿元，对经济增长的贡献率是6.9%；第二产业比上年增加长了591.66亿元，对经济增长的贡献率是63.3%，工业的贡献率高达48.4%；第三产业比上年增加了501.27亿元，对经济增长的贡献率是29.8%。全市的财政收入则达128.17亿元，比同期增加了12.6%。总体来说，三次产业发展迅速，玉林市的生产总值逐步上升，2013年以前经济增长速度连续实现十位数以上，2014年经济增长速度下降至个位数。这些数据说明三次产业的结构和经济增长是有一定的关系。
2玉林市产业结构存在的问题
由数据分析可知，玉林市第一产业比重在逐年降低，但比重相对来说偏大，其劳动生产率也偏低；第二产业比重在不断增大，数据表明工业还没有得到充分的发展，效益没有最大化；第三产业发展较落后，且是由玉林市经济快速增长带动发展的，与第一产业、第二产业没有形成良好的相互关系。玉林市产业结构调整或升级相对缓慢，并且产业结构内部之间存在矛盾和不足之处。将玉林市产业结构和广西产业结构相比较，广西三产业的比重由的22.9%、37.9%、39.2%，到2014年的15.4%、46.7%、37.9%，第一产业的比重下降，第二、三产业的比重是呈上升趋势，而玉林市产业结构也是在不断变化，但与广西的`产业结构变化是有区别的。
2.1第一产业
2014年玉林市第一产业增加值占地区生产总值的比重为18.5%，高于广西，数据表明玉林市是一个相对落后的农业城市。分析其部结构，2014年玉林市农、林、牧、渔业或其他相关的比重为41%、6.1%、42.4%、4.4%、6.1%，传统农业所占的比例仍较大，其他产业比重有所增加。虽然第一产业内部结构有所调整和优化，种植业比例降低，其他产业比重提高，但是第一产业劳动生产率偏低，现代化的科技技术在农业运用上受到限制，农业的发展在区域上有所限制。由于农业的基础设施不完备，自然灾害，地理环境，农业产品结构单一且分布不合理，以及农产品受到各种内外因素的影响，如市场化不足、经营方式落后、市场竞争力不足等原因，使得第一产业内部结构存在许多问题，不能及时适应市场上的供需求变化，即使玉林市人口众多，土地面积大，但在收益上还是有所偏低，不光影响着第一产业所占比重，也影响玉林市的经济增长速度。
2.2第二产业
玉林市的工业在持续发展中，大力引进先进技术，大中小企业也在不断地增加，企业总体效益明显，工业对玉林市的增长贡献不断地提高，拉动全市的经济发展。比起广西工业贡献的水平，玉林市第二产业比重是偏低。根据统计年鉴可知，第二产业内部结构，中小型企业多于大型企业，先进技术有限，即使第二产业比重稳步地提高，实际上存在许多不足之处，如内部结构升级和转型慢，在技术和创新上的水平是很低的，新兴产业少，传统工业比重偏大。玉林市在高新技术产业这方面发展缓慢，对于推动产业结构升级和经济发展有一定的影响。从2014年工业增加值来看，玉林市的新兴产业处于初级阶段，加快玉林市工业现代化，需要进一步的调整和优化内部结构。
2.3第三产业
玉林市第三产业比重是37.4%，低于广西水平。玉林市第三产业发展相对落后，与国内外理论上情况相符合，且其内部结构也存在不合理的地方。玉林市以批发零售贸易、交通运输等传统服务行业为主，所占比重偏大，发展意识不够强，在其他市快速发展时，玉林市许多行业处于劣势，竞争力压力大；新兴现代服务行业发展缓慢，数量较少，服务水平较低，竞争力水平也较低。即使现代化服务业中，如信息服务、电子科技、金融、新闻、出版社等信息化行业发展较快，但其发育不足，吸纳就业潜力还未得到充足的发展。
3对策建议
玉林市的产业结构变动和经济增长相互影响。若玉林市科学、充分地利用中国-东盟自由贸易区、北部湾经济发展区、“一带一路”倡议机遇和本市的区域优势，对产业结构采取恰当的措施，则能更好地实现本市经济良好发展。产业结构的优化需要从整体规划，注重产业结构内部协调，制定适合玉林市经济发展的战略方向，走可持续经济发展道路。遵循“增强第一产业、大力发展第二产业、升华第三产业”的指导方向，调整和优化三次产业。
3.1从整体优化产业结构
玉林市产业结构的调整，需要从整体上来分析，有计划、有步骤地按某比例调整第一、二、三产业的比重，引导产业转移，提高整体经济效益。对产业结构建立完善的综合评价制度，定时对现有产业进行分析和评价，再由所得结果，采取相关措施，使各产业按经济规律相互竞争达到动态平衡，有效地实现动态优化。
3.2从产业结构内部调整和优化
3.2.1第一产业由传统型农业向现代集约化生态农业方向发展第一产业由传统型农业向现代集约化生态农业方向发展，提高农业竞争力，加快现代农业化。因地制宜，发挥玉林市地区特色，加大发展农业龙头企业的力度。从品种多样化、技术创新、知识与实践相结合进行研究，强力打造玉林市主导农业。大力引进投资，发展产业；通过各渠道进行筹资，建立农业园、示范企业，推动农业的现代化进程。3.2.2发展第二产业成为支柱产业，改造传统工业，走向新型工业化道路玉林市按照布局集中、土地集约、产业集聚、生态环保，积极引导企业向工业园集中，形成产业群。目前，玉林市大力发展新型工业园区，引进投资，优化传统，提高技术创新，加快新兴产业发展。着力发展机械、健康、水泥陶瓷、服装皮革四大行业，打造玉林市主品牌，提高市场竞争力，同时引导产业全面升级，加快传统工业向新兴型工业转化。3.2.3优化第三产业，促进现代化服务业发展制定适当的优化政策，创造良好的环境，加快对交通运输仓储、批发零售业、住宿餐饮业等传统服务业的改造，加快对现代服务业的开发，尤其是金融保险、旅游、房地产、通讯、咨询服务、科技服务等新兴服务业。大力发掘服务业新优势，提高服务行业的发展空间。通过参与交易会、博览会、西部大开发政策等大型活动，以及抓住“一带一路”倡议的机遇，促进玉林市经济、创意发展，将东部第三产业向玉林市转移，提高新兴服务业竞争力。
参考文献
[1]杜超,李宇普.广西产业结构与经济增长关系的实证分析[J].经济管理者,(5).
[2]岑佳霖,邓国和.玉林市产业结构与经济增长关系实证分析[J].现代经济信息,(24).
[3]刘松竹.柳州市产业结构与经济增长相互关系的实证分析[J].广西财经学院学报,(2).
[4]梅文文.山西省战略性新兴产业选择与产业结构调整研究[D].中北大学,.
篇2：林业产业结构与林业经济增长的实证分析论文
林业产业结构与林业经济增长的实证分析论文
国民经济日益发展，人民生活逐步富裕，在广大人民群众享受物质生活的同时，低碳生活也成为人们追求的一种时尚，但生态保护问题一直都是阻碍林业经济增长的主要因素，于是我国进入了林业产业结构与林业经济增长的瓶颈期，要想从根本上治理和改善自然环境，只有进行林业结构的改革与创新，为林业经济增长创造有利的条件。
一、产业结构与经济增长的关系
1、林业产业结构的单一性制约着林业经济的增长
林业产业在我国的发展中不仅起着优化环境的作用，更可以推动我国经济的进步，但就当下的形势来看，林业产业结构已经起不到推动经济增长的效果，主要原因是，其一，林业产业结构单一，我国的森林资源虽然非常的丰富，但其产业结构却存在着单一化的现象，这样就使林业经济增长速度缓慢，制约着整体水平的发展；其二，结构不合理，我国的林业产业一直都是国家发展中的扶持项目，投入资金较多，但回收率却甚低。而随着土壤沙化、水土流失等现象的出现，更使森林资源的生态结构受到影响，另外我国的林业产业大多都属于国有资产，这就使人们在思想意识里缺乏责任心，更没有积极性、主动性和创新性，久而久之，就会造成林业经济负增长，尤其是国有林场需要大量资金扶持。
2、林业产业结构的落后影响着林业经济增长
首先，我国在林业产业结构上没有创新意识，对于生产经营渠道没有进行大力的开发与利用，更没有低碳环保的意识，所利用的经济增长点也不过是旅游、养殖等等一些常见的项目，而且各林业企业之间的竞争还非常的激烈，很难使经济得以快速增长和突破；其次，产业结构没有专业的人才作为后盾，是影响林业经济增长的另一个关键因素。因为缺乏专业的管理人才和技术人才，林业生产管理相对粗放，缺乏长远的计划和决策，森林经营大多立足于短期效益，大多数的工作人员一直在疲于应付当下的日常性工作，对于未来低碳视角下经济的发展后知后觉，转型迟缓。
二、让林业产业结构推动林业经济增长的实证分析与策略
1、对林业产业结构进行有效的调整
为了建立一个美好而和谐的生态环境，为人们创造一个绿色的家园，更为了推动我国经济的快速增长，必须要对林业产业结构进行调整，只有建立更加合理而规范化的林业产业结构，才能为低碳环保及经济增长提供有利的依据，奠定坚实的`基础，具体的调整策略可以分为三个部分：其一，依靠政府的扶持。政府部门对于林业建设的大力支持是进行产业结构合理调整的有利条件，所以要合理利用这一先机，制定合理化的调整机制，鼓励企业进行创新与改革，激发起人们的主观能动性，提高林业产业生产力，推动林业经济增长；其次，大力开发市场。要进行林业产业的开发，就必须要有好的市场，这样才能形成产、供、销一条龙服务，所以进行林业产业结构的调整时，必须把市场商机考虑在内，只有建立各种交易及管理规则，为林业产业开拓市场，在产业结构更加合理化的基础上带动林业经济的飞速发展；最后，依靠科学的支撑。现代化的时代更是科技化、信息化的时代，要改变传统的森林经营理念，用科学的手段进行林业的发展与建设，引进各种先进的技术和方法，让林业产业结构向着现代化的产业结构转型，达到林业生产与科学技术的有机融合，用新技术、新的经营模式来促进林业产业的更快发展。
2、建立林业发展的现代化队伍
只有先进的团队才能使林业建设与经济建设达到一个新的高度，所以作为林业部门一定要加强林业队伍建设，首先，要在低碳经济视角下大量的引进人才，培养人才，尤其是在生态环保方面，更需要专业技术精、政治作风硬、综合素质强的人才来做其坚强的保障，为林业产业的稳定发展服务；其次，要为人才建立各种学习与培训机制，只有不断的学习，才不会被时代所淘汰，所以在进行林业建设的同时，还要加强职业技能及各种能力的培训，以达到新时代林业经济建设的需求；最后，还要建立健全奖罚制度，做到奖罚分明，只有这样才更能吸引人才和留住人才，为林业建设的可持续性发展服务。
3、用新时代的理念对林业组织进行优化
我国林业结构的单一化是阻碍其发展的主要因素，因为结构效应与增长效应共同作用于林业总产值的增长率，而且其结构效应在其相对变化率中所起的作用更加不可忽视，所以要想使林业得以健康、稳定的发展，就必须对其组织结构进行合理的优化，用更为科学的组织架构来适应市场经济及生产经营的需要。比如说，可以在传统模式的基础之上加大林业产业的多样化，增加品种的多样性，在大力发展龙头企业的同时，积极培养第二、三产业的发展等等，只有在新时代、新理念的带动下，才能促进林业经济更加高效的发展。
三、结束语
总而言之，林业产业结构是影响林业经济增长的重要因素，要想在低碳经济视角下使林业经济增长达到良性循环，就必须适应市场的变化，加大林业产业结构的有效调整，建立规范化的管理制度，加强林业队伍建设，加大林业后备人才的储备，为我国林业产业走上健康发展之路奠定基础。
参考文献：
[1]肖敏静,赵璟.低碳经济视角下江西林业产业结构与林业经济增长的实证分析[J].中国林业经济,2010,05:32-35.
