经济增长的指标

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经济增长的指标范文第1篇

[关键词]税收分权指标；经济增长；影响效应；分析

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2017.06.078

[中图分类号]F812.42 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2017）06-0-02

一直以来，税收分权同经济增长间的关系都是我国财政分权这一领域重点研究的一个问题。从理论上看，以地方资源流动和自治水平为基础进行考量，分权会促进公共物品产出和配置效率的提升，对经济增长带来正面影响。但从经济研究的层面看，其研究成果同理论研究结果具有一定的差性，同财政分权和经济增长关系不同。当前研究税收分权和经济增长间管理的文献相对较少，因此，本文对二者关系以及分权对经济增长可能会带来的影响效应展开研究，对改进税收分权指标的构建，促进经济稳步增长具有重要作用。

1 构建分权指标和经济增长间影响效应的研究现状

在我国现有的对税收分权和经济增长关系研究的文献中，其形成的最终结论缺乏一定的统一性。其中，沈伟是在2008年对二者关系进行研究的，他以各省同全国人均税收的比值为分权指标，建立了一个包含税收和财政支出两种分权模式的多元性回归模型，通过论证的方式，得出税收分权同中国经济增长具有负相关的关系。在他得出这一结论后，同龚六堂和张晏在2005年、章泉和周业安在2008年得出的相关研究结论进行对比。对比发现，即使利用的同是我国的省级地区、相类似的线性回归模型、在时间跨度上也没有太大的差异、对财政支出和税收二者的分权变量也进行了全面考虑，但其研究结果同他们相比仍旧具有较大的差异性。而高玉在2012年对中国1998年-2010年审计面板数据展开固定效益回归分析后，也得出了与沈伟相似的结论，即税收分权会对中国经济增长带来消极影响。

2 构建税收分权指标的具体方法

相关人员在对税收分权和经济增长间具体关系展开研究的同时，应当先解决选取税收分权指标这项问题。在我国财政分权这一研究领域，认为分权指标选择的不同，是导致研究结论出现差异和特殊性的一项关键原因。因此，结合中国国情，构建出一个适合的分权指标十分必要。现阶段，我国相关研究的进行都是以地区性人均税收收入同全国人均税收收入间的比值对税收分权衡量，但这种衡量方式却存在这两点疑问。

一是地区性的人均税收是否能够代表其所在地区的税权。从我国现行的收益权概念界定看，地方税权指的是可以被地方政府所掌握的地方税收。而我国地方政府当前的财政收入主要来源于非税收、地方本级税收、中央返还税收、中央转移支付等四种税收形式。其中，返还税收是以我国在20世纪90年代中期开展的分税制改革所确定的税收比例和基数为依据所计算的，所以，中央政府对地方此部分的财政收入实际上是没有控制权的，必须要将其返还给地方政府部门的。因此，地方财政税收是无法代表地方政府全部的税收收益权的，还应加入中央对地方返还的税收收入。

二是即使研究人员考虑到了中央返还税收这一因素，但其对在考察该数据占据全国人均税收比值时，是否适合对税收分权程度的衡量这一因素却没有得到细致考虑。萨卡塔和阿凯曾提出：类似地方的财政支出占据全国财政的支出份额，常用财政分权指标无法准确反映出地方财力水平，因此，政府还是要研究自己的税收收入达到何种“高度”，才能满足地方政府经济发展对财政的需要。这两人主张使用一个独立性的财政指标，即利用地方政府的自由收入占据总收入比例对财政分权进行描述。笔者认为，阿凯与萨卡塔提出的这一思想有可以借鉴的部分，因此，在构建我国税收分权指标时，可以用分母代替地方的财政支出，这主要是因为地方财政支出对地方政府公共性财政支出的责任更有代表性。

基于此，笔者构建出一个以地方税收自给率指标对税收分权程度进行衡量的标准。这一指标主要反映了在地方政府对财政支出的需求中，可被地方政府掌握的税收收入有多少，即地方政府实际税收收入和地方实际财政支出的比例是地方政府税收自给率。

3 税收分权同中国经济增长间影响效应的分析

中国的中央政府转移支付和税收返还的施行是从我国在1994年展开的分税制改革开始的，直到2008年，我国政府部门公布了年度财政决算数据后，才对二者的具体概念和界定进行了明确区分。此外，在2006-2007年这2个年度，中央政府对地方政府的返还数据，虽然没有明确显示到当前财政决算表中，但笔者通过对中国财政年鉴报告和一些文字性资料的查找，依旧可以计算出相应的数据资料。因此，笔者以自己获得的数据资料和自身知识水平，对税收分权同经济增长间的影响效应展开了分析。

