经济增长论文15篇

在各领域中，大家对论文都再熟悉不过了吧，论文是探讨问题进行学术研究的一种手段。那么你知道一篇好的论文该怎么写吗？下面是小编整理的经济增长论文，仅供参考，希望能够帮助到大家。

经济增长论文1

前言

农业信息化水平的提高能够有效的促进农业经济的增长，随着农业信息化在农业和农业经济发展中的运用，使得更多的人认识到农业信息化的重要性。经验证明，农业信息化促进农业经济增长的同时还能够推动社会主义新农村的建设，也是缩短我国农业和农业经济与发达国家农业及农业经济发展距离的必经之路。如何提高农业信息化水平，促进农业经济的增长是目前我国亟需解决的问题。

一、农业信息化的基本概述

(一)农业信息化的基本概念

农业信息化指的是能够将农业信息技术充分的发挥到农业经济以及农村发展过程中，促进各种资源在农村的开发和利用，提高农民信息化意识，提高农业信息化水平，实现农业经济健康、稳定的发展。通俗来讲就是将现代的农业技术应用到农业和农业经济的各个层面中去，对农业和农业经济进行深层次的开发，促进农业经济的增长。

(二)农业信息化的内容及特点

农业信息化的主要内容包括实现农业生产管理信息化、农业作业信息化、推广农业科技的运用、对农民进行信息化教育，生产资料信息化，环境资源信息化以及农产品市场的信息化。农业信息化能够使农民在农业生产过程中少走一些弯路，减少由于盲目性所造成的损失。农业信息化与社会其他方面的信息化有着本质性的区别，我国的农业信息化具有一定的地域性、内容复杂性、长期性、公益性等特点。准确的对农业信息化的特点进行把握能够有效的促进农业信息化在农业范围内的开展，促进农业信息化的发展。

二、农业信息化对农业经济增长的作用原理

(一)促进产业结构的提升

1.农业信息化在农业结构的调整过程中起到一定的导向作用。农业结构调整的主要根据是市场对农产品的需求，因此，准确的掌握农业市场信息是决定农业结构调整成败的关键。

2.为农业的发展提供了先进的技术。在农业生产过程中，农业技术的先进与否决定了农业产量和质量。先进的农业技术能够提高农产品的质量，增加农产品的市场竞争力，在一定程度上推动了农业结构调整的进程。

3.缓解农产品堆积的问题。目前农业市场普遍存在农产品滞销的现象，农业结构调整在一定程度上也体现了农产品销售的问题农业信息化时代的到来，为农民提供了农业市场的实时信息，农户可以通过各种渠道将农产品卖到有需要的地区，能够有效的缓解农产品堆积、滞销的问题。

(二)优化农业资源配置

传统的农业手段也能够实现经济的增长，但是，与农业信息化相比，其需要耗费更高的成本、更长的时间，而且增长幅度也远小于农业信息化作用下的经济增长。农业信息化能够对全国各地的农用信息进行收集、整理和分析，还能够将处理后的数据发布，农业资源优化配置之后，农户可以根据自身的需要对这些信息进行选择，有效避免了由于农户的盲目性所造成的损失，实现了农业生销的有效链接，降低了农户的生销风险，提高了农民的经济收入。

三、如何提高农业信息化水平，以促进农业经济的增长

(一)扩大农业信息化的覆盖范围

目前，我国的农业信息化正处于初步发展的阶段，很多人对农业信息化的了解还很浅显，也没能充分的认识到农业信息化的重要性，因此，应该扩大农业信息化的覆盖范围，加强覆盖地的信息网络建设，创建标准的技术平台，为农户的咨询和使用提供方便，向农户提供实时的农业信息。

(二)强化农业信息化的软环境

1.转变政府的身份。当农业投资出现问题时，政府应该改变投资者的身份，以一个调节者和产品信息提供者的身份出现，向农户提供有效的农业信息的同时，还应该调节现有的投资问题。

2.完善相关的法律法规，提高其法律效力我国实行农业信息化的过程中，没有出台一部关于规划农业信息化的法律，致使各地农业信息化各成一派，信息化发展受到制约。为了更好的促进农业信息化的发展，政府部门应该建立一部完善的法律，对现有的农业信息服务市场进行规划，是他们能够按照统一的标准运行，提高农业信息化的可靠性，促进农业信息服务市场健康的发展。建立完善的信息化法律可以从以下几点着手：

①对现有的信息化文件和规范进行完善，提高农业信息的可靠性和准确性；

②加大对各种规范性文件的宣传和相应的执行力度，实现农用信息资源的共享；

③对现有的农信服务机构进行监督，对相关的信息发布者进行监控，禁止假消息的发布以及随意收费等现象的发生，保证农用信息的准确性和安全性。

四、总结

文章主要分析了农业信息化对农业经济增长的作用原理，主要围绕着如何提高农业信息化发展水平展开了谈论，并提出了几点能够促进农业经济增长的建议。在提高农业信息化水平的过程中，应该适当的扩大农业信息化的覆盖范围，促使更多的人意识到农业信息化的重要性；还应该强化农业信息化的软环境，提高农业信息化的服务质量，使更多的人能够享受到较高的农业信息化服务；除此之外，还应该加速对农业信息化人才的培养，促进农业信息化的发展。

经济增长论文2

利用LMDI分解模型分析1996—20xx年山东省工业用水量的经济规模效应、产业结构效应和技术效率效应，探究山东省工业用水强度时空演变格局，得出以下结论：(1)近17年来，山东省行业增加值和行业用水量持续增长，而单位行业增加值用水量持续下降，降幅达9040%;(2)经济规模效应是工业用水量增加的主要原因，产业结构效应的作用较小，技术效率效应是抑制工业用水量增加的主要原因;(3)石油加工及炼焦业、医药制造业等7大行业是山东省水资源密集型行业;(4)1996—20xx年，山东省工业用水强度一直呈下降趋势，但空间分异格局特征明显，基本呈现东部沿海偏低、西南地区偏高的特点.最后从结构调整、政策体系以及空间差异等视角提出应对措施.

水是自然界最基本的构成要素，是人类生存、经济建设和社会发展的基础性自然资源和战略性经济资源，是人类文明建设中最为关键的因素.然而，近年来由于工业经济规模持续增长使得水资源短缺和水资源污染问题成为影响区域可持续发展的障碍性因素.20xx年，国务院印发《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》，明确要求：到20xx年，全国用水总量力争控制在635 km3以内，万元工业增加值用水量比20xx年下降30%以上.20xx年，我国用水量为618.34 km3，其中工业用水量为140.64 km3，约占全国总用水量的22.74%，我国用水总量控制形势严峻.同年，我国人均水资源占有量为2 059.70 m3/人，约为世界人均水平的28%，是全球13个人均水资源占有量最少的国家之一.我国年平均缺水量高达50 km3以上，水资源供需矛盾突出.山东省是我国工业大省，产业结构偏向重工业化.20xx年山东省工业用水量达2886 km3，人均用水量为224.48 m3/人，人均水资源量约为300.45 m3/人.按照国际标准，人均水资源少于500 m3/人的地区为极度缺水地区.因此，山东省水资源供需矛盾尤为明显.