[2]陈金寸.低碳经济视角下林业产业结构与林业经济增长的实证探讨[J].企业改革与管理,,05:178+187.
[3]张国欣.低碳经济视角下的林业产业结构与林业经济增长[J].中国林业经济,2016,05:98-99.
[4]陈金寸.低碳经济视角下林业产业结构与林业经济增长的实证探讨[J].企业改革与管理,2016,05:178+187.
篇3：产业结构变迁对经济增长与波动的影响论文
产业结构变迁对经济增长与波动的影响论文
摘要：当前中国经济的正处于增长的阶段，产业结构的变动直接或间接的影响着经济增的增长的因素。改革开放以来，随着产业结构的新一步的调整所产生的结构趋势，不仅提高了经济效益而且促进了经济的迅速增长。而产业结构变迁的合理化是中国经济增长进入新阶段的客观因素，是迈向世界新技术革命和产业结构大调整的迫切需求。
关键词：产业结构；经济增长；经济波动
人们的生活不断提高，其经济要求越来越大，产业结构构亦称国民经济的部门结构。产业结构是由各部门的产业和各部门的内部体制组成。在一般分工和特殊分工的的基础上社会生产的产业结构或部门结构发展起来了。探求其产业结构，主要是研究其劳动资料、劳动对象和满足人们的物质和精神需求；从部门来看，主要是研究三大产大业及服务业中各个部门之间的关系，以及每个部门中他们的内部制度关系。产业结构也随之改动，产业结构中知识与技术创新、人口规模与结构、经济体制、自然资源等等是产业结构变迁过程中最基本的因素，也就是产业结构本本身、产业结构技术结构、产业布局、产业组织、产业链五个要素。其技术的进步和创新会打破原来的经济平衡，对特定部门的产业产生了具大的冲击力，从而造成了经济增长的波动；而经济体制的改变会引起投资者和消费者的变动，从而导致经济增长的稳定性。一般都会注重于经济的增长上，而经济的波动和经济增长所带来的红利是大体一致的。产业结构变迁为提高其经济效率，经济效率指社会经济运行效率的简称。经济效率是指时间、成本、代价等的提高。产业结构变迁包含产业结构合理化和产业结构高级化。合理化是指在一定的经济发展基础上得高经济效益；产业结构高级化亦可称为产业结构高度化，重心是第一产业农业（畜牧业、渔业、林业等）向第二产业制造业（采掘、电力和煤气业等）和第三产业服务信息产业（建筑、运输、通信、商业、职业性服务等）逐次转移的过程。产业结构合理化对经济的增长比较稳定，而结构高级化对其有不确定性。其衡量产业结构合理化的标准是充分利用本国的资源及国际分工的好处，有效的提高劳动力、土地、资本、企业家之间的结合、企业各部门的有效协调、经济效益的提高并满足社会的需求、实现自然资源的良性循环。衡量产业结构高级化的.标准是收入弹性原则(所得弹性标准)，即每增加一个单位收入与增加对某商品需求量之比、生产率上升率原则(生产率上升原则)、技术、安全、群体原则，以长期目的来看，技术的改革是经济发展的原动力，而新的技术是将来的核心，技术的缺乏让我们处于一个劣势，我们也需坚持；一个国家经济能够持续稳定的发展，主要要求保障其具有威望的产业；广泛范围的群体产业能均衡各部门产业之间的经济发展。以上所述是一国产业在一定时期的最为适合的产业结构，也是表示该国的产业结构得到一定标准化和高度化。
一、产业结构变迁中有效的利用生产力
在改革开放以来，生产力是提高对中国的经济发展、效益的必要因素。生产力是指人们创造财富的能力，其生产力的基本要素是人、产品、工具三个要素即指劳动者、劳动对象和劳动工具。提高生产力的方面主要有：以自然为体，通过数量直接提高经济的增长，如土地改革、赋税制度、生产劳动力、生产工具等这种方式来提高经济增长；间接以社会为体，可以通过将产业结构放入一个大的社会市场环境中，从产业结构的调整变动带动各行业的快速发展。具体如下：第一，有效的利力剩余价值，提高生产力。在一个人口大国中，其投资于第一产业的人口众多造成劳动力过剩，从而产生过剩的劳动力，不能促进经济的发展。经改革之后，农业的改革改善农民的基本的生活条件，人民的剩余劳动生活价值都有效的利用起来。发展农业、林业、牧业、皮革、纺织等等第一产业制造业，使人们的基础更加宽广，生活也是多种多样不在单一，人民的发展渠道也多种多样，劳动人民生活条件的多层面，人民的生活充满新的生机，生活也多姿多彩起来，从而消费水平提高，经济得到提高。而沿海地区对外开放的模式，形成各种经济体系，提高沿海地区的劳动力，吸引不同的游客，使工业、旅游服务业的发展。第二，产业结构转型的资金流动。产业结构的变迁，带动了发展中城市的快速发展，产生了富余的生活奖金。而“转”成为关键，怎样才能使旧的传统的产业焕发新的生机，进军新兴产业使其突破。而我们需要从第一产业的大量富余资金投入到第二产业，从而使第二产业资金短缺的经济问题得到了缓解，第一的产业也会得到投入的回转资金。加快了各发展中的工业化城市步伐，低产业资金投资高产业的这种奖金流动方式，为第三产业的崛起和发展积累了财富。其根据经济的发展实际形势审时度势、高瞻远瞩作出的科学决策，是我国现代发展的重中之中，也是我国对中原经济区充满新生活力的新兴中心城市产生积极而深远的影响。第三，城乡二元结构产生的差异。其现代化城市主要是以机械化的工业生产为主，而乡村是第一产业经济为主，在人口数量、道路水平、通信设施等等基础设施的差异，这种状况是现如今发展中国家的主要矛盾。其农村人口众多导致过多的剩余劳动力，灵活的利用剩余劳动力需实现城乡的良性互动，减少农村人口的数量，增加城镇人口，转移农村过剩劳动力。提高劳动生产率，优化第一产业结构，促进经济效率、第二、三产业的发展，这是个慢长的过程，其在转变过程中需循循善诱不能操之过急。这样有效地提高了劳动生产力，促使经济增长。第四，产业结构的内在结构。科学技术是第一生产力，经济的增长的主要因素主要有资金投入与劳动力，但资金投入所产生的效益取决于产业结构的科学技术。通过产业结构的变迁来提高经济的增长，是其当前经济增长的具体表现方式，更体现了各种资源的配置。知识与技术的创新与现代经济增长是密不可分的，知识与技术的创新是与各经济门相联系的，而经济的增长是与企业的主导产业部分相互配合的效益。企业各个部门的工作分工不同，而先采用吸收先进的知识与技术，就会成为其新的增长点，其可以带动其他部门的成长。引用先进的知识与技术进而创新是产业结构变迁所产生的结果。通过产业结构优化其企业的产业结构，带动经济的增长，已成为现社会财富积累及经济发展的新走向。
二、产业结构对中国经济的影响
产业结构的合理化是实现各部门的技术、关系、两者之间的关联程度的协和调节，还有产业的产值购造、技术结构、中间因素结构的协和调节；产业结构高度化是由传统产业转向新技术产业一种过度的过程。其产业结构合理化是产业结构高级化的基础，在形成一定的过程后产业结构高级化是产业合理化的必然结果,产业结构结构和高级化是统一的。推进产业结构变迁是如今我国社会经济发展的一项长期任务，其对经济增长和波动也是相互制约的。第一，产业结构对中国经济增长的影响。经济的发展，产业结构也随着变化，在现有的技术的基础上促使产业之间协调性。在过去的历史中，在经历的四次大革命中，第一次技术革命主要是纺织机器的发明和蒸汽机广泛使用，农业的生产机械开始起步；第二次技术革命始于19世纪70年代，其主要标志是电力的广泛，在第一次革命的基础上汽车、航空的工业发展起来了；第三次技术革命始于20世纪50年代，使原子能的利用、电子计算机的诞生和发展、高分材料、燃料等工业的起步；第四次技术革命起于20世纪80年代，统称为新技术革命，在生物工程技术、网络信息技术、软件技术等等。近几十年，高新技术的涌现和崛起，对产业结构变迁产生了重大影响，为知识经济和发展提供了基础。第一次技术革命属于劳动密集型产业，第二次技术革命具有资本密集的特征，第三次技术革命和第四次技术革命中诞生了新的产业，如计算机工业、宇航工业等属于知识技术密集或资本密集型产业。这四次的技术革命的产业结构是有所不同的，新技术革命不仅促成了各个时期主导产业的变化，使各产业在产业结构的地位发生变动，而且促进劳动力就业结构的调整。劳动力的提升，减少过剩劳动力，从而促使我国的经济发展。科学技术的提升是从客观的知识形态转化为物质的形态，是推动经济增长的源动力。产业结构的变迁具有一定的时期性、合理性对经济增长不同。对在经历了一定的阶段、文化背景、经济发展速度从而产生合理的产业结构，而相反的话有可能压制、控制经济的增长。从而得出产业结构与经济增长的影响的关系是十分密切相关的。从上述的四次革命中，可以看出每一次技术革命都是在特定的时期内发生的，其发生后其着重的产业也不同，其第一次技术革命其农业产业结构，农业基础设施的改善和农业的稳定发展至其劳动力密集将产生合理的农业产业结构，从而促使了农业经济的发展；第二次技术革命其电力是工业产业结构，工业可以轻工业和重工业两大类，侃经济向工业化的方向发展；其三次技术革命和第四次技术革命是信息的产业结构，现如今信息技术的高速发展，信息化的技术已成为了我国经济增长的主导产业。从而得出合理化的产业结构对经济增长影响有一定的稳定性。第二，产业结构变迁对经济波动带来的影响。产业结构合理化变迁对经济增长具有稳定性，因而从经济增长的稳定性也看经济的波动变化也不会太大，因而产业结构的合理化有约束经济波动的作用；产业结构高级化对经济增长具有不确定性的因素，对其经济波动也是一个发展方向，从而产业结构变迁对经济的波动是难以预料的。因此我们可以看出，国家的相关部门在制定产业结构时应倾向于其合理化，增长其经济效益，给未来经济发展添加新的动力，避免一些不必要的因素。
总结：从以上分析中得出，产业结构合理化是社会再生产进行必不可少的条件、取得最佳经济效益的前提和基础、一国经济进入新的长成阶段的客观要求、迎接世界范围内的新技术革命和产业结构大调整挑战的迫切需要。其要求是各产业间素质、地位、关联方式、供给和需求在数量与结构上协调。产业结构高级化应脱离“虚高级化”，以产业结构合理化为基础。产业结构对经济增长和波动的影响要术，是包含多个方面。产业结构的合理化对增长经济具有稳定性，产业结构的高级化在社会市场的体制比较贫管，有待提高。
参考文献：