3.1 描述性的统计分析

笔者通过相关数据调查计算后发现，在21世纪初至今，中国中央政府对地方实行的税收返还金额呈现出一种逐年增长的状态，年增长率已经达到了5%以上。与此同时，中国GDP总量也从2006年的216 314.4亿元，上升到了2012年的519 322.1亿元，其年增长率更是达到了约25%的高度。由此可以看出，税收分权和经济增长呈现出稳定的正增长状态。尽管地方政府财政税收呈现出迅猛增长的状态，但即使加上中央政府的税收返还，其财政税收总收入已无法满足地方政府在公共财政方面的支出需求。与此同时，全国地方政府财政支出的增加，直接导致地方政府税收自给率急剧下降，6年内下降了大约15%，平均年下率为3%左右。这种趋势的出现，也在一定程度上表明：我国地方政府税收的分权程度在不断降低。如果自给率提升，则表示中央政府税收集权趋势在不断加强。

3.2 相关性分析

笔者首先借助SPSS 17.0软件，对地方实际税收和GDP总量指标间存在的相关系数进行计算。计算结果显示：二者相关关系的系数为0.997，这一系数同GDP总量、同地方政府本级税收收入相关系数相比较高。这也说明二者呈现出高度正相关性。而后，笔者继续借助该软件对地方税收自给率和经济增长率间存在的相关性进行测算，其结果显示，二者相关关系系数为0.882，也是高度正相关的关系。且从散点图中各点的分布情况来看，如图1所示，相关数据基本都散落在同一l朝右上方倾斜的直线周围，具有线性关系。

图1 地方税收自给率同GDP增长率变化关系散点图

3.3 多元线性回归分析

用地方税收的自给率对中国税收分权同经济增长间存在的正相关关系进行衡量发现，地方政府税收的自给率越高，其对中国经济增长可以起到的正向作用越大。因此，我国地方政府的财政部门可以通过提升税收自给率的方式，在一定程度上促进经济增长。与此同时，二者比率的提升对地方政府的自主财政税收和中央税收返还总量的增长具有一定的依赖性。此外，以文中的描述性统计分析为基础发现，地方政府实际税收绝对额的提升和税收自主率的下降，主要是由地方政府税收的实际上升速度低于地方财政支出提升速度所导致的。

3.4 不同指标间的对比分析

由于当前我国在这方面的研究中，不同专家学者的研究重点不同，如经常会以各地区人均税收和全国人均税收比值，与地区财政税收和全国税收比重对二者的影响效应进行衡量，而本文提出的是地方税收自给率这一不同指标。笔者通过使用不同税收分权指标展开对比的方式，对税收分权同经济增长的关系进行说明。但三大对比指标通过计算所得出的同经济增长间存在的相关系数全都是负值同，与前文利用自给率进行计算得出的结果具有较大的差异。由此可以推断出，利用不同税收分权指标，可能会得出完全相反的研究结果。因此，如果相关人员选择的分权指标不同，就会导致其研究结论产生较大的偏差。

4 结 语

税收分权指标的选择和构建，对研究税收分权同我国经济增长间存在的关系具有十分重要的意义。因此，笔者以构建地方性有关税收收入的自给率这项分权指标为基础，借助多元线性回归分析，获得了税收分权指标与经济增长间存在着正相关关系这一结论。但就本文的研究结果看，还需要明确的是，因为当前我国中央政府对地方税收施行返还政策，所以文中提出的这一研究成果不可以作为分析税收指标与经济增长关系的唯一标准，相关人员还应通过不断的实证分析，对这一结果进行验证，并找出二者间存在的更多关系，从而为确保我国税收分权同经济增长和谐发展奠定基础。

主要参考文献

[1]彭艳芳.税收分权指标构建及经济增长的影响效应[J].首都经济贸易大学学报，2014（1）.

经济增长的指标范文第2篇

关键词国民经济；经济增长质量；主成分分析；经济增长质量指数

中图分类号 F221 文献标识码A

The Evaluation and Analysis of the Quality

of Economic Growth of Hunan Province

SU Fanglin， PENG Qianwei

（School of economics and management， Guangxi Normal University， Guilin，Guangxi541006，China）

AbstractBased on the statistical data of Hunan province from 2000 to 2012， through constructing the index of quality of economic growth， this paper analyzed the situation of the quality of economic growth in Hunan province from six perspectives， which are economic growth efficiency， economic growth structure， economic growth stability， economic growth benefits change and achievements distribution， resources environment， and national economy quality by using the principal component analysis. Then this paper analyzed the factors influencing the quality of economic growth in Hunan province， and summarized the advantages， opportunities， challenges and obstacles of Hunan Province economic development. The results show that the quality of economic growth in Hunan has steadily improved from 2000 to 2012 years. Economic stability is an important factor that affects the improvement of the quality of economic growth in Hunan province. At the same time， the Hunan provincial government must strengthen the industrial structure and capital productivity， and better improve the rural distribution and benefits.

Key wordsnational economy； economic growth； principal component analysis； index of economic growth quality

1引言

改革开放至今，中国经济经历了一个长期高速增长的阶段.有关数据统计显示，2000年至2014年期间，国民生产总值（GDP）名义的年均增长率为10.02%左右，人均GDP名义的年均增长率为9.08%.在2010年，中国超越日本，成为世界

第二大经济体.湖南经济也高开稳走，保持了平稳较快发展，湖南省GDP名义的年均增长率为11.68%，人均GDP名义的年均增长率为12.32%.2011年夏季达沃斯论坛的主题为“关注增长质量，掌控经济格局”“十一五”期间我国GDP年均增长率为11.2%，“十二五”期间的GDP增长目标减速至7%.最近的2014年第三季度GDP同比增长了7.3%，低于中国政府设定的“7.5%左右”的2014年全年增长目标，创下近六年来新低.这些都表明开始更注重经济增长的质量和效益.