当前对于工业经济增长与水资源关系研究体现在以下3方面：①研究尺度方面，美国、日本和荷兰等发达国家是研究主力[1]，大部分对水资源的研究归入可持续发展的范畴[2-3].我国主要研究全国重点城市、工业区和各省级行政区[4-14]，主要集中在北方地区;②研究视角集中于工业用水量主要影响因素[4，14-15]、工业用水效率[5-7，12，16]、工业用水与经济发展[17]等方面，工业总产值、工业规模和工业制成品出口额是影响我国工业用水量的主要原因;而效率变化率和水价是影响我国工业用水效率的主要因素;③研究方法主要是计量方法，利用数据分析预测[18-19]，少部分研究采用空间自相关方法[12].以上研究存在定量研究少、空间研究少特别是时间演化过程和空间分异格局研究不能结合的问题.本文探讨山东省近20年工业经济增长与水资源关系，对山东省水资源可持续利用提供借鉴.

1 研究方法与数据来源

1.1 LMDI分解模型

1.2 水资源密集型行业测算

各行业的水资源使用情况可以用行业用水强度(Mi)和行业用水规模(Zi)测算.为测算水资源密集型行业，综合考虑行业用水强度和行业用水规模，构建行业用水指数(Yi).首先，将数据进行标准化处理：

1.3 数据来源与行业分类

本文分析的时间段为1996—20xx年，各行业的用水量数据来源于《山东省环境统计年报》，各行业增加值和工业增加值数据来源于《山东省统计年鉴》.期间，《山东省环境统计年报》对工业内部的行业分类标准稍有不同，考虑到行业分类以及数据的统一性，本文将工业内部的行业划分为采掘业，食品、烟草加工及食品、饮料制造业，皮革、毛皮、羽绒及其制造业，印刷业，医药制造业，橡胶制品业，塑料制品业，金属制品业，电力、煤气及水的生产和供应业等18个行业.

2 工业用水量状况分析

2.1 工业用水量的整体变化分析

纵观1996—20xx年，山东省18个行业工业增加值高速增长，20xx年较1996年增长约28.74倍，年均增长率约为22.09%;山东省18个行业工业用水量的增长情况却不同，20xx年较1996年增长约1.85倍，年均增长约6.36%(图1).1996—20xx年间，山东省18个行业的单位工业增加值用水量逐年下降，降幅达到9040%(图2).

由图1和2可知，20xx年以前，山东省工业规模较小，行业用水量相对较低并表现出缓慢上升的发展态势;行业增加值低，但是呈现平稳上升的趋势;同时期的水资源利用效益较差，单位工业增加值用水量较高，但是呈现急速下降的趋势，年均降幅约为22.62%.20xx—20xx年，山东省在发展中调整、优化产业结构，提高产业层次，行业用水量和行业增加值出现小幅度持续增长，年均增长率分别约为6.20%和19.46%;单位工业增加值用水量年均降幅约为12.49%.这主要得益于20xx年起，山东省大力发展循环经济，通过关闭50 kt以下的草浆造纸生产线、关停钢铁企业19家等措施实现减少工业用水量、降低单位工业增加值用水量.20xx—20xx年，山东省在行业用水量平稳增长的情况下，行业增加值大幅度增加，而单位工业增加值用水量缓慢下降，年均增长率分别约为5.39%，18.76%和-11.26%.

2.2 基于LMDI分解模型的工业用水量的变化分析

1996—20xx年间，山东省工业用水总量增加了36 137817 Mt，年均增长约6.36%.其中经济规模对工业用水总量增长的效应是65 610.743 Mt，产业结构对工业用水总量增长的效应是1 751.732 Mt，技术效率对工业用水总量增长的效应是-31 224.659 Mt(表1).经济规模、产业结构、技术效率对工业用水总量增长的贡献度分别是181.56%，4.84%和-86.40%.由此推断，经济规模效应是引起工业用水总量增加的主要原因;技术效率效应是抑制工业用水总量增加的主要原因;产业结构效应虽然对工业用水总量的增加起到一定作用，但是作用相对较小.

2.3 水资源密集型行业结构变动分析

山东省工业用水指数在1996—20xx年间徘徊在较高水平(图3)，但波动下降，降幅高达6716%.

根据Yi测算结果，山东省1996—20xx年不同行业的行业用水指数按照从大到小进行排序，前7位山东省水资源密集型行业是石油加工及炼焦业，医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业，化工原料及化学制品制造业，纺织业，非金属矿物制造业，造纸及纸质品业.自1996年以来，山东省水资源密集型行业比重变化如表2所示.在所测算年份中，排在首位的石油加工及炼焦业的行业比重升降各半，但总体来看其行业比重呈现上升的趋势，1996—20xx年累计行业比重变化达6.39%;医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业以及化工原料及化学制品制造业的行业比重下降显著，尤其是电力、煤气及水的生产和供应业累计行业比重变化高达-10.08%;医药制造业、纺织业、非金属矿物制造业的行业比重稳中有降;造纸及纸质品业的行业比重平稳上升.综上，减少山东省工业用水量，需要重点控制石油加工及炼焦业、造纸及纸质品业的用水量.

2.4 工业用水强度的时空格局

单位工业总产值用水量表征了一个地区工业经济与工业耗水状况，同时也在一定程度上表示了工业用水强度.从整体上分析，山东省17地市单位工业总产值用水量近年来一直处于下降的态势(图4，表3).20xx，20xx，20xx年山东省17地市中工业用水强度为一级的地市数量大幅增加，二级的地市数量基本保持不变，三级和四级的地市数量减少，20xx年三级和四级的地市数量为零，说明20xx年以来，山东省工业用水强度总体下降.

从空间上分析，以莱芜市、济宁市为代表的传统重工业城市的单位工业总产值用水量较高;而胶东半岛地区的单位工业总产值用水量较低.20xx年，单位工业总产值用水量最多的地市集中在鲁西北地区，以德州市和聊城市为主，其次是鲁中地区和鲁西南地区，胶东半岛地区以及日照市、临沂市的单位工业总产值用水量最低.德州市天衢工业园、聊城市嘉明工业园、凤凰工业园以化工、纺织、医药制造和印刷业为主，多是山东省水资源密集型行业，随着生产规模持续扩大，工业用水量不断攀升，工业用水强度大. 20xx年，单位工业总产值用水量最多的地市主要是莱芜市和济宁市，威海市、日照市、临沂市单位工业总产值用水量明显增加.莱芜市和济宁市依靠自身资源优势大力发展钢铁业、煤炭业，莱钢集团、兖矿集团快速发展，工业用水量占全市总用水量的比重较大.20xx年莱芜市工业企业用水12 031 万m3，其中地表水5 110 万m3，约占总用水量的42.47%，加之其生产设备老化、技术效率较低，导致其工业用水强度高.在“工业强省”的号召下，威海市、日照市、临沂市加速推进工业化进程，其化工业、造纸业等迅速发展，工业用水强度明显增加. 20xx年，山东省工业用水强度明显下降，除莱芜市、济宁市以及菏泽市单位工业总产值用水量在6～20 dm3/元外，其余地市的单位工业总产值用水量均未超过6 dm3/元.莱芜市、济宁市以及菏泽市工业用水强度较20xx年出现下降，均在20 dm3/元以下.宣传推广发展循环经济，使得各地市重视资源能源的循环利用与节约利用;科学技术的进步提高了水资源的利用效率;钢铁产业整合发展，“转方式，调结构”优化山东省产业结构，提高技术效率，推动经济发展向可持续发展转变，工业用水强度大幅度下降.