[1]郑若谷,干春晖,余典范.转型期中国经济增长的产业结构和制度效应―――基于一个随机前沿模型的研究[J].中国工业经济.(02)
[2]卢二坡,曾五一.转型期中国经济短期波动对长期增长影响的实证研究[J].管理世界.(12)
篇4：不同产业结构下电力消费与经济增长的关系论文
不同产业结构下电力消费与经济增长的关系论文
1 引言
随着全球气候变暖和人类生存环境的恶化，越来越多的国家通过节能减排来保护环境，能源政策对经济增长的影响成为各国普遍关注的问题。如果存在从能源消费到经济增长的因果关系，那么保护能源的节能政策将会对经济增长产生负面影响；相反，如果存在从经济增长到能源消费的单向因果关系或两者没有因果关系，那么节能政策可能对经济增长没有或者有很小的影响。围绕能源消费与经济增长之间的关系，国内外学者进行了大量的实证检验，但迄今为止没有达成一致或令人信服的结论。本文尝试从产业结构的角度为实证结果的不一致给出一个较为合理的解释。
历史经验表明，由于不同产业部门生产等量GDP所消耗的能源不同，产业结构对能源消费和经济增长都有着重要影响。一般而言，第二产业单位增加值耗能要大大高于第一产业和第三产业。若经济中第二产业的比重较高，经济增长就会更多地依赖能源投入；反之，经济增长对能源投入的依赖程度就会较弱。我国各地区产业结构存在较大差异，如果把具有不同产业结构的省份划分在一个区域，必然会影响回归结果的显着性或者低估回归参数，得到不准确的结论。因此，本文以产业结构为标准对我国28个省市自治区进行划分，研究不同产业结构下能源消费与经济增长的关系。本文的划分方法具有两个优点：一是相对于已有的国别研究，利用我国不同地区产业结构的差别来研究两者关系，可以避免国家社会制度、经济体制以及宏观经济政策等方面的差异对两者内在依存关系的影响。二是相对于东、西、中地理位置的划分，更具经济合理性，所得结论也可为我国各地区电力需求预测、能源政策以及区域产业结构的调整提供科学依据。
2 文献综述与研究方法
能源消费与经济增长的因果关系存在着重要的政策涵义，因此学术界对这一问题进行了大量的实证研究。
Ozturk（2010）[1]对这一领域的研究成果进行了梳理，发现针对不同国家的实证结果不同，即使针对同一个国家，不同样本区间的实证结果也不一致。如Kraft J和Kraft A（1978）[2]利用美国1947~1974年的数据进行研究，发现存在GNP（国民生产总值）到能源消费的单向因果关系。然而，Akarca和Long（1980）[3]利用比Kraft J和Kraft A（1978）[2]更短的样本区间时，却发现两者之间并不存在因果关系。但Ozturk并没有给出引起差异的原因。本文认为，也有可能是不同区间，其产业结构不同所致，而这正是本文实证检验的部分。
在早期文献中，学者们大多运用对时间序列平稳性非常敏感的Granger和Sim因果关系检验，但很多研究在没有检验时间序列平稳性的情况下，直接使用时间序列的水平值进行检验，这种不科学的计量方法必然导致实证结果的不可靠。近年来，随着计量经济学的发展，对这一问题的研究出现了两个主要趋势：一是采用多变量模型，除了两变量模型中的GDP和能源消费变量外，还加入了资本、劳动和二氧化碳排放等变量，如林伯强[4]、Ghali和El-Sakka（）[5]、Huang等（2008）[6]和Apergis等（）[7]等。二是采用面板协整检验，利用多国数据或省级数 据 来 检 验 能 源 消 费 与 经 济 增 长 的 关 系，如Lee（）[8]、Francis等（）[9]、Mehrara（2007）[10]等。采用多变量模型是因为能源消费与经济增长之间的关系受到多种因素的影响，因此在回归中不能单纯考虑能源消费与经济增长两个变量，还要考虑到产业结构、能源结构等因素；采用面板数据是为了克服短期时间序列的缺陷以及小样本所造成的影响，增加检验的自由度。
近年来，也有很多学者对我国能源消费与经济增长的关系进行研究。
Zhang和Cheng（2009）[11]利用我国1960~数据进行研究的结 果 表 明，我 国 经 济 存 在 从GDP到 能 源 消 费 的 单 向 因 果 关 系。韩 智 勇 和 魏 一 鸣（2007）[12]的实证结果则表明两者之间存在双向因果关系，但不具有长期协整性。吴巧生（2008）[13]利用我国省际面板数据再次检验了能源消费与经济增长的关系，发现我国整体存在双向因果关系，但东部地区只存在从能源消费到GDP的单向因果关系，而西部地区只存在从GDP到能源消费的单向因果关系。相对于能源消费与经济增长关系的实证结果，电力消费与经济增长关系的研究结果比较一致，大部分文献认为我国只存在电力消费到经济增长的单向关系，如Shiu和Lam（2004）[14]、Yuan等（2007）[15]和Yuan等（2008）[16]等。林伯强（2003）[4]基于三要素生产函数检验了电力需求与GDP的关系，结果表明我国电力需求和GDP之间存在长期相互关系，而且从短期来看，显着 地 存 在 电 力 消 费 到GDP的 因 果 关 系。
Li等（2010）[17]将我国30个省份分为两组进行分析发现人均实际GDP和电力消费之间存在长期的协整关系。但是，由于划分标准和检验方法等诸多问题，这方面研究还比较少。
与已有研究不同，本文利用我国省际面板数据，基于各省市产业结构的差异，将其划分为三个区域，并利用面板误差修正模型检验了不同区域电力消费与经济增长的因果关系。为避免虚假回归，本文首先检验变量的平稳性，如果变量为平稳序列，则直接建立VAR模型。如果变量为非平稳序列，则检验变量之间是否具有协整关系，若变量之间存在协整关系，则建立相应的误差修正模型；若变量之间不存在协整关系，则需要经过差分，得到平稳序列后再建立VAR模型。总之，实证检验各区域电力消费与经济增长之间的因果关系，大致需要三步：面板单位根检验、面板协整检验和面板因果关系检验。
3 数据说明与区域划分
3.1区域划分
对各省市自治区如何进行区域划分是本文实证检验的关键。由于资源禀赋条件和产业政策影响，我国各省市的产业结构存在明显差异。为检验这种差异对电力消费与经济增长关系的影响，本文将依据各省市产业结构对其进行划分。一般来讲，产业结构是指一个国家或一个地区经济中产业的构成及其相互关系。研究中可以从多个角度来衡量一个地区的产业结构，比如产值结构、劳动力结构、相对劳动生产率等。产值结构（即三大产业增加值各占国民生产总值的比例）是研究中常用的一种方式。本文将依据各省市第二产业增加值占比对我国28个省市（因数据所限，不包括西藏、重庆和海南省）进行区域划分。因为本文采用的是面板数据，不同时期各省市第二产业增加值占比会略有不同，所以本文利用各省市1985~第二产业增加值占比的均值来衡量它们的产业结构。虽然在此期间各省市产业结构有一定的变化，但是总体而言没有太大的变化。除北京和上海以外，在此期间其他省市第二产业增加值占比的方差均小于0.005且大部分省市小于0.001.因此，本文认为各省市第二产业增加值占比的均值可以用于衡量它们在这一时期的产业结构。基于此，本文将我国28个省市划分为三个区域：第二产业增加值占比小于0.4（区域I）、第二产业增加值占比大于0.4小于0.5（区域II）和第二产业增加值占比大于0.5（区域III）。表1给出各区域所包含的省市。
3.2数据说明
本文采用1985~20的年度数据，主要包括我国28个省市自治区的国内生产总值（GDP）和电力消费量（ELC），数据来源于中国统计年鉴。本文采用电力消费而非能源消费的数据是基于以下两个原因：一是因为相比煤炭、石油等一次能源的消费数据，由计算机直接读出的电力消费数据更为准确，二是因为电力消费是中国能源消费的主要方式。因此，使用电力消费更能准确反映能源消费与经济增长之间的内在联系。GDP采用实际GDP数据，由名义GDP和以1978为基期的GDP平减指数计算得到①。所有变量均采用自然对数的形式。
4 实证分析结果
4.1面板单位根检验
面板单位根检验与普通时间序列单位根检验略有不同。假定面板数据的一阶自回归过程如下：yit =ρiyit-1+x′itδi+μit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，Ti（1）式中，xit表示模型中的外生变量，包括各截面的固定影响和时间趋势。
N表示截面成员个数，Ti表示第i个截面成员的观测时间长度，参数ρi为自回归系数，随机误差项μit满足独立同分布。如果|ρi|<1,则yit为平稳序列，如果|ρi|≥1,则为非平稳序列。依据对参数ρi的不同限制，面板单位根检验分为两大类：一类假设各截面序列具有一个相同的单位根，LLC（Levin-Lin-Chu）检验和Breitung检验；另一类假定各截面序列具有不同的单位根 过 程，如Im-Pesaran-Skin检验、Fisher-ADF检 验 和Fisher-PP检验。本文将利用LLC检验、Im-Pesaran-Skin检验和Fisher-ADF检验，综合判断各区域电力消费及经济增长的稳定性。
表2给出了不同区域各变量的水平值和一阶差分的单位根检验结果。对于所有区域，对数GDP和对数ELC的水平值在1%的水平下都不能拒绝原假设，即存在单位根，为非平稳序列。但一阶差分序列均拒绝了原假设，不存在单位根，表明对数GDP和对数ELC都是一阶单整序列。
4.2面板协整检验
由于面板序列为非平稳序列，因此需要进一步作协整检验。
Pedroni（）提出了基于Engle和Grange两步法的面板数据协整检验方法，该方法利用协整方程回归残差构造的七个统计量来检验变量之间的协整关系。就本文而言，可考虑以下回归方程：lnGDPit=αi+θit+βilnELCit+εit,i=1,2,…，N;t=1,2,…，T（2）lnGDPit表示第个省市第t期实际国内生产总值的对数，lnELCit则表示第个省市第t期电力消费量的对数。
αi和θi分别表示每个省市的个体效应和趋势效应，βi为协整参数。由EG两步法可知，若上式残差序列为非平稳序列，则变量之间不存在协整关系，相反，则存在协整关系。