纵观湖南近年来的经济发展情况，从产业结构看，湖南工业呈现规模总量快速壮大、增长速度较快、比重明显上升的局面.产业结构呈现“二三一”格局.第一产业比重持续下降，由2000年的22.1%下降到2013年12.2%；第二产业比重平稳上升，2013年达到47.0%，比2000年上升10.6个百分点；第三产业占GDP比重为40.8%，比2000年下降0.7个百分点.产业结构要真正实现向“三二一”的后工业时代转变仍需经历较长的发展过程.从经济波动率看，经济增长的稳定性是经济增长质量的重要标志，经济波动过大，不利于稳定增长.2013年湖南经济波动率为-10.6%，波幅居中部第一.从城乡收入比率看，伴随着经济发展，居民收入从总体上得到改善，城乡居民收入水平不断提高，但改革开放以来，湖南与其他地区一样，城乡居民收入差距趋于扩大，制约着经济增长质量的提高.2013年，湖南城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的绝对差距达到15 042元，比2000年扩大了11 020元 ；城乡收入比率为2.8：1.从单位GDP能耗看，2013年，湖南单位GDP能耗为0.79 吨标准煤/万元，居中部六省第3位，比经济发达地区存在较大差距，有待进一步提高.2010年，湖南省提出不再约束考核GDP，希望通过全方位的增长如福利保障、环境经济协调发展等来解决现阶段出现的贫富差距大、环境污染严重、经济波动幅度大、经济结构转型等问题.把经济增长的数量当作是经济增长的全部内容的时代已经过去.人们开始反思，在追求经济快速增长的过程中，不仅应当考虑数量的增长，更重要的是应当注重增长的质量.

经济数学第 32卷第3期

彭茜薇等：湖南省经济增长质量的测度及分析

在前人研究的基础上，构建经济增长质量指标体系，测度湖南省的经济增长质量水平，从而得出相关结论.

2经济增长质量指标体系的构建

2.1经济增长质量的内涵和外延

界定经济增长质量的内涵和外延对其研究意义重大.国内外将经济增长质量分为狭义和广义.从狭义来看，经济增长质量主要是指的经济增长的效率的提高.马卡耶夫（1983）将经济增长质量理解为资源的规模及其利用效率的变化[1].

从广义视角来理解经济增长质量则是将与经济相关的因素纳入分析，具有丰富的内涵.Barro（2002）对比了不同国家，将经济相关的社会和政治等因素纳入经济增长质量的内涵 [2].任保平（2010）对经济增长质量从5个角度进行了界定，具体包括经济增长的效率、收人分配、生态环境代价、国家创新能力等[3].钞小静（2011）构建了4个维度的经济增长质量的指标体系，分别为经济增长的结构、稳定性、福利分配以及资源环境代价，其研究很好的说明了改革开放以来经济增长质量的变化及其影响因素[4].魏捷，任保平（2012）从经济增长的效率、经济增长的结构、经济增长的稳定性、经济增长的福利变化与成果分配、资源利用和生态环境代价以及国民经济素质六个维度构建了经济增长质量指数， 以便于测度各地区的经济增长质量水平[5].

在前人的研究中，成果分配以及资源环境指标体系，作为经济增长质量很重要的衡量指标，分别加入人均可支配收入、居民消费水平和绿化覆盖率，这样才能更好地让指标在经济增长质量的现有评价体系中得到充分体现.在现有评价体系基础上，总体上从增长效率、增长稳定性、经济结构、资源环境、国民素质、以及福利与成果分配性等6个维度为基础，对湖南经济增长质量情况进行有效的测度与评价，在成果分配维度中加入人均可支配收入以及居民消费水平2个指标，依照朱方明、贺立龙（2014）的观点[6]，在资源环境维度中加入绿化覆盖率指标，所述六个指标具体构成如表1所示，同时，对不同基础指标的属性也作了相应说明.

2.2经济增长质量指标的构建

本文构建的经济增长质量指标体系是在魏捷和任保平（2012）的研究成果基础上，做了进一步的延伸与扩展[5]，根据经济增长质量的广义内涵，将经济增长质量评价指标划分为：经济增长的效率、经济增长的结构、经济增长的稳定性、经济增长的福利变化与成果分配、资源环境以及国民经济素质6个方面的维度（详见表1）.