3 结论与建议

3.1 主要结论

利用LMDI分解模型和ArcGis软件，通过定量划分20xx，20xx和20xx年山东省17地市工业用水强度的等级，分析山东省1996—20xx年工业用水量与工业经济的关系及其空间格局，得出如下结论：

(1)近17年来，山东省行业增加值和行业用水量持续增长，而单位行业增加值用水量持续下降，降幅高达90.40%;

(2)经济规模效应是山东省工业用水量增加的主要原因，产业结构效应对工业用水量的增加有一定作用，但是作用较小，技术效率效应是抑制工业用水量增加的主要原因，三者对工业用水量增长的贡献度依次是18156%，4.84%和-86.40%;

(3)1996年以来，山东省水资源密集型行业主要有石油加工及炼焦业，医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业，化工原料及化学制品制造业，纺织业，非金属矿物制造业，造纸及纸质品业;(4)1996—20xx年，山东省工业用水强度一直呈现下降趋势;从空间分布来看，以莱芜市、济宁市为代表的传统重工业城市的单位工业总产值用水量较高;而胶东半岛地区的单位工业总产值用水量较低.济南市、泰安市、淄博市等地市的单位工业总产值用水量逐渐降低.

3.2 对策建议

目前，山东省仍处于工业化中期阶段，工业经济增长所带来的水资源短缺压力将持续存在.根据本文研究，提出以下对策建议：

(1)深入调整优化工业结构，协调工业发展与水资源的关系.加快非金属矿物制造业、造纸及纸质品业等高耗水行业产业重组，降低石油加工及炼焦业，电力、煤气及水的生产和供应业等七大水资源密集型行业的比重，提高低水耗行业产业的比重，在节水降耗的同时实现工业经济快速健康发展.

(2)深入研发推广高新技术，降低工业发展对水资源的依赖.贯彻落实清洁生产，促进以环境为导向的再循环经济体系的产生;同时，营造发展新技术、开发新能源的优质环境，支持企业采用新工艺、自主研发节水降耗新技术，大力推动科技成果转化为生产力，降低工业用水量，提高水资源利用效率.

(3)差别制定区域工业发展规划.山东省各地市具有不同的区位条件，东部沿海地区地理位置优越，经济发达，技术先进，着重进行研发和营销;鲁西南地区是山东省传统工业区，需整合区域间水资源，实行阶梯定量用水管理办法，加快由粗放式向集约式发展的转变，降低山东省工业用水总量.

经济增长论文3

摘要：伴随着互联网的崛起以及计算机的全面普及，移动通信技术得到了迅猛的发展，为信息产业带来了新的发展机遇，我们已经逐渐步入了“信息即财富”的信息化社会。信息资源取代了传统的经济产业中物质资源的地位，给受缚于传统经济观念的企业和工业化国家注入了活力，在促进经济发展中，起到了重要的作用。本文分析了信息通信技术与经济增长的关系，阐述了信息通信技术对于经济增长的效应。

关键词：信息通信技术；经济增长；效应

传统的经济产业往往都是建立在物质资源的消耗至上，而当前人类社会已经步入信息化时代，以高知识含量为特点的信息通信技术产业，给受缚于传统经济观念的企业注入了活力，悄然改变了世界的经济产业结构，产业结构、产业技术需求、劳动方式等应声而变，成为了当今社会经济发展的重要推动力。信息通信技术从制造、运营到信息服务，与经济之间有着相辅相成的关系，已经渗透到了国民经济发展的各个环节，当前信息通信技术的应用和发展正在引领着世界经济高速飞升，成为了带动经济发展的一个重要增长点。

1信息通信技术简介

信息通信技术进入二十一世纪以来增长速度惊人，为中国经济增长提供新的机遇，逐步成为国民经济发展支柱产业的态势。当前对经济增长的影响因素较多，劳动力和成本以及全要素生产率是增强潜力的主要因素。二十世纪八十年代，针对信息通信技术对于经济增长手段开发所发挥的作用开始研究。根据中国产业发展研究网数据显示，计算机已经成为人们生活中不可或缺的工具，随着大数据时代的到来，计算机发展的速度越来越快，但是从另外的角度来看，信息通信主要影响因素是投资因素而非计算机。信息通信行业本身作为我国经济的一个增长点，还带来了资本运转的变化。尤其是在我国经济体系中，20xx年通信大数据产业市场规模将达342亿元，所占比例较大，规模将达207亿元，对经济的效应比较明显。移动互联网覆盖了大分部城市和地区，带动国民经济整体发展水平，这也使得整个国家的经济产品投入增多，有着举足轻重的地位。大数据和云计算技术的出现使得互联网进入崭新的时代，除了直接的创造出经济利润之外，对经济发展的渗透效应表现的更加明显。尤其是在当前信息经济的时代背景下，在劳动者就业、基础设施建设、国家科研能力水平方面发挥着重要作用，一些专家还通过对资本市场的组成要素进行分析，在我国经济取得可喜成绩的背后是诸多因素合力推动的结果，也为提高生产效率和整体经济发展水平起到了积极的推动作用。

2信息通信技术提高劳动者资本

经济取得了长足的进步和发展离不开人力资源的投入，经济增长的一个关键因素在于劳动者素质的高低，人力资源的高效产出受到数量和质量双方面的制约，高素质人才将为社会创造更高的经济效益。在实际生活中，足够数量的高新技术人才是社会经济发展的保障，劳动者素质的高低主要体现在劳动者所拥有的知识文化水平，一个重要指标便是对信息、知识的获取能力，立足于劳动者对信息片段的采集，所以信息可以视为知识的载体。信息通信技术使得信息的供给量和传输速率不断增强，以网络为代表的现代信息通信技术的高速发展，客观上为劳动者获取信息提供了便利，发生了翻天覆地的改变，提高了劳动者信息获取的效率。原始的知识传输量小且出错率高，知识的汲取受到了经济状况、地域交通等多方面限制，然而信息通信技术尤其是在与互联网技术相结合之后，知识逃离了原始载体的桎梏，人们获取知识的内容和途径极大的得到了拓展和丰富，通过数字化的传输技术，突破了对传统的纸质媒介信息知识获取途径的束缚，大量、准确地得以传递。同时，缩短了劳动者对客体的认知和熟练程度，实现知识共享，有利于扩大共享者双方的知识量，使得劳动力要素以最快、最精准的速度融入到生产过程中。而现在网络数据库已经实现全球共享，无论是对科学研究还是劳动生产都带来了巨大的变化，人们可以真正做到足不出户，缩短了劳动者对客体的认知和熟练程度。信息知识获取的高效便利，使得社会整体信息生产和传播速度加快，优化着劳动者整体的知识结构，日益扩充着劳动者的知识储备。只有劳动者不断更新升级知识储备，不断的为经济的发展注入新鲜血液，才能推动经济发展。

3信息通信技术促进交易效率

电子商务及各类线上交易平台在信息通信技术下正在实现高速的发展，作为信息化时代最具代表的新兴交易方式，网络购物被越来越多的人们接受且偏爱。信息通信技术的发展为电子商务提供技术保障及信息发布、信息处理的方式，极大提高了买卖效率。

3.1保证了买卖双方的收益

对比起电视广告，网络宣传支出成本低，广告效应好，被越来越多的商家采用。网店从根本上免除了高额的店铺租金，在寸土寸金的今天使得经营成本大大降低。同时，避免了中间转卖过程，减少了由于多层转卖导致的成本虚高；而对于消费者来说，网店线上商品的价格常低于实际店铺的相同商品，既保证了卖家的收益又迎合了消费者的需求，提高了买卖成交的效率。