在对残差序列进行平稳性检验时，Pedroni将具体的原假设和备择假设分为两大类：一类为维度内（within-dimen-sion）检验，主要检验同质面板数据的协整关系，包括面板方 差率统计量（Panel v-Statistic）、面板ρ统计量（Panelrho-Statistic）、面板PP统计量（Panel PP-Statistic）和面板t统计量（Panel ADF-Statistic）；另一类为维度间（be-tween-dimension）检验，主要检验异质面板数据的协整关系，包括组间ρ统计量（Group rho-Statistic）、组间PP统计量 （Group PP-Statistic）和 组 间ADF统 计 量 （GroupADF-Statistic）。Kao面板协整检验与Pedroni检验方法基本相同，不同之处是Kao检验在第一阶段将毁归方程设定为每一个截面个体有不同的截距项和相同的系数。表3报告了两种检验方法的检验结果。
如表3所示，在5%的显着水平下，对于所有区域，Kao检验的T统计量都显着。这表明不管是全国还是各区域，经济增长和电力消费之间都存在长期协整关系。
Pedroni检验的七个统计量并不完全显着。在这种情况下，应依据哪个统计量的检验结果，Pedroni（2004）给出了结论：对于小样本面板数据，小 样 本 面 板 数 据，GroupADF统计量和Panel ADF统计量相对比较稳定。因此，本文主要关注这两个统计量的检验结果。如表3显示，在10%的'显着水平下，所有区域的Group ADF统计量和Panel ADF统计量都拒绝了原假设，表明所有区域的经济增长和电力消费之间都存在长期协整关系。
基于上述分析，为避免变量的内生性或误差项的相关性，本文利用FMOLS模型（group-mean panel FMOLS）来估计各省市的长期协整系数。简单来讲，面板协整系数可由下式得到：^β*GFM= N-1∑Ni=1^β*FM,i^β*GFM面板协整参数，^β*FM,i则表示第i个单方程FMOLS估计。相应的T统计量则为t^β*GFM= N-0.5∑Ni=1t^β*FM,i,t^β*FM,i为第i个单方程FMOLS估计的T统计量。由于各变量均取了对数，因此，回归系数即为弹性系数。根据FMOLS的估计 结 果，我 国GDP的 电 力 消 费 弹 性 大 于1,为1.1548,即电力消费每增加1%,GDP将增长1.1548%.地区I、地区II和地区III GDP的电力消费弹性分别为1.0869、1.148和1.3105,均大于1,且随着第二产业增加值占比的提高，弹性系数也在不断增加，表明第二产业增加值占比越高，GDP对电力消费的变化越敏感。同时，本文也发现，对于我国的一些不发达地区，如青海、宁夏、贵州、内蒙古等地，GDP对电力消费的弹性系数小于1,表明这些省份的GDP增长对电力消费的变化并不是很敏感。
4.3因果关系检验---面板误差修正模型
Granger因果关系是指增加变量X的过去信息来预测Y比不增加时预测得更好。协整检验只能验证变量之间是否存在协整关系，但并不能表明变量之间的因果关系。为了进一步检验两变量之间的长期及短期因果关系，本文通过误差修正机制，建立了如下的面板误差修正模型：ΔlnGDPit=α1i+∑qk=1φ1kΔlnGDPit-k+∑qk=1γ1kΔlnELCit-k+λ1ECTit-1+ω1itΔlnELCit=α2i+∑qk=1φ2kΔlnELCit-k+∑qk=1γ2kΔlnGDPit-k+λ2ECTit-1+ω2it（3）Δ表示差分算子；q表示滞后阶数，由1IC信息准则确定；ω2it为满足标准假设的误差项。
ECTit-1表示误差修正项向量，由方程（2）得到。系数矩阵λ表明变量之间的长期因果关系，反映了变量之间偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的速度。系数矩阵γ表示变量之间的短期因果关系。本文利用F检验，对系数矩阵γ和λ的显着性进行检验。
表5给出了动态误差修正模型的检验结果。首先，分析关注各方程ECT的显着性。
ECT系数的大小表明各因变量在本期对前一时期偏离其长期均衡水平修正的程度，其显着性说明该变量关于长期参数的弱外生性。如表5所示，从全国范围来看，GDP不是弱外生的，即GDP会在t期对t-1期的偏离做出响应。但ELC是弱外生的，并不对t-1期的偏离做出响应。可见，从长期来看，电力消费是GDP的Granger原因，但GDP却不是电力消费的Granger原因。对于区域I、区域II和区域III来讲，结果也是如此。但是，对于不同地区，短期因果关系却不同。从全国范围来看，F检验的结果表明电力消费是GDP增长的短期Granger原因，但没有证据表明GDP是电力消费的短期Granger原因。对于区域I,结果却正好相反，这或许是因为区域I的第二产业增加值占比较低，导致电力消费没有成为GDP增长的Granger原因，GDP的增长却拉动了电力消费的增加。对于区域II,GDP和ELC互不存在短 期Granger因 果 关 系。对 于 区 域III,GDP和ELC互为短期Granger因果关系，这或许是因为区域III的第二产业增加值占比高，其GDP的电力消费弹性也相对较高造成的。
基于以上实证结果，本文得出如下结论：
①从长期来看，所有地区的电力消费与GDP均存在着均衡关系，且电力消费是GDP的Granger原因。
②第二产业增加值占比越高，GDP对电力消费的变化越敏感。例如，第二产业增加值占比最高的区域III与第二产业增加值占比最低的区域I相比，GDP对电力消费的弹性系数要高18.6%.
③从全国范围来看，存在从电力消费到GDP的短期Granger因果关系，反之，却并不成立。
④从区域来看，对于第二产业增加值占比较低的地区，电力消费与GDP之间并不存在短期的Granger因果关系；对于第二产业增加值占比较高的地区，却存在双向的因果关系。可见，第二产业增加值占比越高，电力消费与GDP增长的关系越密切。
5 政策建议
本文利用我国1985~年的数据，以产业结构为标准对我国28个省市进行区域划分，研究了不同产业构成下电力消费与经济增长的关系。实证结果表明产业结构对电力消费与经济增长的相互关系有着重要影响。相关部门在制定能源政策时，不应采取一刀切的方式，而应充分考虑各地区能源消费与经济增长关系的差异，进行全面的调查和研究，制定符合各地区经济可持续发展的能源政策。
从全国范围看，电力消费与经济增长之间存在长期协整关系，且电力消费是经济增长的Granger原因。因此，抑制电力消费会对经济增长产生不利影响，短期或长期的电力短缺可能造成GDP增长的减缓。政府相关部门应该采取一些措施来应对电力短缺，一方面应增加电力投资，尤其是风电、水电和核电等清洁能源的投资，另一方面应采取措施来提高电力能源的利用效率，比如推进电价改革、限制高耗能产业项目的过分扩张、加快产业升级等。
从区域范围看，各地区产业结构存在较大差异，电力消费与经济增长的因果关系也不相同。因此，要根据各地区的不同特点，制定差异化的能源政策。第二产业增加值占比较高的地区，电力消费与经济增长的关系更紧密。对于这些地区，采取不适当的节能政策会制约经济发展，应该加大产业结构调整力度，降低第二产业增加值的占比；而对第二产业增加值占比不高的地区，由于能源消费对经济增长的短期影响并不显着，因此可以采取较为严厉的能源保护措施。但从长期来看，还是应该采取提高能源利用效率的各项措施，促进本地区经济的可持续发展。
篇5：产业结构变动与新疆经济增长关系实证分析
产业结构变动与新疆经济增长关系实证分析
摘要：本文运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，对新疆1978-产业结构与经济增长之间的关系进行实证研究。实证表明：新疆产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系;短期内，就业结构对新疆经济增长有一定的促进作用;长期内，产业结构对经济增长有明显的正向影响。
关键词：产业结构 VAR 新疆 经济增长 协整关系
现代经济增长的模式本质上是以产业结构的升级为增长核心的，而产业结构的变动多伴随着就业结构的变动。库兹涅茨(1949)提出，一个国家国民收入的度量必须从产业结构的角度去衡量，而一个经济的产业结构又是由其生产方式所决定的。为此，1957年，库兹涅茨用50个国家的经验数据进行比较后发现，制造业部门的增加将伴随着人均国民收入的增长。因此，有必要从产业结构的角度去研究和分析经济增长。韩廷春指出，中国经济自改革开放后实现了高速增长，经济结构也发生了明显的变化。经济的总量增长和结构的演进既相互联系又相互影响。经济结构的变动及资源的有效配置是经济增长的两个重要因素。实证表明：结构变动带来的资源配置效应对经济增长的影响是显著的。刘伟，张辉()将技术进步和产业结构变迁从要素生产率中分解出来，实证度量了产业结构变迁对中国经济增长的贡献，并将其与技术进步的贡献相比较。实证研究表明，在改革开放以来的三十年中，虽然产业结构变迁对中国经济增长的贡献一度十分显著，但是随着市场化程度的提高，产业结构变迁对经济增长的贡献呈不断降低的趋势，逐渐让位于技术进步，即产业结构变迁所体现的市场化的力量将逐步让位于技术进步的力量。
新疆属于欠发达地区，随着改革开放的推进，新疆在经济上保持较快的增长速度，其产业结构也不断得到调整和优化，并进一步推动经济的发展。但产业结构与新疆经济增长之间是否存在长期均衡关系，未来如何处理产业结构与经济增长之间的关系，这关系到新疆经济可否持续快速增长。本文将运用VAR模型，在实证的基础上对这些问题作出解答并提出政策建议。
一、数据处理