维度

基础指标

维度

基础指标

经济增长效率经济增长

全要素生产率增长率（+）技术变动（+）技术效率变动（+）资本生产率（+）劳动生产率（+）

福利变化与成果分配

人均GDP（+）城市人均住宅建筑面积（+）农村人均住房面积（+）城镇家庭恩格尔系数（-）农村家庭恩格尔系数（-）人均可支配收入（+）居民消费水平（+）

经济增长结构

工业化率（+）第一产业比较劳动生产率（+）第二产业比较劳动生产率（+）第三产业比较劳动生产率（+）投资率（・）消费率（・）存款余额/GDP（+）进出口总额/GDP（+）二元对比系数（+）二元反差指数（-）

资源环境

单位地区生产总值能耗（-）单位地区生产总值电耗（-）单位产出大气污染程度（-）单位产出污水排放数（-）绿化覆盖率（+）

经济增长稳定性

经济波动率（-）消费者物价指数（-）固定资产投资价格指数（-）城镇登记失业率（-）

国民经济素质

公路里程/人口数（+）铁路里程/人口数（+）科学技术支出占财政支出（+）

注：表中 （+）是维度的正向指标，值越高说明对该值反映的维度越好；（-）表示的意义相反； （.）是适度指标.

2.3指标说明和数据处理

采用的数据来自《湖南统计年鉴》、中国经济信息网统计数据库、中国经济与社会发展统计数据库等.各项指标的计算来自于简单的处理和计算，以2000年为基期，具体计算如下：技术相关的3个指标用非参数估计法进行估计，资本存量按照国际常用方法K0=I0/（g+δ）计算，对于资本折旧率δ的选取，参照张军的研究标准取值为9.6%[7]；资本生产率=GDP/资本存量；劳动生产率是当期湖南地区生产总值与就业人数的比值；工业化率是当期第二、三产业就业人数与总就业人数的比值；第一、二、三产业的比较劳动生产率采用各产业与国内生产总值的比值除以该产业就业人数占总体就业人数的比值表示.投资率用资本形成总额比当期国内生产总值表示；消费率用最终消费支出比上当期国内生产总值表示；二元对比系数用农业比较劳动生产率与非农产业比较劳动生产率之比表示；非农产业生产总值与国民生产总值比值与非农产业就业人数占总就业人数比重之差的绝对值表示二元反差系数.经济波动率主要反映经济增长速度的波动幅度.选取的湖南省数据较为齐全，缺失较少，因而结果的可信度较高，也符合现实.

为了使数据之间具有可比性，对各维度除了正向指标以外的数据进行了标准化处理：对逆向指标取倒数，适度性的指标按照项俊波的研究方法，分别把数据分别减去0.38和0.6之后取倒数.再用均值化方法对所有基础指标进行无量纲化处理[8].

3实证分析与结果

主成分分析可以解决指标之间存在的相关性，而且能将数据降维.沿用钞小静的研究方法[4]，采用主成分分析法.

表2显示了各主成分的特征值、方差贡献率以及累积方差贡献率.从表2中可以看出，经济增长质量的六个维度指数第一主成分占比很高，其中经济增长效率、福利变化与成果分配、资源环境、国民经济素质等维度的方差贡献率已经超过了80%，因此，运用第一主成分来确定相应权重合理性较强，并且全面地反映了各指标之间的互相影响[9].对于基础指标以及维度指标权重的确定，采用李娟伟、任保平的方法[10].每个维度基础指标相应的影响权重由因子向量比上所得维度对应第一主成分特征根的平方根得到.采用与上述相同的方法，将6个维度的第一主成分系数以及其指数权重算出来（见表3）.

根据表3的主成分系数以及权重的大小，首先可以看出6个维度中主成分系数和权重最高的是经济增长稳定性，实证结果说明影响湖南省经济增长质量变化的最主要因素是湖南经济增长的稳定性；其次是国民经济素质和经济增长结构维度，对应的权重分别为0.689 124和0.462 407，这2个维度变化对湖南省经济增长质量也具有显著的促进作用.

资源环境与经济增长效率2个维度所得权重进一步下降，分别为0.305 688和0.294 227，这2个维度对湖南省经济增长质量的影响相对较弱；权重向量指标显示，成果分配权重最小，仅0.153 492.这表明湖南经济增长福利变化与成果分配在考察期内波动不大，逆向指标对经济增长质量的提高造成的消极影响较小[11].整体上看，6个维度的指标权重均为正，这表明无论任何一个维度得到优化或调整，都将有利于湖南省整体经济增长质量水平的提高.

从时间序列变化情况来看，除经济增长稳定性和经济增长结构2个维度指数之外，其他4个维度指数均表现出增加的趋势，其中增长幅度较大的维度是经济增长效率维度，2012年比2000年增加了2.206，如表4.综上所述，经过10年的长期发展，湖南省在调整经济结构、效率、稳定性、民生福利分配、资源环境、国民经济素质等方面均取得了显著成效，湖南省经济增长质量持续提高.