3.2交易快捷方便

世界各地的商品通过电子商务，在网上交易平台上简单几步，顾客所购买的商品就会送到家中。随着智能手机的普及，解决了顾客没有时间去商场购物的难题，在手机客户端上即可选购需要的商品，这个过程解决了现实中所有问题，作为消费新方式，极大的提高了交易完成的效率，在总消费额上占据越来越大的比重。

4信息通信技术优化产业结构提高产业效率

4.1优化产业格局摆脱市场制约

经济的增长必然带动产业结构的转型升级，依存于物质资源的传统工业，各行各业面临着产业转型升级的一大瓶颈，无法实现发展和资源的可持续性使用同时达成，实现平稳过渡成为每个市场参与者不得不面对的课题。为了帮助传统工业、农业摆脱市场容量与资源投入的桎梏，信息通信技术的出现和发展无疑是给产业结构的改革调整带来了希望，只有改变其原始产业格局。计算机行业、互联网行业、移动通信行业在农业、工业及服务业各领域的普遍采用，正是在信息通信技术的推动下催生的，有效促使这些传统产业优化调整，尤其是移动通信行业，正逐步成为我国的支柱产业，向产业结构高级化发展。

4.2信息通信技术提高了管理水平

高效科学的管理离不开对信息的有效运用，经济的快速发展离不开高效科学的管理水平。管理者科学合理的决策需要及时准确地掌握市场和企业的各种信息，进而推动经济效益的进一步提升。信息通信技术通过强大的网络信息供应量为管理者获取信息提供了便利，为管理者提供及时、准确的市场供需关系信息，从而为更好的进行宏观决策提供重要的参考价值，使管理者更好的掌握生产与市场之间的动态联系。

5总结

在现代化科学技术高速发展的今天，信息化的经济活动充斥着人们的生活，对于社会的进步与发展，从多种机制协同影响社会经济情况，发挥着愈加关键的作用。

参考文献：

［1］苏惠香.信息技术扩散方式的经济学分析［J］.现代情报，20xx，4.

［2］刘文波.信息通讯技术对于经济增长的作用机制研究［J］.现代管理科学，20xx，12.

作者:宋玲玲 单位:中国联通许昌市分公司

经济增长论文4

Ａｓｃｈａｕｅｒ采用Ｃ－Ｄ生产函数对美国年度数据测算发现基础设施的产出弹性为０．３９［３］；马栓友采用Ｃ－Ｄ生产函数首次测算我国公共资本与私人部门的产出弹性为０．５５［４］。当然，也有学者测算的基础设施的产出弹性较低：如Ｒａｔｎｅｒ利用美国１９４９－１９７３年的数据，运用总量生产函数测算基础设施对总产出的影响，发现基础设施对产出的弹性系数为０．０６［５］；Ｔａｔｏｍ认为Ａｓｃｈｓｕｅｒ的研究忽略了时间序列数据可能存在自相关这一特性，因而对数据进行了一阶差分处理，得出基础设施的产出弹性为０．１４［６］。李胜文等利用完全修正ＯＬＳ对我国１９９７－２００８年省级面板数据进行研究，发现农村基础设施的产出弹性为０．１９［７］。在面对政府、财政预算的约束下，弄清楚基础设施对经济增长的贡献率十分必要，唯其如此才能把有限的资金投资到最具生产力的部门。本文利用Ｃ－Ｄ生产函数对湖北省１９９６－２０１０年间的基础设施投资数据进行实证研究，测算湖北省农村基础设施投资的产出弹性，找出其对农村经济增长的影响程度，为农村基础设施科学投入提出对策建议。

理论模型

计算基础设施投资对经济增长贡献的主要方法有生产函数法、成本（利润）函数法和向量自回归法等。其中美国数学家柯布和经济学家道格拉斯于２０世纪３０年代提出的Ｃ－Ｄ生产函数以其简单的形式揭示了经济学家关注的生产本质，自产生以来一直被广泛使用。本文的实证研究主要在Ｃ－Ｄ生产函数的框架内展开的，利用Ｃ－Ｄ生产函数估计湖北省农村基础设施资本投资的产出弹性。

在农村ＧＤＰ的投入要素中，土地、资本、劳动力是现在农村生产生活必不可少的生产要素。而资本可以根据经济增长中地位的不同分为基础设施资本和一般固定资产资本。基础设施资本是社会的基础资本或先行资本，在经济增长中发挥着基础性作用。除基础设施之外的其他物质资本称为一般固定资产资本，也是农村经济增长的重要推力。除了资本和劳动力外，土地也是其中比较重要的要素。由于湖北省耕地面积长期以来变化较小，且测算发现其对农村ＧＤＰ影响不显著，没有纳入模型。因此，本文将农村基础设施资本看作是一种投入要素，与一般固定资产资本和劳动力等其他投入要素一起纳入总量生产函数研究，构建三要素生产函数形式，如式（１）。Ｙｔ＝ＡＬαｔＫβｔＩγｔ（１）

其中，Ｙｔ为ｔ时期农村生产总值，Ｌｔ为ｔ时期农村劳动投入，Ｋｔ为ｔ时期农村一般固定资产资本，Ｉｔ为ｔ时期农村基础设施资本，Ａ为常数项（包含技术进步的贡献）；α、β、γ分别为农村劳动投入、一般固定资产资本和基础设施资本的产出弹性。α＋β＋γ的值决定了生产函数规模报酬的类型：若α＋β＋γ＝１，则存在规模报酬不变；若α＋β＋γ＞１，则存在规模报酬递增；若α＋β＋γ＜１时，则存在规模报酬递减。对参数估计的一般方法是取对数后再进行回归。式（１）两边取对数可得式（２）。ＬｎＹｔ＝ＬｎＡｔ＋αＬｎＬｔ＋βＬｎＫｔ＋γＬｎＩｔ（２）

生产技术一般具有规模报酬递减、规模报酬不变和规模报酬递增３种。规模报酬不变还是规模报酬可变的假定，可能会导致完全不同的结论，使各投入要素的贡献率有失偏颇［８］。因此，本文分以下２种假定来对上述３种情况加以验证。假定一：假定生产技术对所有的生产要素都有规模报酬不变的性质，这时α＋β＋γ＝１，把α＝１－β－γ带入式（２），可得：ＬｎＹｔ＝ＬｎＡｔ＋（１－β－γ）ＬｎＬｔ＋βＬｎＫｔ＋γＬｎＩｔ（３）整理可得：ＬｎＹｔ－ＬｎＬｔ＝ＬｎＡｔ＋β（ＬｎＫｔ－ＬｎＬｔ）＋γ（ＬｎＩｔ－ＬｎＬｔ）（４）

假定二：假定其他投入项的规模报酬不变，而基础设施资本具有规模报酬可变的特性。至于是递增还是递减，由回归后的参数值加以验证。若γ＞１，则存在规模报酬递增；若γ＜１时，则存在规模报酬递减。这时，α＋β＝１，把α＝１－β带入式（２），可得：ＬｎＹｔ－ＬｎＬｔ＝ＬｎＡｔ＋β（ＬｎＫｔ－ＬｎＬｔ）＋γＬｎＩｔ（５）对于式（４）和式（５）作时间序列回归可得农村劳动投入、一般固定资产资本和基础设施资本的产出弹性α、β、γ。而实际规模报酬特性状况，可以通过回归结果的各参数和统计量进一步分析。