本文基础数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，《新疆统计年鉴》()，样本区间为1978-20。本文中的产业结构变量是用一般意义上的概念，它是指国民经济各个产业之间的组织和构成情况及它们所占的比重和相互关系。代表产业结构变迁的的变量通常有第一、二、三产业的产值结构、劳动就业结构、资产结构和技术结构等。这些变量从不同的角度说明了产业结构状况。因此，为全面反映产业结构与经济增长的关系，本文引入国内学者常用的产值结构和就业结构作为产业结构的代表变量。在计算具体指标值时以第一产业的比重结构为例。以GDP作为总产出的基本指标，为了数据的可比性，以1978年为基期进行换算;为了更好的反映产值的实际结构，本文同样以1978年为不变价格的每年第一产业的实际值与三大产业实际值的和相比得到。本文中，Y表示实际GDP;PS表示第一产业实际值与三大产业实际值之比;LS表示第一产业从业人员与全社会从业人员之比，为了消除异方差的影响，本文对数据取自然对数，并且这样得到的系数为变量之间的弹性，有益于问题的分析。分别表示为LNY，LNPS，LNLS。
二、分析框架和模型
VAR模型是一种计量经济学建模技术，为了避免单方程计量经济模型不能描述变量之间相互影响的缺憾。它是由一组相互联系的方程所组成，但是VAR模型不是一般意义上的联立方程模型，它主要具有以下特点：第一，它属于非结构化的模型;第二，所有变量都是内生的;第三，具有完全相同的解释变量。因而，它既能够考察变量间双方向的影响关系，又能够克服联立方程模型的变量内生性与外生性划分和模型识别等麻烦。选取了3个内生变量，并且不考虑外生变量的影响的VAR模型的具体形式为：
Yt =ΠiYt-i+Ui =Π1Yt-1+Π2Yt-2+…+Πk
Yt-k+Ui，Ui～ΠD(0，Ω) (1)
其中，，Ui是随机误差项矩阵，Πi方差协方差矩阵，t表示时期，i表示滞后期，k表示最大滞后期。若VAR模型中的非平稳变量存在协整关系，我们就可以在VAR模型(1)基础上经过协整变换建立向量误差修正模型，表示为：
(2)
其中，φi=-(I-Π1-Π2-…-Πi)，φ=-(I-Π1-Π2-…-Πρ)，上式称作向量误差修正模型(VECM)，即一次差分的VAR模型加上误差修正项φYt-k。设置误差修正项的主要目的是将系统中因差分而丧失的长期信息引导回来。参数矩阵φi和φ分别是对Yt变化的短期和长期调整。
本文实证检验包括六个步骤：第一，确定时间序列LNY、LNPS和LNLS的平稳性;第二，VAR模型建立;第三，检验LNY、LNPS和LNLS之间是否具有协整关系，即变量之间的是否具有长期均衡关系;第四，Granger因果关系检验;第五，如果变量之间存在协整关系，在VAR的基础上给出向量误差修正(VEC)模型，检验是否具有误差修正机制;第六，利用脉冲函数和方差分解来研究各变量的动态特征。本文所有分析检验均使用Eviews 6. 0计量分析软件进行。
三、实证检验和分析
(一)平稳性检验
在进行协整性检验之前，要先检验每个序列的平稳性。检验序列是否平稳的通常做法是单位根检验中的ADF(Augmented Dickey Fuller)检验。我们运用AIC标准来判断检验的滞后阶数，并用麦金农(MacKinnon)临界值来判断是否具有单位根。结果如表1所示，5%水平检验结果显示着三个变量的ADF值的绝对值均小于临界值，所以原序列是非平稳，具有单位根。我们继续检验它们的一阶差分，结果显示三个变量的一阶差分的ADF值的绝对值均大于临界值，所以它们的一阶差分是平稳的。
(二)VAR模型的建立
在建立VAR模型之前先确定最大滞后期k很重要。因为如果k太小，误差项的自相关有时很严重，将会导致被估参数的非一致性，所以通过增加k来消除误差项中存在的自相关。但是，k又不能太大，因为如果k太大会导致自由度减小，并直接影响被估参数的有效性。对于滞后阶数的选择有多种判断准则，其中包括LR统计量、赤地信息准则(AIC)以及施瓦茨准则(SC)。本文根据AIC，选定VAR模型的最优滞后阶数为3。且模型的根都在单位圆内，VAR模型设定稳定。
(三)协整检验
本文以表1的结果为基础，采用Johansen和Juselius于1990年提出的用极大似然估计来检验多变量之间的协整关系，即Johansen检验。检验结果如表2所示。可以看到在5%的显著水平下， Trace test and Max-eigenvalue test都显示了有两个协整方程。也就是说LNY和LNPS、LNLS之间具有一种长期的均衡关系。
对协整向量进行标准化，两个变量之间的其中一个协整关系如模型(3)所示：
(3)
式(3)表明，新疆第一产业的结构变动与经济增长的变化方向是相反的。当第一产业的产值结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动0.19%;第一产业的就业结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动5.05%。
(四)Granger因果检验
根据AIC准则和SC准则确定各变量滞后阶数为2，对各变量进行Granger因果检验结果表明，见表3，在5%显著水平下，经济增长是第一产业就业结构的Granger原因，而第一产业就业结构不是经济增长的Granger原因;经济增长是第一产业产值结构的Granger原因，而第一产业产值结构不是经济增长的Granger原因;第一产业产值结构与第一产业就业结构之间没有关系。
(五)向量误差修正模型(VEC)
误差修正模型把表示偏离长期均衡关系的项作为解释变量放进模型中，描述了对均衡偏离的一种长期调节。这样在误差修正模型中，长期调节和短期调节的过程同时被考虑进去。建立在协整理论基础上的VEC模型既能反映不同经济序列间的长期有关信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高度稳定性和可靠性的一种经验模型。向量误差修正模型的估计结果见表4。
误差修正项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从表4中可以看出，其中产值结构的调整力度最大，经济增长和就业结构的调整力度较小，说明经济增长和就业结构的变化主要以短期波动为主，而产业结构的变化以长期为主。
(六) 脉冲响应函数和方差分解
1、脉冲响应函数。脉冲响应函数刻画的是，在扰动项上加一个标准差大小的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过VAR模型的动态结构传导给其它所有的内生变量。在图1、图2、图3中，横轴表示冲击作用的响应期数，纵轴表示各变量的变化百分比。
图1是GDP对各个变量冲击的脉冲响应函数图。图2是产值结构对各个变量冲击的脉冲响应函数图。图3是就业结构对各个变量冲击的脉冲响应函数图。由于本文主要是研究经济增长与产业结构的关系，所以主要分析经济增长对产值结构和就业结构冲击的反应以及产业结构对GDP冲击的反应。从图1可以看出，GDP对产值结构的冲击第一、第二、第三年几乎没有反应，说明GDP对于产业结构变化有一定的`时滞，到第八年达到最大，随后趋于稳定，这可能由于新疆第一产业占GDP的比重小，其经济结构的合理化导致经济增长比较慢，产业结构的合理化最终导致了GDP的增长;给就业结构一个正向冲击，GDP立即增长，其在第六年达到最大，其后趋于稳定。
从图2可以看出，GDP的变化对产值结构的作用是负的，即给GDP一个正向冲击，产业结构下降，即随着经济的增长，产业结构不断合理化，最终在第九年后，产业结构趋于稳定。这和产业结构的演变规律是一致的，随着经济的增长，第一产业的比重越来越低，最终占GDP的一个稳定比重。
从图3可以看出，GDP的变化对就业结构的影响先是正的，随后是负的。说明在第一二期，由于经济的增长，投放于第一产业的资本在增加，这样吸收了一部分的劳动力，使得第一产业就业量增加，但随着经济的进一步增加，第一产业的劳动生产率不断增加，使得第一产业的剩余劳动力不断地向第二、三产业转移。最终趋于一种平衡状态。
2、方差分解。方差分解提供了另一种描述系统动态的方法。脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解则是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度。进一步评价不同结构冲击的重要性，即变量冲击的贡献占总贡献的比。各变量的方差分解图如图4、图5和图6。
直观地来看，在图4中，GDP对其自身的贡献最大，达到了63%左右;其次是就业结构，大约26%;对GDP贡献最小的是产业结构，约11%。这个结果和前面的协整分析结果是一致的，就业结构对经济增长的影响要大于产值结构的影响。在图5中，短期内，产业结构的变化主要由GDP和产业结构的冲击造成的;长期来看，GDP对产业结构的贡献最大，其次为产业结构，最小的为就业结构，贡献率大约为60%、22%和19%。图6中，就业结构的波动比较大，短期内，产业结构和就业结构解释了就业波动的80%左右;但长期内，GDP解释了就业波动的59%，就业结构和产业结构对就业结构的贡献率分别约为25%和16%。
四、结论和建议
本文运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，对新疆的产业结构效应与经济总量效应之间的关系进行实证研究。结果表明，尽管新疆经济增长与产业结构变动都不具有平稳性，但长期而言，二者在统计上是高度相关的。新疆产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的协同互动关系。从经济发展的不同阶段来看，经济总量增长率高的时期，产业结构变换率也就越高，同样，产业结构变换率越高的时期，经济总量的增长也就愈加迅速。由此提出以下建议：