4湖南省经济增长质量影响因素分析

从表4可以发现，在分析的2000-2012年时间段内，湖南省经济增长质量呈现短暂下降再稳步上升的趋势，经济增长质量指数2012年与2000年相比增加了2.857 7，湖南省在发展过程中对经济增长质量的提高取得了显著成效.湖南省在发展经济的过程中一定程度上落实了转变经济增长方式、提高经济增长质量的方针政策，取得了显著成绩.说明湖南省政府在推动经济总量增长的同时，不断提高经济增长效率、资源环境的利用效率，能够让经济增长的成果惠及广大人民群众.从各维度指数时间序列变化情况来看，除经济增长结构和稳定性外，其他4个维度指数均表现出不同程度增加，其中增长幅度较高的维度是经济增长效率维度和资源环境维度，前者指数增加2.206，后者指数增加0.6145.如果结合表3中6个维度对应的权重向量，就会发现考察期内经济增长稳定性维度是推动湖南省经济增长质量显著上升的最主要负向指标，因为主成分系数与维度指数乘积在经济增长质量指数中所占份额最高.国民经济素质以及福利变化与成果分配两个维度对应指数在考察期内也有不同程度的上升，两者相比，国民经济素质指数呈现出较高的增长趋势，增加了0.614 5，而福利变化与成果分配维度指数，在考察期内仅增加了0.129 2.综合以上维度指数的时序变化情况可以看出，湖南省经过13年的快速发展，在经济增长效率、调整经济结构、环境协调发展、基础设施建设、国民收入福利分配等方面均取得了显著成绩，从而保证了经济增长质量持续提高.6个维度指标基本为正值，说明其对经济增长的贡献显著[12].经济增长结构和资源环境开始均为负值，但后来有所改善.说明湖南省在推动经济数量增长的同时，积极对经济结构进行了有效调整，并提高了资源环境的经济利用效率.

4.1经济增长稳定性

经济增长稳定性主要从经济波动率、消费者物价指数、固定资产投资价格指数、城镇登记失业率4个方面进行分析.经济增长稳定性在6个维度中权重最高，其权重为0.717 6，因而在改善湖南省经济增长质量上有着特别重要的作用.实证分析显示湖南省经济增长的稳定性波动幅度较大，但在考察期内指标值均为正，第一主成分系数也为正，这说明经济增长稳定性这一维度有利于经济增长质量的改善[13].由于在指标体系中，经济稳定性的基础指标主要是逆指标，若这些指标数值增加，则表示该指标反映的经济状况在不断恶化[14].从原始数据来看，消费者物价指数、固定投资指数比较稳定，经济波动率、失业率保持稳定并有下降趋势，湖南省在稳定物价、维持经济增长波动幅度、投资程度、控制失业率等方面所采取的政策都起到了积极的促进作用[15].

4.2国民经济素质

国民经济素质指标具有重要意义，对国民经济素质的测度主要集中在公路里程/人口数、铁路里程/人口数以及科学技术支出占财政支出的比重.实证分析表明，湖南省国民经济素质指标增加比较显著，从2000年至2012年增加了0.6145个单位，说明湖南省在推动经济总量增长过程中也逐步加大对基础设施、公共设施以及公共服务等方面的投资，扩大公共设施、公共服务的供给，有效改善人民生产生活的环境.从原始数据看，公路里程、铁路里程以及科研支出均得到了大幅提高，这也说明湖南省通过增加公共事业的支持，大力支持科研事业，使得经济质量得到了有效提升，湖南人民生活得到了很大改善.

4.3经济结构

经济结构维度指数权重占到0.462 4，在经济增长质量评价中具有重要作用.从时序变化可以发现，在2004年之前，考察期内维度指数均为负值，这说明经济结构因素在一定程度上限制了湖南省经济增长质量的提高.然而2004年之后，维度指数得到了明显改善，均为正值.由于第一主成分系数权重不变，随着负数逐渐变为正数，对经济增长质量指数的负面影响不断减小.深人分析发现，影响经济结构维度指数在2003年之前为负的主要因素在于国内的投资消费结构（投资率、消费率）以及三次产业结构和劳动力就业结构（三次产业比较劳动生产率）没有得到显著改善，其中消费率的负面影响最大，从具体指标来说，第一产业比较劳动生产率比较平稳，第二产业增加，第三产业有所降低，投资率增加而消费率减少，经济结构不合理的局面还是没有得到有效调整.这说明湖南省需要采取对不同产业采取不同的有效措施，优化经济结构，促进消费率的增长，从而促进经济增长质量的提高.

4.4资源环境

资源环境对于经济的可持续发展有着重要意义，经济与环境的协调发展才能更好的促使经济增长质量提高，测度的主要指标是单位地区生产总值能耗、单位地区生产总值电耗、单位产出大气污染程度、单位产出污水排放数、绿化覆盖率.实证结果中，资源环境维度指数权重为0.305 7，资源环境维度的时序变化可以看出湖南省资源环境在考察期内从负值变为正值，这说明资源环境利用效率得到了显著提高，具体指标的值均得到了很大的改善.这可能与采取的环境保护政策有关，也可能与节能减排技术的改善有密切联系，相关政策明显改善了资源环境的利用，有效提高了湖南省经济增长质量水平.

4.5经济增长效率

经济增长效率维度是广义和狭义内涵中的核心部分，从上文实证分析可以看出，在考察期2000-2012年内，经济增长效率指数有着显著提高，其主要归因于湖南省劳动生产率的提高，实证结果显示，2012年的劳动生产率是2000年劳动生产率的5倍.同时，全要素生产率和技术变动对经济增长效率改善具有正向促进作用，技术效率变动也能够促进经济增长效率的改善.而资本生产率却在逐步减少，如何更好的提高资本生产率，这是湖南在经济增长过程中应当重点考虑的问题.