变量衡量与数据来源

产出变量。农村经济增长（Ｙ）以农村ＧＤＰ来衡量。农村ＧＤＰ按照熊启泉［!］的计算方法，以农林牧渔业增加值、乡镇企业增加值、农村非物质部门增加值３个部分之和来测算。其中农林牧渔业增加值，农民人均纯收入来源于１９９７－２０１１年《湖北统计年鉴》，乡镇企业增加值来源于１９９７－２０１１年《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》。

投入变量。劳动投入（Ｌ）。用农村劳动力来衡量，农村劳动力的数据来源于１９９７－２０１１年《湖北统计年鉴》。农村基础设施资本（Ｉ）。用农村基础设施投资衡量。理论上应以资本存量数据为优先，但我国很少有资本存量数据；而采用永续盘存法构造的数据也由于存在基年资本存量的确定与折旧率的问题。本文综合权衡，采用流量数据来代替存量数据以更真实反映农村基础设施资本投入对农村经济增长的贡献率。从广义的角度可将农村基础设施定义为：与农业生产、农民生活、农村经济发展紧密相关的，为维护农业生产及保障农民生活而提供的公共服务设施，包括水电燃气及水的生产供应、交通运输仓储、农田水利、教育、文化、卫生、福利事业等生产和生活服务设施。因此，农村基础设施投资选择国民经济行业分类中的电力煤气及水的生产供应业、建筑业、交通运输仓储邮政业、信息传输计算机服务和软件业、水利环境和公共设施管理业、教育、卫生、社会保障和社会福利业、文化、体育和娱乐业等比较合适。农村一般固定资产资本（Ｋ）。用农村一般固定资产投资衡量，农村一般固定资产投资计算方法是农村固定资产总投资减去农村基础设施投资。农村基础设施投资与一般固定资产投资计算所需国民经济行业投资数据来源于１９９７－１９９９年《中国固定资产投资统计年鉴》和２０００－２０１１年《中国农村统计年鉴》。产出变量（农村ＧＤＰ）和投入变量（农村基础设施投资、农村一般固定资产投资）均以１９９６年为基年，采用居民价格指数平滑，消除各期价格波动。居民价格指数来源于１９９７－２０１１年《湖北统计年鉴》。

模型估计结果与分析

计量模型的实质是利用回归分析处理经济变量间的依存性问题，但这并不说明变量间存在稳定的关系。一般来说，在建立时间序列模型时，要求所选择变量的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势或者确定趋势，否则，模型可能出现“伪回归”现象。然而，在现实经济中，许多经济和商业时间序列通常都存在趋势性，趋势性直接导致一些总括性的统计量如均值、方差、协方差会随时间的变化而变化，使得最小二乘估计失去意义。如果某序列是非平稳的，一般对其差分使之平稳；但差分会使我们失去总量的部分长期信息，而长期信息对于分析问题非常必要，采用协整检验来验证模型是否存在长期稳定性。

平稳性检验。运用ＥＶｉｅｗｓ６．０软件对农村ＧＤＰ、农村劳动力、一般固定资产投资与基础设施投资的平稳性进行单位根检验。如果序列不存在单位根，则说明该序列是平稳的；反之，则说明序列是不平稳的。检验序列Ｙｔ是否存在单位根的回归方程为：ΔＹｔ＝Ｃ＋αｔ＋βＹｔ－１∑ｍｉ＝１γｉΔＹｔ－１（６）其中，Ｃ为常数项，αｔ为时间趋势项，ｍ一般选择能使残差为白噪声序列的最小值。通过对比式（６）中的回归系数β的ｔ值和ＡＤＦ检验在每个水平下的临界值来检验该序列是否存在单位根。对各变量的时间序列进行单位根检验，结果见表１。表１说明各序列在二阶平稳，可以进行下一步的协整检验。二阶单整序列虽然会丢失原序列的部分长期信息，但如果序列通过协整检验，研究结果仍然是可信的。

协整性检验。用ＥＧ两步法对模型进行协整检验，确定变量间是否具有长期稳定关系。如果残差平稳，则模型通过协整检验，变量间存在长期稳定关系，否则，不存在长期稳定关系。分别对规模报酬不变和规模报酬可变两组假定模型进行回归，得到回归结果如表２、表３。分别对规模报酬不变和规模报酬可变模型回归后得到的残差序列进行ＡＤＦ单位根检验，结果见表４。由于在没有常数项和趋势项下的２个ｔ值－４．０１９、－４．０１８均小于显著水平１％的临界值－４．００４，即估计的残差序列为平稳序列，表明两组假定模型均通过协整检验，都存在长期稳定关系。表２、表３的回归结果可知：在规模报酬可变与规模报酬不变的两组假定下，农村基础设施投资的产出弹性均较小，分别为０．１０８、０．１０６。因此两组模型的各统计量值的差异也比较微弱。但是在规模报酬可变假定下的调整后可决系数（０．９６６）、对数似然估计值（１７．８８８），Ｆ统计量（８５．７３３）都比在规模报酬不变假定下的调整后可决系数（０．９６５）、对数似然估计值（１７．７９２），Ｆ统计量（８４．４４６）要大些，因此接受规模报酬可变的假定，认为规模报酬可变的生产函数模型符合实际情况。特别需要指出的是农村基础设施的产出弹性为正值，说明整个生产函数具有规模报酬递增的特性。具体回归方程如下：Ｙ＝４．２８２Ｌ０．２９６Ｋ０．７０４Ｉ０．１０６（７）。

根据以上回归结果，湖北省１９９６－２０１０年农村基础设施投资的产出弹性为０．１０６，一般固定资产投资的产出弹性为０．７０４，农村劳动力的产出弹性为０．２９６。其中，一般固定资产投资在模型选择的投入变量中产出弹性最大，说明其流量变化对农村经济增长的影响非常显著；农村劳动力的产出弹性为正，说明农村劳动力投入在农村经济增长中有着积极的作用；农村基础设施资本投资的产出弹性虽然较小，但也对农村经济增长存在正向作用。虽然湖北农村基础设施投资的产出弹性不及一般固定资产投资和劳动力的产出弹性，但是对于湖北农村经济总量函数有着规模报酬递增的作用。

结论

采用Ｃ－Ｄ生产函数，对湖北省１９９６－２０１０年的固定资产投资进行研究，测算了湖北省农村基础设施投资、一般固定资产投资以及劳动力的产出弹性，可得出如下结论。农村基础设施投资不及一般固定资产投资的产出弹性系数，基础设施投资的边际报酬低于一般固定资产投资。政府应该集中有限的资本用于发展具有前后向关联较大、短期投资回报较快的直接生产部门（一般固定资产投资部门），增加产品的产出和收益，从而尽快完成资本的原始积累。等到直接生产部门发展完善并形成较大的利润后，再分出一部分利润用于基础设施的投资与建设，最终带动整个国民经济部门的共同发展。农村劳动力的产出弹性系数远远低于一般固定资产投资，农村劳动力边际产出较小，其增加已不能较快地带动农村经济增长，必须要提高劳动力素质，把农村劳动力转移到非农部门。农村基础设施投资对湖北农村经济总量函数有着规模报酬递增的作用。在基础设施领域方面，政府也应该维持一定的投资规模与力度，为直接生产部门和湖北农村经济进一步发展给予持续的物质保障和动力支撑。