新疆应当通过实行适当的产业政策调整和优化产业结构，从而促进经济增长。根据协整分析，新疆产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的协同互动关系;根据脉冲响应函数分析，产业结构对新疆经济增长有着重要的影响。所以，新疆应制定合适的产业政策， 确定相应的产业发展重点，从而积极有序地推进新疆产业结构的调整与升级。按照实证分析的结论，新疆第一产业的结构变动与经济增长的变化方向是相反的：当第一产业的产值结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动0.19%;第一产业的就业结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动5.05%。结合脉冲响应函数，短期内，由于产业结构有时滞效应，新疆可以加大第一产业的劳动力人数，这有利于经济的增长。
在中期内，劳动生产率在不断提高，伴随着产业结构的调整，不仅要注意第一产业产值在总产值中的变化，而且要注意第一产业就业人口在总就业人口中的变化。在第一产业中，要重点发展高质、高产、高效农业和生态农业，结果显示，中期内降低第一产业就业人口的比重，可以促进经济的快速增长。
篇6：电子商务与经济增长协调发展论文
电子商务与经济增长协调发展论文
一、电子商务复杂大系统的特征
（一）复杂大系统的特征
从现代经济发展的大趋势来看，复杂大系统具有开放性、层次性、动态性、复杂性特征。一般来说，复杂大系统都是有人、机、环境三大要素来构成的，要素之间的沟通需要借助环境所赋予的各项参数进行，因此社会经济系统必须是一个开放性的系统，否则其会失去生命力。构成复杂大系统的要素通常是许多小系统，这些小系统在独立发挥作用时是呈现层次性的，这也体现了复杂大系统的层次性。社会经济是不断发展变化的，这也使得复杂大系统的稳定状态是动态的，社会经济因素的变动带动系统的变动。复杂性则可分为三个层次，即物理层的复杂性、生物层的复杂性、社会经济层的复杂性。
（二）电子商务的大系统特征
电子商务的大系统是社会经济复杂大系统的重要组成部分，可视作是其子系统，因此电子商务的大系统除具备复杂大系统的主要特征之外，还具有电子商务系统的特征。电子商务的大系统是开放状态的，它面向的是所有企业与个人，在开放的环境中完成物质交换与信息交换。系统通常包含若干个子系统，这是由其商务活动的性质决定的，比如企业投入的资源、各职能部门等。系统的子系统种类繁多且复杂，由于电子商务大系统具有开放性特征，这使得构成或参与电子商务活动的要素很多，每个要素都可能成为一个子系统，这造成了子系统的种类繁多且具有复杂性特征。
二、电子商务与经济增长协调发展控制理论与方式
（一）电子商务协调发展的大系统递阶结构
电子商务系统是社会经济大系统的子系统，因此其可按照大系统的多层递阶结构思想来建立多层管理模式，即将电子商务系统按照构成要素分成相互独立的多个子系统，每个子系统相互关联，通过统计指标分析可建立三层结构的递阶结构系统：局部控制级（直接控制层，最低决策级）、递阶控制级（最优化层、中间决策级）、协调控制层（自适应层，最高决策级）。根据国民经济控制原理，这种三层结构的电子商务递阶结构系统更有利于实现国民经济的协调控制，促进产业组织结构的优化，改善企业经营管理。递阶结构的'电子商务系统体现较强的双向控制特征，即电子商务与经济增长的双向控制。
（二）电子商务与经济增长间的协调发展指数模型
要研究电子商务对经济增长的协调控制评价，需要建立电子商务与经济增长的协调控制指数模型，该模型需要满足两个要素，即协调度与发展量。首先，根据电子商务与经济发展的特征与相互关联，建立电子商务与经济增长的协调发展评价指数，并对该指数进行无量纲处理，使该模型能够实现量化分析；其次，据大系统的协调原则，即关联预估原理，计算每个指标的状态变量指标的协调变量，并对无量纲指标进行标准化处理，并进行加权加法。
（三）电子商务协调控制模型
在研究电子商务与经济增长的协调控制时，可将电子商务视作一个大系统，将其构成要素视为其的子系统，那么从电子商务与经济增长的实际出发，通过分析电子商务大系统的各个子系统模型，并在内在关联的作用下生成整体的模型结构。即：Xij(k+1)=φ(k)θij(k)+vij(k)从模型的构建来看，其计算过程如下：
①收集研究对象的资料，并根据构建模型的需求统计单个指标；
②根据上述模型计算时变参数θij(k)；
③在确定好各项参数后，结合实际情况采取最为合理的方法对参数进行估计与预测；
④采用状态方程的自适应预测与控制；
⑤进行电子商务大系统的自适应协调控制。
三、电子商务与经济增长协调发展及双向控制
（一）电子商务—经济增长协调发展控制
要想分析电子商务—经济增长协调发展，必须设计出电子商务系统控制指标与经济系统控制的指标，然后计算协调度指标。电子商务—经济增长协调发展控制指标体系主要包括信息资源开发效率指标、信息资源投入效率指标、信息资源利用效率指标、协调度指标。协调度指标主要包括管理运行协调度、企业文化适宜度。将所有指标明确后，经过无量纲化处理，即可实现对电子商务—经济增长协调发展控制的评价。
（二）企业电子商务协调发展评价
企业电子商务协调发展评价既是将电子商务大系统所有指标进行加权量化，一般采用多级模糊综合评价方法进行。涉及评价的指标主要包括内生信息资源产出率、外生信息资源产出率、电子商务收益率、电子商务销售收益率、信息基础设备使用率、电子商务需求效率、电子商务应用效率、电子商务利用率、专利成果利用率、电子商务人员业绩、电子商务系统运行调度、企业文化适宜度、管理运行协调度等。对所有指标因素进行量化加权后，通过综合分析，可实现电子商务经济协调发展评价。
（三）电子商务与经济增长的协调控制思路
电子商务与经济增长之间的关联程度可直观的反应企业经济活动水平，电子商务系统质量则决定了电子商务系统的运行效率与经济效益，因此在进行电子商务与经济增长协调控制时，应考虑电子商务系统控制的目标，即提高区域经济系统的电子商务资源配置效率，提高经济增长层次。
篇7：浅谈经济增长中的产业结构变迁和科技创新进步论文
浅谈经济增长中的产业结构变迁和科技创新进步论文
伴随着科技水平的不断提高，市场经济的高速发展，我国在经济增长中其产业结构逐渐显示的很重要，但是其产业结构变迁对我国经济增长造成的比重逐步增强。近几年来，相关的研究人员就科技创新进步方面上的分析表明，在经济增长中产业结构变迁的影响强弱不会消除市场经济改革中的效益，但由于经济体制的不完善，使得一些发展因素会妨碍资源配置利用率的提升，因此，要加快完善市场经济体制的步伐。本文会就科技创新进步与结构变迁两者分开考虑其在生产率中的具体影响，将重点放在产业结构变迁在经济增长中所产生的影响上，促进我国经济体制不断健全。
在我国经济产业结构发展中经历了三次比较重大的变革，直接影响到经济的增长。在经济发展的过程中，以市场经济为导向，推动经济产业之间的协调发展，共同进步，进一步完善发展不健全的市场经济结构。国内的经济产业结构正向着高速改革阶段发展，其市场经济产业结构的变迁能够有效地调节所反应的效应，有效地促进国内经济呈增长趋势。
一、在经济增长的要素中产业结构所体现出来的作用
现如今，在结构上和总量上我国的经济发展都有着十分大的变化，在改革开放后我国的经济发展进入了快速阶段，我国区域面积广，中、东、西部地区发展经济的速度差距较大，由于各个地区经历着不同的发展道路，使得在经济发展中产业结构对其产生的影响有着大幅度的不同。在改革开放之前，我国的经济产业体制发展方向上出现了错误，不合理的资源分配，导致企业自身失去了合法权利，无法全方位的发展其重工业，是我国的人力、财力、物力都不能充分的分配到重工业的发展中去，致使我国的经济产业结构失去平衡。由于没有充分的发展重工业，轻工业的技术水平又相对较落后，同时重工业的发展程度有限，经济效益低，妨碍了国内的经济增长总值，使得经济发展一度处于瘫痪阶段。改革开放后，在市场经济的推动下，产业结构进行不断的整改，促使了国内经济的快速发展。
二、影响产业中经济结构变迁中的要素
(一)劳动中的生产效率
在研究因产业结构变迁所产生的变化时，生产增长率作为基础标准。劳动生产率的增长对经济结构的变迁影响的占据不小的比例。倘若我们将用这个表现在产业结构分类上，会不同程度的影响到三大产业结构变迁值。由于经济发展的失衡，城镇与乡村发展差距大，使得农村生产力不再处于农业生产结构中，加快劳动份额的增长值减少速度，导致劳动生产效率大量提高，在某些情况下，劳动生产率的增长是在经济产业结构变迁和科技创新进步一起作用下产生的，所以第一产业在数据情况为负值。在第二产业中生产率增长值较低，其科技创新进步对提高劳动生产率起着关键的作用，产业结构变迁值变化不大，产生的数值为负值。第三产业的劳动力基本上都来自于农村，使得人均生产值降低，但在一定程度上促进了资源合理配置，提高了劳动生产率，综上所述，科技创新进步对市场经济增长的影响远远小于产业结构变迁对其产生的影响。
(二)综合要素的生产效率
在研究经济增长数据时，全要素生产率是影响经济增长数值的重要因素，要依据实际情况比较结构变迁与其相互作用，得到相应的比较数值。想要知道真实中在产业结构变迁中全要素生产率起着怎样的作用，除了要考虑经济活性指标的生产率进行确认，还需对的全要素的具体要求进行分析。由于全面素生产率与投入要素增长率是成反比，同时产业结构变迁和科技创新进步在全要素生产率中是朝着同一方向变动的，因此，在一定条件下产业结构变迁与科技创新进步的效应也许能相互替代。
三、未来发展中产业结构变迁如何进展
(一)加快就业结构调整，提高产业变迁的资源配置效率
在经济增长中，造成产业结构变迁效应降低的主要原因是资源配置率的差距不大，导致产业结构变迁的贡献值降低，更易受技术进步的影响，在不同产业各种因素中，处于同向趋势，在前期因素分配率存在差距期间是不能逆转的，会导致第三产业在劳动力分配上不合理促使个人劳动生产率降低。然而相对于第二产业是资本分配不合理，使得剩余劳动力或其他劳动力无法得到充分的利用，各方面的原因使资源配置率落差出现颓废的`现象，从而使资源配置率差距扩大化逐渐恶性循环。主要原因在于我国城乡经济体制结构差异较大，使得经济市场劳动力数量上大幅度提升，数量上的提升导致每个劳动力所获得的收益直接降低，人均收入水平无法满足日益增长的社会需求，这就需要我们必须加快就业结构变迁的步伐。