4.6经济增长福利变化成果分配

经济增长福利变化成果分配是重要维度，这与居民生活水平密切相关，权重占0.1535.表3数据显示福利变化与成果分配维度的权重高于国民经济素质维度的同期水平，但低于经济增长结构、效率、稳定性、以及资源环境这四个维度，但若结合表4各维度时间序列指数的变化趋势，就会发现在多数年份福利分配维度得分占经济增长质量指数的比重要高于资源环境的同期水平，这说明在提高经济增长质量的过程中绝对不能忽视成果分配的积极作用.从时序变化可以看出其维度逐步增加，说明福利变化和成果分配对经济增长质量的改善也有重要影响.具体来说，住房面积方面都得到了有效改善，城镇恩格尔系数有所改善，但农村恩格尔系数一直比较平均.可见，湖南省农村的成果分配与福利需要得到进一步的改善.

5结论

运用主成分分析法，对2000～2012年湖南经济增长质量进行了实证研究，分析了影响湖南省经济增长质量的因素，总结了湖南省经济发展方式转型道路上的优势与障碍，机遇与挑战.得到了以下结论.

首先，湖南省实现经济数量增长的同时注重了经济增长质量的提高，增长质量指数年均涨幅15%左右.其次，构建的6个维度与经济增长质量指标有正向相关关系，六个维度对经济增长质量的正向促进作用依次下降.最后，在2000-2012期间，湖南实行的区域经济政策是有效的，实证表明采取的政策显著提高了湖南省的经济增长质量水平，但同时需要对资本生产率进行改善以及公平化促进农村福利变化与成果分配，从而全面提高使得湖南经济增长质量.

参考文献

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[13]任保平，魏婕.中国经济增长中数量和质量的不一致性及其理论解释[J].社会科学研究. 2012（3） ：6-10.

经济增长的指标范文第3篇

1.1经济增长质量的理论推论上节已经说明，本文将经济增长质量的考察范围界定在经济增长的结构、稳定性、福利变化与资源利用这四方面。因此，笔者在对这四方面因素进行了复杂的数学相关函数运算后得出了四点与经济增长质量理论相关的推论，具体推论结果如下:①经济增长的结构越平衡时，经济增长的质量会越高；②当经济增长环境波动较小时，经济稳定性越强，经济增长的质量将越高；③当经济增长能够有效提高居民福利水平时，经济增长的质量将越高；④当经济生产的资源利用率得到提高，对能源的消耗与环境的污染越少时，经济增长的质量将会越高。1.2经济增长质量的测度方法经济增长质量除了涉及到经济范畴以外，还涉及到一系列综合因素的影响及制约，因此，通过利用数量指标来分析与研究经济增长质量问题，将会是一项十分复杂且综合的难题。并且由于经济增长质量涉及到了经济发展中的各个方面，因此要想建立一个对经济增长质量问题进行分析的指标体系，应该对多种方面、多种指标进行掌握与汇总及梳理。而由于传统的指数分析法、因子分析法、以及层次分析法等对经济增长质量进行测度的方法都存在着一定的局限于缺点，不能较为全面的反映经济增长质量各指标之间的关系。而主成分分析法不仅可以弥补上述测度方法中的缺陷，而且对于经济增长指标各种维度之间的关系与其对经济增长总指数的大小能够进行清晰的反映。因此，本文将主要采用主成分分析法来对中国经济增长质量的时序变化与地区性差异进行分析。

2中国经济增长质量的时序变化

上一节已经说到，影响我国经济增长质量的因素是多方面的，因此在对经济增长质量的时序变化进行分析时，本文将努力对影响经济增长质量的各种指标都计算在内。并根据经济增长质量的四个维度对经济增长质量的时序变化进行分析与考量。2.1经济增长的结构指标对经济增长结构指标的选取，本文主要从国民经济的产业结构、投资与消费结构、金融结构，国际收支结构这四个方面来选取。而这四个结构中分别又着各种经济测度指标，本文将从这四大方面中择重选取28个指标来对经济增长质量的时序变化体系进行构建。2.2经济增长的稳定性、福利分配、资源利用指标对经济增长稳定性指标的选取，本文将主要从经济增长过程中的三大周期波动方面来进行考量。即产出波动、价格波动与就业波动。并在这三大周期波动阶段中选取最为重要的指标参与到经济增长质量时序体系构建中。而在福利分配与资源利用这两方面也会采取同样的原则。2.3我国经济增长质量的时序变化在对所有的经济增长质量指标选取及确定后，我们对与经济增长质量相关的各种数据与信息进行了全面的分析与研究，并计算出了各种数据与经济增长质量之间的关系，最后将这些影响我国经济质量增长的各种指标的计算结果进行了汇总。汇总结果如表1。对表1进行分析我们可以看出，自改革开放以来，我国的经济增长质量主要是处于波动上升趋势的，在1978到1986这九年间我国的经济增长质量主要是成稳步提高趋势的；在1986到1994年这九年间，我国的经济增长质量则出现了缓慢的下降态势；而到了1994到2005年这十一年间，我国的经济增长质量出现了快步增长的态势。而我国在这三十年间的经济增长质量得以稳步提升的最主要原因是我国对资源利用率与生态环境不断改善。而我国福利水平的变化也是致使经济增长质量提高的原因。2.4我国经济增长质量的地区性差异为了能够从更加全面的角度对我国经济增长质量的具体状况进行更加全面、立体的分析，从而得出更加准确的判断，因此在对我国经济增长质量的时序变化进行分析后，还要对我国经济增长质量的地区性差异进行分析。下面是对我国从1978到2005年中选取代表性年份，对我国各地区经济增长质量的变化情况的统计（。表2）总体来看，我国各地区从1978年以来，经济增长质量的水平也都取得了缓慢的上升趋势，但是从各地区经济增长质量的发展上来看，却存在者非常大的差异。在经济发展的初期，经济增长质量较高的地区主要集中在我国的中西部城市，而随着经济的不断发展，近年来由于我国较为支持对东部沿海地区的发展，使得东部城市的经济发展质量已经超越了中西部的发展水平，取得了更为强进的发展态势。