经济增长论文5

数据采集

通过查阅２００２～２０１１年的《云南统计年鉴》，提取了云南生产总值（ＧＤＰ）、全社会固定资产投资和国有经济投资３项指标的１０年数据，并分别以“云南生产总值（ＧＤＰ）”代表云南经济发展指标，以“全社会固定资产投资”代表投资指标，以“全社会固定资产投资”中“国有经济”一栏的数据代表“国有经济投资额”。此外，还收集到云南某综合型国有投资公司２００１～２０１０年的投资数据，以此判断国有投资公司对地方经济发展的影响和作用。具体数据见表１。

变量间相关性及多重共线性检验

从图１可以初步判断各变量间发展趋势基本呈正向相关关系。根据经验分析，ＧＤＰ与投资、国有经济投资和国有投资公司投资之间应具有明显的相关性，但是投资、国有经济投资和国有投资公司投资之间是否具有相关性及强度大小，我们尚不清楚。根据计量经济学原理，当把超过１个的自变量加入模型进行多重回归时，不仅要处理自变量与因变量之间的关系，还要兼顾自变量之间的相互关系［１］。如果自变量之间存在很强的协变关系的话，则会导致多重共线性问题［２］。这样，原本希望更多自变量的加入会提高拟合优度，从而提高预测的精确度，但结果却可能是拟合优度的确提高了，而同时估计回归方程的显著性却降低了，这反而又会降低预测的精确度［３］。因此，在建立回归模型之前，本文首先对云南生产总值（ＧＤＰ）与全社会固定资产投资、国有经济投资和国有投资公司投资之间的相关性和多重共线性进行检验。根据上述统计数据，利用ＳＰＳＳ１１保巴臣品治鋈砑，我们得出变量间相关性及多重共线性检验结果如表２所示。由表２可以看出，３个变量与ＧＤＰ之间的线性相关度均在０保梗匆陨希为强线性相关。其中，全社会固定资产投资与ＧＤＰ的线性相关度最高，达到０保梗挂陨希接近于１，表明两个变量联系紧密，同增同减。同时，从表２中也可以看到，３个自变量之间的线性相关也均在０保福狄陨希而根据计量经济学原理，如果两个自变量之间的简单相关系数ｒ比较高，譬如超过０保坊颍蔼保福那就意味着存在着比较严重的多重共线性［４］。由此可以断定，在未来模型的构建中，为保证模型的拟合效果，增强对现实情况的说明程度，３个自变量不可能同时出现在同一模型中，而只能建立单一变量的一元线性回归模型。为进一步验证各变量对ＧＤＰ的影响和贡献大小，以及变量之间的相互作用机制，本文以下将分别建立一元线性回归模型进行逐一探讨。

ＧＤＰ与投资的回归模型

为验证云南ＧＤＰ与全社会固定资产投资的线性相关程度，首先利用散点图做一直观判断。从图２可以判定两项指标明显线性相关，下一步，本文将建立回归模型，从定量角度具体研究二者关系。首先，假设ＧＤＰ为因变量ｙｉ，全社会固定资产投资为自变量ｘ１ｉ。利用统计分析软件，通过对两个变量的数据进行分析，得出如下结果，如表３所示。输出结果表明：所拟合的回归直线方程的截距为１５６５保担玻常斜率为１保埃叮保从而直线方程为ｙ＾ｉ＝１５６５保担玻常１保埃叮保１ｉ（式１）。由表４可知判决系数为０保梗福罚表明式１的拟合效果很好，因变量ＧＤＰ变异性中的９８保罚タ梢员蛔员淞咳社会固定资产投资所解释。由表３和表５的分析结果看出，模型ｔ＝２４保常保担Ｆ＝５９１保玻埃场Ｈ舾定显著性水平α＝０保埃保结合自由度ｎ＝１０－２＝８，查ｔ分布表可得ｔａ／２＝３保常担担唤岷戏肿幼杂啥龋剑保分母自由度＝１０－２＝８，查Ｆ分布表可得Ｆ得上侧分位数Ｆ０保埃保剑保豹保玻丁Ｒ蛭ｔ＝２４保常保担荆唱保常担担Ｆ＝５９１保玻埃常荆保豹保玻叮均落在拒绝域内，表明模型无论回归系数还是回归方程均通过了ｔ检验和Ｆ检验。据此，根据近１０年的统计数据，可以有９９％的把握断定ＧＤＰ与全社会固定资产投资之间存在着显著的线性相关关系，其拟合直线回归方程为式１。

其他变量间的回归模型

采用与上文同样的计量方法，本文又分别建立了ＧＤＰ与国有经济投资、ＧＤＰ与某国有投资公司投资、投资与国有经济投资、投资与某国有投资公司投资、国有经济投资与某国有投资公司投资的５个模型，且均通过了在显著性水平情况下的ｔ检验和Ｆ检验，即根据近１０年的统计数据，我们均可以有９９％的把握断定各变量之间存在着显著的线性相关关系，其拟合直线回归方程如表６所示，受篇幅所限，本文省略ＳＰＳＳ统计分析软件的计算结果列表，仅将最终的模型结果如表６所示。五、实证分析的基本结论通过回归统计模型，可以得出以下结论：

投资中，国有经济投资部分对ＧＤＰ的贡献超过了投资整体的贡献，表明国有经济投资效率较高通过对式２和式１的比较可以看出，在常数项较为接近，对模型整体影响较弱的情况下，同样投资１元钱，国有经济投资可以实现２保常玻副兜姆糯螅而在加入了其他投资后，该放大倍数则缩小到１保埃叮北叮即同样是１元钱，若纯粹由国有经济进行投资，可实现ＧＤＰ增加２保常玻冈；但若考虑其他投资，则仅可实现ＧＤＰ增长１保埃叮痹。由此可以看出，国有经济投资的效率明显优于其他投资，对ＧＤＰ的贡献更为突出。云南的投资整体放大倍数尚不足国有经济投资放大倍数的一半，究其原因在于部分非国有资本的投资具有一定的盲目性，这部分资本由于逐利的短视行为，导致有些投资形成重复建设，或者尚未发挥效应就半途而废，甚至对自然资源、生态环境造成一定的破坏，使得后期政府需要花费大量资金进行修复，徒耗了国民财富而对经济社会发展没有贡献，甚至形成负效应［５］。因此，对云南而言，应当进一步加强国有经济的投资示范作用，引导非国有资本的理性投资，减少或者避免无效率甚至负效率的投资。

国有投资公司是拉动地方经济发展的主力军，其投资的关联带动效应最强首先，通过式３与式１和式２的比较可以看出，国有投资公司对ＧＤＰ的贡献更大、效率更高、弹性更强。即在不考虑常数项影响的情况下，由国有投资公司进行的投资，可以对ＧＤＰ产生近５０倍的放大效果。其次，由式４与式５的比较可以看出，国有投资公司投资在促进全社会投资方面的作用（其放大倍数为４４保福玻叮┰对陡哂诠有经济投资（其放大倍数为２保玻玻梗，为其２０倍，表明国有投资公司投资所产生的边际效应更大，带动力更强。再次，式６表明国有投资公司在带动民营资本投资的同时，亦对国有经济投资发挥了重要的促进作用。在投资国有经济的情况下，每１单位的国有投资公司资金可以产生近１９倍的放大效果。因此，国有投资公司在云南经济发展中既在市场前沿扮演着拉动地方经济增长，保障政府的财政收入，捍卫国民经济安全，确保国有资产保值增值的“市场人”角色。同时，又在帮助政府完成诸如修建铁路、公路、机场、医院、农田水利设施等关系人民群众生产生活的民生工程，这些项目均为弱盈利甚至“无利可图”，国有投资公司能够在此投资则是充分体现了其作政府性投资公司的使命感，体现了其强烈的社会责任感，这正是其区别于非国有资本的根本所在，也是其能够发挥投资示范作用和带动作用的源泉，并且为后续国有资本和民间资本在延伸产业和横向扩张上继续投资、推动产业升级和转型打开了通道。