(二)积极推动科技创新进步，促进产业变迁更加合理化。
在推动科技进步与创新过程中，一方面我们要学习和引进发达国家的先进技术，但不能长期依赖国外技术，同时我们还要做到在引进发达国家先进技术的同时消化和吸收技术，不断形成自主核心技术;另一方面还需要我们在充分发挥区域资源优势的基础上，在加强服务业与工业、农业的深度融合，技术与产业融合，培育发展新兴产业，不断催生新技术、创新产业业态、创新产品和创新企业组织结构、以及创新生产经营管理模式等方面，采取积极鼓励和大力扶持的引导政策，加大投入，以促进产业变迁更加合理化。
四、结论
由于各要素的影响，表明在改革开放初期，我国进行了多种产业结构和技术进步的变化，产业结构变迁与技术进步进行相互比较，经济增长受产业结构变迁对的力度影响力更强。当代，对于经济增长，技术进步因素在其这方面的影响表现明显，结合现实的发展状况，在未来经济发展中技术进步和创新是十分重要的，其产生的影响有可能大于产业结构变迁对其造成的影响。产业结构得变迁和经济的增长水平是相互作用的，加快产业结构的持续发展和经济增长的脚步，同时经济体系的整体发展也会推进产业发展的进程，现实情况中会存在各种不利因素，使产业结构变迁在对推动经济持续增长上无法得到充分的发挥。
篇8：环境约束与经济增长的论文
关于环境约束与经济增长的论文
环境约束和经济增长有着什么密不可分的关系呢，下面让我们一起莱卡这篇论文吧。
人类的经济生活从来没有离开过环境的约束，经济增长也从来没有摆脱环境的制约，环境可持续发展更是经济可持续发展的必要条件。正因为如此，虽然在一段时间内，经济学过度重视了经济增长问题，但是，经济学从来没有漠视环境的重要作用。尤其是近30年来，世界各国和国家社会日益重视环境保护，在环境保护和经济活动之间寻求合理的平衡，从追求增长目标转向可持续发展目标。现代经济学理论也承继了古典经济学、新古典经济学对环境问题的研究，更加深入系统地探讨了环境问题。
一、古典经济学和新古典经济学环境问题分析的简要回顾
在所有的古典经济学理论中，包括亚当•斯密、托马斯•马尔萨斯、大卫•李嘉图、约翰•斯图亚特•穆勒等的理论，都有关于经济增长受环境条件限制的论述[1]。新古典经济学也没有忽视环境的重要性，例如，剑桥学派的代表、新古典经济学的奠基者阿尔弗雷德•马歇尔就曾经说，“在某种程度上，仅有两种产品，即自然界与人类。人类自身很大程度上受制于他所处的境况，其中自然界起着重要的作用。同时，‘……一国受自然资源的限制，劳动和资本每年所能够生产的净产品总量是既定的’”[2]。这段论述表明，马歇尔把自然界和自然资源视为生产的根本性因素。在马歇尔之后，皮古在福利经济学中论述了环境对福利的影响，阿尔文•费雪在对资本做出各种定义时，将湖泊、河流等自然禀赋视为资本。郝特林在解释“后代需求”时提出的“使用者成本”在凯恩斯那里被用来解释“永久性收入”，即可持续性收入[3]。诚然，在二战后的一段时期里，新古典经济学几乎只强调经济增长问题，如哈罗德、多马、索洛、萨缪尔森等假设产出是由劳动和资本两个要素决定的，并假设自然条件给定，将自然环境排除在生产函数之外，在对经济增长的分析中只是强调储蓄、投资、资本积累、劳动生产率以及资本与劳动替代率等因素[4]。但是，对自然环境因素的排除并未维持太久。到20世纪70年代，经济增长模型越来越重视自然资源稀缺性问题，如斯德哥尔摩经济学院的Karl-GoranMaeler、剑桥大学的ParthaDasgupta、加拿大皇后大学的JohnHartwick以及麻省理工学院的RobertSolow等[5]。
二、考虑环境成本的哈罗德-多马经济增长模型
不考虑环境成本的哈罗德-多马模型的基本思想是：假设基期的资本量和收入分别为K和Y，随后增长期的资本量和收入分别为(K+ΔK)和(Y+ΔY)[6]。k为资本-产出比，并假设资本-产出比是不变的。那么，k=K/Y=(K+ΔK)/(Y+ΔY)=ΔK/ΔY(1)追加资本，也就是投资，可以被定义为，I=ΔK=kΔY(2)定义储蓄(S)是一定比例的国民收入，这个比例(即储蓄率)为?，并假设投资等于储蓄，即I=S，于是，I=S=?Y=ΔK(3)将式(2)代入式(3)得，?Y=kΔY(4)整理式(4)便得到基础的哈罗德-多马模型，即，ΔY/Y=?/k(5)式(5)的.左边表示的是经济增长率(ΔY/Y)，与储蓄率成正比，与资本-产出比成反比。因此，该模型的结论是：当资本-产出比低，同时储蓄率高时，经济就会呈现出加速增长。政策含义是：鼓励储蓄，并促进有效率的资本投资，就能够提高经济增长率。考虑环境成本的哈罗德-多马模型的基本思想是：假设环境资源是有限的，且环境成本是线性的，基期环境的初始维持成本为CEM，增长期最大化产出增长目标为YH，即ΔY=YH，实现最大化产出增长目标的环境成本表示为CEH，则可以有如下定义：(CEH-CEM)=ωΔY(6)式(6)除以式(3)，整理后得出，ΔY/Y=[(CEH-EEM)/ΔK](φ/ω)(7)式(7)就是考虑了环境成本的经济增长率表达式。基于式(7)可以得出最大化增长目标约束下的投资水平，即，I=ΔK=(CEH-CEM)(k/ω)(8)从式(8)中可以得出，投资除了可以通过增加资本量外，还有另外两种途径：其一，增大实现最大化增长目标的环境成本(CEH)与环境维持成本(CEM)的缺口;其二，降低ω，即环境退化的边际率。模型的结论是：高增长必然以环境为代价。模型的政策含义：实现环境保护目标，必须作出理性增长的政策安排，实现可持续增长。
三、考虑环境成本的IS-LM模型
不考虑环境成本的IS-LM模型：IS曲线表示产品市场中名义利率(i)与国民收入(Y)的相关性，利率下降，刺激投资，进而增大国民产出，因此，利率与国民收入之间呈现出负相关性。LM曲线表示货币市场中利率(i)与国民收入(Y)的相关性。货币市场中的高利率增大了货币流动性，当国民收入增加时，货币需求也增加，因此，LM曲线反映了货币市场中利率与国民收入的正相关性。IS-LM模型描述的是商品市场和货币市场同时均衡条件下的利率和国民收入的决定机制。见图1。考虑环境成本的IS-LM模型。这里分为两种情况。第一种情况是IS-LM模型均衡条件下的国民收入水平超出了环境成本可承受的限度。见图2。图2显示，由于环境成本约束，国民收入水平必须从Y0压缩到YH，这个结果可以通过以下三种方式中的任一方式达到。其一，增加税收和压缩政府支出，使IS曲线向内移动，这样IS-LM模型的均衡点从a点移动到b点。这种政策安排的结果是低的利率和低的产出水平，这种政策也称为“紧财政-松货币政策”。其二，压缩货币供给，使LM曲线向左移动，这样IS-LM模型的均衡点从a点移动到c点，产出水平与环境约束一致。这种政策称为“紧货币-松财政政策”。其三，在增加税收和压缩政府支出的同时，压缩货币供给，这样IS-LM模型的均衡点就从a点移动到d点，保持利率不变的同时，使产出水平与环境约束相一致。这种政策称为“紧财政-紧货币政策”。第二种情况是IS-LM模型均衡条件下的国民收入水平没有超出了环境成本可承受的限度。见图3。图3显示，由于环境成本相对宽松，国民收入水平可以从Y0增长到YH，从而实现经济增长，扩大经济规模。这个结果可以通过以下三种政策方式中的任一政策方式达到：其一，降低税收和扩大政府支出，使IS曲线向外移动，这样IS-LM模型的均衡点就从a点移动到b点。这种政策安排的结果是高的利率和高的产出水平，这种政策也称为“松财政-紧货币政策”。其二，增加货币供给，使LM曲线向右移动，这样IS-LM模型的均衡点从a点移动到c点，产出水平与环境约束一致。这种政策称为“松货币-紧财政政策”。其三，在降低税收和增大政府支出的同时，增大货币供给，这样IS-LM模型的均衡点从a点移动到d点，保持利率不变的同时，使产出水平与环境约束相一致。这种政策称为“松财政-松货币政策”。
篇9：中国外汇制度改革与经济增长论文
中国外汇制度改革与经济增长论文
摘要：汇率，是使商品和劳务等在国与国之间交易顺利实现时的交换比率。人民币汇率，是我国作为开放经济中影响广泛的宏观经济信号，1994-，是中国经济金融制度市场化改革渐进推进的时期，其中，外汇制度的市场化改革尤为突出，与我国的经济长期增长有着密切的联系。
关键词：外汇制度;人民币汇率;经济增长;外商投资
1994年以前，我国实施以计划为主的外汇直接管理制度，对现实的经济并不适应。为了顺应世界经济一体化的潮流和改革开放，我国外汇体制向着市场机制进行了重大改革，开始推行间接管理的外汇宏观调控模式，国家用符合市场经济运行规律的方法进行外汇管理，汇率在宏观调控下充分发挥市场配置资源的基础性作用，使经济得到了大幅增长。
一、汇率与经济增长的关系
汇率，主要承担着跨国经济交易间商品和劳务兑换比例的任务，其变动不仅会对宏观经济运行产生短期影响，而且会在长期内导致生产要素等经济资源在国与国之间、国内不同贸易部门之间的重新配置。只要一个国家实行了对外开放，就必然面临使用不同货币进行交易的问题，也就必然使国际贸易对本国经济增长产生影响。对外贸易规模的扩大有利于中国经济的增长，在外汇制度变迁的'初期，贸易拉动效应特别明显。如1994年我过取消外汇留成与上缴，减轻了企业负担，鼓励了公平竞争;取消用汇的指令性计划和审批，实行银行结售汇制，加速企业资金周转，提高企业经济效益，大大增强了国内企业的出口积极性。当年我国外贸进出口总额达到2366.2亿美元，列世界第11位，对外贸易依存度为45%，并一举扭转了我国出口增长乏力、进口增长过猛的被动局面，使我国对外贸易由上年逆差122亿美元，变为顺差54亿美元。1994-贸易顺差占GDP比重平均为3.1%，贸易顺差的增减直接影响着当年经济增长。
1994-20中国货物和服务净出口占当年GDP比重及对经济增长的贡献度和贡献率(单位：%)从表中不难看出，净出口对中国经济增长的贡献变化较大。净出口对经济增长的贡献率达1.87个百分点，贡献度为21.3个百分点，即当年超过五分之一的经济增长是对外贸易顺差拉动的。而在，尽管对外贸易依然保持较大顺差，但由于顺差总额减少，从而使净出口对当年经济增长的贡献率转为负，之所以出现这种情况，主要是由于当时全球总需求下降所致，同时也由于东南亚金融危机期间相关国家货币大幅贬值但人民币汇率保持不变，也在一定程度上导致中国出口产品竞争力下降，顺差减少。