3结束语

经济增长的指标范文第4篇

关键词：甘肃；金融发展；经济增长

一、文献综述

现代金融发展理论的主流观点认为，金融对经济发展的影响显著且意义重大。20世纪60年代，雷蒙德·W.戈德史密斯（Raymond W.Goldsmith，1969）对这方面做了开创性的研究，他在金融系统规模与金融服务供给和服务质量正相关的假定下，用金融中介资产与国民财富的比值表示金融发展水平，应用35个国家1960—1963年的数据进行实证研究表明：金融发展和经济增长存在很强的平行关系，在数据比较充分的发达国家，金融发展平均速度的增长时期同时伴随着经济的快速增长。罗伯特·G.金和罗斯·列文（Robert G.King and Ross Levine，1993）针对戈德史密斯研究的不足，研究了77个国家1960—1989年的数据，发现金融发展与经济增长存在统计意义上的显著的正相关关系，即拥有发达金融系统的国家经济增长较快，反之，经济增长较快的国家金融系统通常也较为发达。

20 世纪70年代，麦金农和肖（Mckinnon and Shaw，1973）以发展中国家的金融问题为研究对象，提出了金融深化理论和金融抑制理论，认为在发展中国家存在着严重的金融约束和金融压抑现象。这既削弱了金融体系聚集金融资源的能力，又使金融体系发展陷入停滞甚至倒退的局面。他们认为，发展中国家之所以资金短缺，并不是因为缺乏能用于积累的资金，而是因为金融抑制造成了融资渠道堵塞和资金成本的扭曲，在金融深化的条件下，发展中国家经济建设资金不足的问题可以缓解。金融深化理论和金融抑制理论突出了金融因素在经济发展中的作用，为发展中国家制定货币金融政策，推行金融改革提供了理论依据。

国内在对金融发展和经济增长关系问题理论这方面的研究起步相对较晚，在借鉴国外既有相关理论和方法的基础上，国内学者也进行了大量的实证研究。谈儒勇（1999）采用1993—1998年相关数据，运用普通最小二乘法（OLS）对中国金融发展与经济增长关系进行了实证检验，结果表明，金融中介发展和经济增长之间有显著的正相关关系，股票市场发展和经济增长之间存在不显著的负相关关系，金融中介发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。单俏颖（2003）应用协整和格兰杰因果检验等计量方法，分析中国金融发展和经济增长的关系，结果表明，中国在现阶段金融发展与经济增长之间的关系表现为经济增长带动金融发展。

近些年，有关区域金融和经济发展的研究在国内成为研究热点。周立、王子明（2002）采用1978—2002年的数据，对中国各地区（省区层面）金融发展与经济增长关系进行了实证分析，发现各地区金融发展与经济增长密切相关，金融发展差距可以部分解释各地区经济增长差距。王景武（2005）通过研究发现，区域金融发展与经济增长关系之间存在密切关系，东部存在正向因果关系，而西部则为互相抑制。岑树田（2008）选取了1978—2006年的相关数据，对广西金融发展与经济增长的关系进行了实证研究，得出了金融发展与经济增长之间具有紧密关系，广西的金融发展能有效地促进经济增长但广西的经济增长促进金融发展的效应并不明显的结论。鉴于理论界对西部欠发达地区金融与经济的关系方面研究较少，本研究以甘肃省为例，选取1994—2008年的数据，对欠发达地区的金融对经济发展的影响进行实证研究并得出结论，以期为政府制定经济政策提供具有现实意义的决策参考。

二、实证分析

（一）衡量指标

1.金融发展指标。由于国内外大部分研究通常都采用戈德史密斯（1969）提出的金融相关比率（FIR）作为衡量金融发展的指标。为了解释甘肃金融发展对经济增长的影响，本文亦采用FIR作为金融发展程度的指标，根据戈德史密斯提出的FIR计算方法，即FIR等于某一时点上现存金融资产总量与国民财富的比值。考虑到本地区经济体所能吸纳的金融资产的能力和数据的可获得性，本文采用（存款+贷款+保费收入+股票市场筹资额）/GDP作为反映金融发展的FIR指标。