民营资本对云南的投资，需要有国有经济的前期投资作铺垫由式４可以看出，其常数项为负数，表明在国有经济投资较小时，投资总额甚至可能出现负增长。只有在国有投资达到一定水平时，才能带动民间资本跟进，从而拉动投资规模的提升。这又从另一方面佐证了云南的经济发展水平较为落后，基础设施建设滞后，产业层次低、关联性弱、带动性差，产业利润率低，投资回报少，资本增值能力弱，从而导致民间资本投资欲望小，而只有在国有资本完成弱盈利甚至无盈利的前期投资后，民间资本才肯进入。

通过上述分析，可以清楚的认识到，若要真正实现投资对地方经济发展的拉动效应，充分释放其带动经济发展的效能，则首先应对政府性投融资平台———国有投资公司有正确地理解，在充分认识其财务风险的同时，也应充分肯定其在地方经济发展中所做出的突出贡献，而不能只看到风险，一味打压。其次，应加大对国有经济的扶持力度，尤其是对国有投资公司的扶持力度，通过财政划拨、税收减免、资源配套等方式，帮助其发展壮大，促使其在不断增强自身实力的同时自然化解财务风险，从而能够更好地发挥投资放大效应［６］。第三，为最大限度的发挥财政资金对地方经济发展的促进作用，提高资金使用效率，政府在进行资源配置时，应对国有投资公司有所倾斜，更多地通过资金划拨的方式由其将财政资金作用于市场，以此达到通过政府这只“看得见的手”和市场这只“看不见的手”的双重作用，使财政资金促进地方经济社会发展的作用发挥到极致［７］。

经济增长论文6

20世纪80年代中期以来,一些经济学家在通过大量的实证研究比较各国经济增长速度差异的过程中发现了一个与传统比较优势理论相悖的事实,即资源丰裕国家的经济增长绩效原不如资源贫乏的国家。对于这一悖论,奥蒂(Auty,1993)在研究产矿国的经济发展问题时首次在正式经济学文献中使用了“资源诅咒”(Resource Curse)这一概念,从而掀

开了“资源诅咒”理论的研究热潮。而贵州省是典型的“资源大省、经济小省”,摆脱贫困、谋求发展是贵州省历届各级政府和人民的迫切期望。但是,贵州省与发达省份、比邻省份相比经济发展差距仍然显着、甚至呈现差距扩大之势。除了历史、地理、基础设施落后等原因外,贵州省拥有的丰富自然资源是促进还是阻碍了经济发展?研究这个问题对资源丰裕而经济欠发达的贵州省来说,具有十分重要的现实意义。文献搜索显示已有学者就该问题对内蒙古、陕西、新疆等资源大省的情况进行了研究,而贵州省针对该问题的研究文献鲜有。

一、模型的构建

经济学理论认为导致一个地区经济增长的因素是多元化的,包括技术、资源、制度、教育、经济开放度、地理位置等。我们把这些因素、包括资源优势一同放入同一模型中。由于资源的基础储量并不能反映一个地区使用资源的状况,而资源丰裕并不直接导致资源诅咒效应出现,显然资源即使丰富但如果不加以开采和使用就不可能出现资源诅咒效应。因此我们必须从资源的开采和使用的角度出发(再者,资源的基础储量是一个存量指标),用资源开采和使用情况的相关指标来研究资源优势和经济增长之间的关系,而不能用资源的基础储量这个指标。因此研究资源诅咒效应存在与否实质上市要研究资源开采与资源诅咒之间的关系。

此外,资源诅咒效应的产生有一个重要的前提——资源的相对价格不变,因为只有在这一前提下,要素变化后,要素相对价格才仍会保持不变,从而两部门的要素使用比例也保持不变,某一要素的增加会导致密集使用该要素部门的生产增加,而另一部门的生产则下降,从而出现资源开采业对制造业的挤出,导致资源诅咒。因此,在考虑一个地区是否存在资源诅咒效应及其原因,尤其是构建模型时不得不考虑资源产品价格因素,而现有研究大多没有把这一基本前提考虑到理论分析过程和检验方程中。因此,我们在模型中加入了贵州省资源的贸易条件这一指标。受统计资料所限,我们用矿产资源出厂价格指数歹徒出口价格指数,用原材料、燃料、动力购进价格指数代替进口价格指数,得到资源贸易条件指数。于是,资源贸易条件=矿产资源出厂价指数/原材料、燃料、动力购进价格指数。

进一步地,我们用采掘业的工业总产值来表示资源的开采和使用情况、用R&D经费表示技术进步水平、用对外贸易总值占地区生产总值表示经济开放度、用高校在校人数表示受教育程度,构建如下模型:

其中,GDP表示贵州省生产总值,RD表示R&D经费,RC表示资源采掘业的工业总产值,TR表示对外贸易总额,EDU表示高校在校人数,TT表示贵州省资源的贸易条件。

二、数据的来源

我们采用1990年至20xx年贵州省生产总值、R&D经费、资源采掘业的工业总产值、对外贸易总额、高校在校人数、矿产资源出厂价指数以及原材料、燃料、动力购进价格指数来进行实证检验,所有数据均来自历年贵州省统计年鉴。

三、实证结果

我们用计量经济学eviews软件得出以下结果:

GDP = 58.45*RD + 0.69*RC + 46.78*EDU + 31.30*TR - 0.67*TT - 73.36

(2.56) (0.53) (5.15) (2.42) (-0.24) (-0.69)

F统计量用来检验模型的总体显着性,此模型F统计量为322.37,Prob(F-statistic)=0.00<0.05,可以拒绝原假设,说明本模型总体上是显着的。接着进一步做t检验,检验每一个回归系数是否显着地不为零,即检验模型中相应解释变量是否为模型重要解释变量。实证结果显示代表科学技术的RD变量t统计量为2.56、Prob(t-Statistic)=0.02<0.05;代表教育水平的情况的EDU变量t统计量为5.15、Prob(t-Statistic)=0.00<0.05;代表对外开放水平的TR变量t统计量为2.42、Prob(t-Statistic)=0.03<0.05;而代表资源开采程度的rc变量t统计量为0.53、prob(t-statistic)=0.60>0.05;代表贵州省贸易条件的TT变量t统计量为-0.24、Prob(t-Statistic)=0.82>0.05 。RD量、EDU变量和TR变量能够显着地解释被解释变量GDP。而RC 变量和TT变量并不能够解释被解释变量GDP。此外,RD变量的系数为58.45、EDU变量的系数为46.78、TR变量的系数为31.3。 四、基本结论 以上的实证检验结果表明:贵州省存在资源诅咒效应。 首先,科学技术进步、教育发展、对外开放水平的提高均对贵州省经济增长起到显着的促进作用,科技技术进步、教育发展、对外开放水平每提