二、汇率制度改革的经济影响
1981-1984年间实行的是贸易内部结算价格和官方汇率并存的双重汇率制度;1985-1993年人民币又引进了一种外汇调剂价格;1994-20，这的变迁，中国外汇制度发生了明显的变化：从计划与市场共同配置外汇资源，转变为政府宏观调控下市场对外汇资源配置发挥基础性作用;从官方定价和市场调剂价并存的双重汇率制，转变为以市场供求为基础、单一、有管理的浮动汇率制;从分散的外汇调剂市场，发展为全国统一的银行间外汇市场;从人民币完全不可兑换，逐步过渡为人民币在经常项目下完全可兑换、资本项目下部分可兑换。这有利地配合了宏观经济政策的实施，成功抵御了亚洲金融危机的冲击，促进了对外贸易的发展，改善了外商投资的环境，维护了人民币汇率基本稳定，保持了国际收支平衡。
1994年至年，我国的外汇制度改革同样取得了良好的经济效益，产生了深远的经济影响。2004年与1993年相比，中国外贸进出口总额、实际利用外资、国际收支总额、外汇储备分别增长了4.9倍、1.2倍、5.8倍和27.7倍;1994-间，人民币名义有效汇率和实际有效汇率分别上升了6.7%和31.5%。
实行人民币经常性项目可兑换以来，外汇管理极大地推进了贸易和投资的便利化，切实满足了微观经济活动合理的用汇需求。
具体表现在：企业出口积极性的明显提高，用汇需求的充分满足，促使我国成为全球重要的贸易国，有利于保持外商对华投资的大幅增长，有效地弥补了经济发展中的资本缺口;个人购汇数额标准不断提高，使我国居民处境旅游、留学、探亲成倍增长;境内居民个人参与B股交易，合格境外机构投资者稳步增加，改善了资本市场股票持有者的结构，增强了市场流动性等等。
三、人民币升值和经济发展
汇率制度是一个对汇率决定、调整等一系列问题的制度安排。汇率制度的目的是要与经济主体的最大化行为和预期目标相一致，同时也符合整个社会资源的有效配置。从目前国内情况来看，要进一步放松外汇管制，推进金融资本项目的自由化、市场化，进一步完善经常项目的人民币可兑换，才能更好地发展总体经济。
目前阶段，新的汇率机制导致人民币一定程度的升值，其主要原因在于高贸易顺差以及外资对国内投资的增加带来的大量资金涌入。
人民币的小幅升值在短期内会对经济增长和就业产生一定的影响，总体上利大于弊。随着美元地位下降，国际货币体系呈现出更加复杂、更具竞争性的特点，中国经济和世界经济的对接和互动加深，人民币与国际货币体系中的影响和地位逐步提高，承担的权利和责任同时增加。在全球重心逐步转向人口和资源强度较高地区，以及中国经济规模扩展效应日益释放的新背景下，人民币在未来全球货币体系中的地位和作用将发生实质性变化。
6月19日，中国人民银行宣布，根据国内外经济金融形势和中国国际收支状况，中国人民银行决定进一步推进人民币汇率形成机制改革，增强人民币的汇率弹性。也就是说，今后人民币会以一定幅度循序渐进升值，维持中国以低价输入资源、扩大内需、保持经济持续增长。从长远来看，人民币升值有着深远的宏观经济影响，会逐渐改变中国出口导向的经济模式，将财富从出口商向消费者转移，提高经济增长的质量和效率。
参考文献：
[1]吕进中.中国外汇制度变迁,,7.
[2]晓鹏.人民币汇率制度改革的背景及展望.金融论坛,(08).
[3]刘迎秋,韩强.利率、债务率、汇率与经济增长,.
[4]刘巍.汇率与利率.中山大学出版社,.
篇10：劳动力流动与经济增长研究论文
劳动力流动与经济增长研究论文
一、劳动力流动对经济增长影响
我国区域经济发展长期都存在着不平衡，农村剩余劳动力总规模很大，东部地区经济发达，中西部地区的发展水平远远落后于东部的经济发展水平，而且中西部的农业剩余劳动力比率远远高于东部地区，中西部的劳动力为了获得更好的发展机会及收入水平，大量自发的流入东部地区，生产要素在各地之间流动，改变了生产要素占有水平不平衡的状况，促进了东部地区经济的增长。地区性的劳动力流动在客观上加剧了我国东西部经济发展的不平衡程度，但同时也有助于城乡差距的缩小，是造成地区之间的工资收入增长呈收敛趋势的主要原因。
二、利用劳动力流动促进经济增长
1.优化产业结构
劳动力归根结底是趋向于流动到收入较高、发展较快的部门或地区，所以，引导劳动力有序流动的核心，就是要创造条件，使劳动力流动符合经济发展的需要，有利于社会经济的整体发展。为达到这一目的，有必要强调优化产业结构，产业结构是影响经济发展的一个重要因素，必须在充分利用现有的农村劳动力、注重农业基础的同时，大力发展工业和服务业，保证经济持续、快速、健康发展。
2.加强对流动劳动力的教育培训
大量的流动人口受教育的水平低下，无法适应产业结构升级，职业技术教育应该为劳动力流动提供支持，为此，我国政府应该加大对人力资源的投资，加强农村精神文明建设和思想政治教育，重视农村基础教育，优化农村教育体系，强化农村职业教育，加强城乡职业教育的统筹，发展新形式的职业教育与培训，使劳动者具有自主保护自我合法权益的`意识，提高农村劳动力的科学文化素质及其专业的职业技能水平，发挥社区在劳动力教育和培训中的作用，共同服务于农村劳动力的流动，增强农村流动劳动力的市场竞争力，推动经济的增长。
3.完善劳动力市场的制度
社会保障制度是培育劳动力市场的必要条件，政府应加快失业、养老、医疗保障制度的改革，加大社会保障的财政投入，加强社会保险基金投资管理和监督；规范劳动力市场的用工合法性，保障劳动力的权利受到法律的保护；建立住房保障制度和良好的供应体系，探索保障性住房的建设、管理和分配，建立形成社会救济、社会福利、社会安抚和社会互助相结合的社会保障制度，解除流动劳动人口的后顾之忧，保证劳动力平等地进入市场，充分调动其积极性，使劳动力资源获得充分的开发和利用，促进劳动力市场的培育和发展，缓解社会矛盾，维护经济更好更快地发展，构建和谐社会。
篇11：经济增长与信贷风险实证分析论文
经济增长与信贷风险实证分析论文
摘要:本文通过使用EVIEWS软件，对2004年以来我国GDP与不良贷款余额的变动情况进行分析，从实证角度得出不良贷款主要由银行信用风险管理水平决定，同时GDP变化会产生一定程度的影响。
关键词：不良贷款；国内生产总值；朱格拉周期；五级分类；Eviews软件
1我国经济发展趋势分析
20世纪以来，经济发展突飞猛进，呈波动上升趋势，经济波动贯穿于经济发展，有规律的经济波动可以称之为经济周期。任何一个国家和地区的经济发展，实际上都是一个波浪式、周期性演进过程。西方经济学家一般把经济周期划分为四个阶段：繁荣、衰退、萧条、复苏。但也有人认为描述经济周期各阶段最简单的方法是把它划分为以下四个阶段：谷底，扩张，高峰，收缩。从我国GDP增长趋势看，中国经济增长存在比较明显的波动趋势，其周期长度大概为9年，属于“朱格拉周期”：1981年———1990年、1991年———1999年、2000年———2009年分别形成三个周期，并先后在1987、1994、2007年形成三次波峰，在1990、1999、2009年附近形成三次波谷。
2经济发展与不良信贷形成：基于实证的分析
2.12003年以来各季经济统计数据（此处略，详见国家统计局网站）可看出，2006年3季度至2008年4季度，GDP增长额大多在1万亿元以上，2009年1、2季度，增长额下降到原来的40%；此后，GDP增长额缓步上升，至2011年4季度达2.28万亿元高点后，2012年1季度又迅速回落到上季的50%。
2.22003年以来各季不良贷款数据。由于2003年以后采用五级分类法统计不良贷款，因此，我们采用2003年以后各季的不良贷款统计数据，对GDP绝对额及其变化对不良贷款的'影响进行实证分析。根据银监会统计数据，考虑到目前商业银行不良贷款的数据统计受不良资产剥离的影响很大，我们通过还原不良贷款真实值计算调整后的不良贷款余额。其中，2003年第四季度起加1969亿元中行、建行损失类贷款，2004年第二季度起加3428亿元建行、中行、交行剥离给资产公司的可疑类贷款，2005年第二季度起加7050亿元工行剥离的不良贷款，2008年第二季度起加140亿元光大银行剥离不良贷款，2008年第四季度起加8156.95亿元农行剥离不良贷款。从调整后的不良贷款数据（略）可以看出，2006年4季度、2008年4季度、2011年4季度是不良贷款的三个拐点，其走势与GDP绝对额、变化额相关。因此，将不良贷款余额作为被解释变量，GDP当季绝对额、同比变化额作为解释变量，建立方程如下：BLBH=C(1)*GDPBH+C(2)*GDPDJ+C(3),其中：Blbh为不良贷款余额，gdpbh为GDP同比变化额，gdpdj为GDP当季绝对额。其中：R方为0.56，需要进一步优化。根据检验参数情况，发现其有较强的自相关性，故更改方程为：BLBH=C(1)*GDPBH+C(2)*GDPDJ+C(3)*BLBH(-1)+C(4)，通过eviews回归，得出如下结果：通过参数显著性检验，R方为0.907接近于1，t-prob均小于0.05，拟合较好。
3有关建议
上述结果表明，不良贷款余额主要受上季不良贷款额影响，即由银行的内部信用风险管理水平决定；同时，不良贷款额与GDP同比变化额负相关，与GDP当季绝对额正相关。通过对不良贷款影响因素的分析，银行应不断提升信用风险管理水平，同时密切关注经济增速放缓对不良贷款的影响，这样，才能保证不良贷款保持平稳，从而促进我国经济发展。
参考文献
[1]2003年-2014年《中国统计年鉴》
[2]孙连友,胡海鸥.宏观经济波动与信用风险结构模型[J].财经理论与实践,2005(2):31-34
[3]刘志清,鄢姣,余志勇.银行业系统性风险外部环境冲击的量化研究[J].金融监管研究,2013(1):45-68
[4]中国银行监督管理委员会,2004年-2014年各季度主要商业银行不良贷款情况表.