高一个单位,贵州省经济增长分别提高58.45、46.78和31.3个单位。

其次,资源的开采、资源的贸易条件对贵州省经济增长并不能作为解释贵州省经济增长的变量,也就是二者的增长并没有促进贵州省经济增长。虽然检验结果只是显示资源的开采、资源的贸易条件对贵州省经济增长并不能作为解释贵州省经济增长的变量,而没有明确显示贵州省资源的开采、资源的贸易条件与贵州省经济增长之间存在负相关关系,但是我们认为,作为一个资源大省,资源的开采、资源的贸易条件没有能够显着促进经济增长,即可以判定为存在资源诅咒。因此,如何合理配置资源、提高资源使用效率应是贵州省促进经济发展必须研究的重点课题。

四、政策建议

在我国资源相对丰裕的省份中,有生产总值年均增速慢的地区,但也有生产总值年均增速快的地区,因此自然资源并不必然导致“资源诅咒”。如果能有效合理地利用和管理资源不仅能够规避资源诅咒、还能助推经济发展。要达到这个目的,围绕资源的相关制度设计和管理是关键。

我们结合贵州省的实际、借鉴国外规避资源诅咒的成功经验,提出贵州省规避资源诅咒的路径,总体来说可以归纳为对内和对外政策:对内提高政府制度质量,前后延伸资源产业链、建立资源产业关联产业体系,转变经济发展方式、提高资源密集型产业资源利用效率,强化对企业资源所得和消费征税的管理,建立资源基金用于平准价格波动带来的危害、补偿资源开采地区生态破坏、补偿资源开采地区居民损失、缩小资源开采地区内部居民收入差距,加大教育经费和研究开发经费投入,积极吸引东部资源关联企业转移;对外积极争取中央政府协调资源开采省份和资源消费省份的利益分配,争取贵州省资源价格“随行定价、跟随浮动”,争取地方开采税的定税权、但资源税由中央政府统一管理转拨地方用于发展教育、医疗等福利事业,争取中央支持东部资源关联企业向贵州转移,进一步完善生态补偿机制。以对内政策培养内源发展动力,以对外政策助推经济发展,以此规避资源诅咒。

参考文献:

[1]徐康宁,王剑. 自然资源丰裕程度与经济发展水平关系的研究.[J]经济研究,20xx(01);

[2]武芳梅.“资源的诅咒”与经济发展——基于山西省的典型分析.[J]经济问题,20xx(10);

[3]齐义军,付桂军.“资源诅咒”效应及其在区域发展中的作用.[J]经济学动态,20xx(04)

作者简介:甘梅霞(1982-),女,贵州贵阳人,硕士,讲师,研究方向:贸易经济。

经济增长论文7

引言

对中国经济保持如此高速发展的探究，一直是国内外经济学家的研究热点。过去30 多年，中国经济的增长依靠高投资率是被普遍接受的一个观点，然而，仅仅依靠要素增长型的模式是无法实现一国经济可持续性发展的。近年来，特别是20xx 年美国“次贷危机”引发的全球危机以后，中国经济实现高速增长的难度和成本越来越大

中国自20xx 年以来，GDP 实际增长率不断下降，此次的下降是否能像1991～20xx 年出现U 型恢复，抑或进入持续而显著的下降区间，还是会进入调整期———从“要素增长型模式”逐步进入“效率增长型模式”?回顾过去30 多年的经济发展历程，我们发现1991～1998 年中国经济出现了一个较为显著而持续的下降趋势。对此张军等(20xx)认为，“资本深化”加速可能是上世纪90 年代以来中国经济增长持续下降的主要原因，并猜想这是制约经济长期增长的本质因素。自他们的研究已过去10 多年，从最新的官方统计数据显示，自1998 年以后，中国的“资本深化”不断加速，而经济从1999 年开始持续而稳定地恢复增长，不断加剧的“资本深化”并未导致经济长期下降，说明他们的猜想无法解释实际经济。而在10年之后———在进入21世纪的第一个10 年的中期，中国的经济增长又一次下降，尽管此时的储蓄率、投资率一直逐步上升。近些年来的经验表明，不断升高的投资率背后依然是GDP 增长率的下降，是否中国依靠投资拉动所释放出的规模红利已经用完?在新古典经济学中，常用资本产出比，即单位产出需要多少的资本投入，分析一个经济体的资本利用效率。自上世纪90 年代以来，中国的资本产出比就开始逐步上升。

综上所述，笔者将重点解决两个问题：一是为什么不断提高的“资本深化”并未导致经济下降反而是上升，近年来经济下降的原因是什么?二是影响中国资本产出比的主要因素有哪些，如何改善资本的利用效率?

文献综述

关于投资与经济增长的研究比比皆是，笔者主要是从资本利用效率的角度进行简要的回顾和梳理，同时涉及资本存量的估算和资本产出比的相应思考。

1.经济增长与投资之间关系的研究

有关中国经济增长与投资之间的关系，很早就有学者开始研究。邹庄至等(1995)曾分部门建立不同的生产函数，解释中国的资本形成与经济增长情况。他认为，中国在1952～1980 年经济增长并非归因于技术进步而是资本形成。王小鲁等(20xx)在对中国经济可持续增长性的研究中发现，中国的高储蓄率和高投资率推动经济前进的同时，中国在改革开放前后资本形成效率的不断提高也是经济增长的重要因素。而近年来，以林毅夫为主的学派依旧提倡中国经济短期内的持续增长要以投资为主，但要不断优化投资结构。

有关近年来中国投资效率问题，也引起David Dollar(20xx)、Zhu(20xx)、Song(20xx)的关注，他们均认为，现在中国的投资规模偏高，且资本要素配置存在扭曲。

2.以资本产出比为重点展开的研究

除了有关资本与经济增长的总体研究外，另外，以资本产出比为重点展开的研究也较多。资本产出比一直是经济增长理论中重要的话题，是判断一国经济增长效率和质量的有效指标之一。Solow(1965)、Romer(1986)、Samuelson(1990)认为，一个经济系统达到稳态时K/Y 是一个常数。而Romer 进一步实证分析得到，发达国家的K/Y 大致相等，而发展中国的K/Y 表现出差异性。樊瑛等(1998)针对此问题，计算出中国1978～1994 年的资本产出比浮动在2.7 左右，且用分段生产函数来解释发展中国的K/Y 差异化，并抛出中国K/Y 变动的影响因素有哪些亟待解决。张军等(20xx)曾用理论分解K/Y，影响资本产出比增长率的因素包括，资本深化速率和全要素生产率增长率，并从“资本深化”的角度，说明资本形成在中国经济增长中具有显著的发散模式，但缺少实证检验过程。在实证方面，林诗博等(20xx)通过对中国1978～20xx 年资本产出比上升趋势分析得出，社会总储蓄率和第三产业产值比重的增加，对于资本产出比的上升具有推动作用，人力资本的积累有助于中国投资效率的提高，抑制资本产出比的提高。

综合上述关于资本效率、资本产出比的宏观层面研究结果，对本文的研究有一定的理论和实证基础依据。

实证研究

1.资本形成速率与经济增长

笔者用资本形成，解释经济增长变动的现象：从1998～20xx 年，资本产出比速率不断下降。此时，资本形成速率下降幅度不及前者下降幅度大，促使经济增