2.经济增长指标。根据现有研究结果，认为最能充分反映一个地区的经济发展水平的指标就是GDP，因此选取甘肃GDP环比增长率为衡量经济增长指标，具体为本年度GDP与上年度GDP之比，记为GDPR。

（二）样本数据来源及指标特征描述

1.样本数据来源。样本数据来源于《甘肃年鉴》各期、《中国金融统计年鉴》各期、《新中国五十五年统计资料汇编》和甘肃统计信息网，考虑到数据的可得性和统计口径的一致性，选取了1994—2008年相关数据，并按上述定义计算出FIR和GDPR作为分析的两个变量，为减少异方差对回归带来的不利影响，分别对FIR和GDPR取对数（见表1）：

2.指标特征描述。在实证分析前，先对金融发展指标和经济增长指标的变动趋势特征作一个直观的比较（见图1）：

从上页图1可以看出，甘肃省金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR二者在数值上基本保持不变，接近一条与横轴平行的直线，这表明甘肃省金融发展和经济增长都保持着稳定的发展速度。从短期来看，金融发展指标与经济增长指标在大部分年限里保持此消彼长的相反的变化趋势；从长期来看，两条线几乎平行，说明二者保持着长期相对稳定的变化趋势。

（三）回归分析

1.单位根检验。由于时间序列数据通常都是非平稳的，直接对两个变量进行回归可能引起虚假回归，因此，有必要对金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行平稳性检验。通常平稳性检验的方法是单位根检验，本文采取ADF检验法。

从表2可以看出，金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR的水平序列都是不平稳的，但经过一阶差分后在各显著水平下都通过了检验，序列平稳，两个变量均为一阶单整，因此符合进行下一步协整检验的前提条件。

2.协整检验。在ADF检验的基础上，对金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行协整检验，看两个变量之间是否具有协整关系。根据协整理论，如果一组两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，从而有效避免伪回归问题。检验结果（见表3）：

可以看出，在1%的显著水平下没有通过协整检验，在5%和10%的显著水平下通过了协整检验，协整方程为：

lnGDPR = 7.46095331962 - 0.492289021863*lnFIR

这说明金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR之间存在长期稳定的负相关关系。这个结果与上文通过指标特征描述得到的结论是一致的。

3.格兰杰因果检验。格兰杰因果检验是考察一对变量之间因果关系时采用的方法。在这里，分别选择滞后1~4期，对甘肃金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR进行格兰杰因果检验，检验结果（见表4）：结果表明，在10%的显著水平下，在滞后1、2和4期的情况下，所有原假设发生的概率均大于0.1，是接受原假设的，即金融发展FIR与经济增长GDPR之间不存在因果关系；而在滞后3期的情况下，原假设“金融发展FIR不是经济增长GDPR的原因”发生的概率为0.0997，略小于0.1，可以认为拒绝原假设，即金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR之间存在不显著的正向因果关系。

三、结论与讨论

由于经过单位根检验得出金融发展FIR与经济增长GDPR均为一阶单整，两个时间序列为非平稳序列，因此不能用传统的计量经济学建模的结构法进行分析，从而运用了协整检验和格兰杰因果检验等非传统计量方法，对甘肃区域金融发展与区域经济增长的关系进行了实证分析，得出以下结论：

1.甘肃省金融发展与经济增长之间存在长期稳定的关系。根据协整检验结果，在5%的显著水平下，金融发展指标FIR和经济增长指标GDPR之间存在长期稳定的关系。这说明，在研究期内甘肃省金融资产增长与GDP增长保持了相对稳定变化趋势，并且二者保持一种长期稳定的关系。原因可能是：（1）研究期内金融与经济政策平稳，金融政策的制定和执行随着经济增长而变化，始终使经济增长保持一个相对稳定的发展态势。（2）金融发展和经济增长都保持了相对稳定的增长速度（见P131图1），这对二者之间在这一研究期内保持相对稳定的关系提供了可能。

2.甘肃省金融发展与经济增长存在负的相关关系。导致该结果的原因可能是：（1）由于金融资产的运用效率不高造成资金浪费，金融存在“高投入、低产出”的问题。由于近年来投资工具日益增多和民间金融的大范围产生，以及所选取的指标数据如股票筹资额等存在很多问题，如上市公司质量较低、投机性很强，资金被大股东占用而未能投入到经济体中促进自身发展。（2）货币当局逆周期操作，运用货币信贷政策熨平经济波动，在经济处于高涨时期，货币当局通常减少信贷资金供应量来防止经济过热。（3）存贷之间的差额逐年扩大。在FIR指标选取的数据中存贷占有绝大部分比重，而且在欠发达地区，金融业主要以国有商业银行为主，从安全性和盈利性的角度考虑，当上存资金利率高于同期存款利率时，国有商业银行将富裕资金上存至上级行。这实质上是资金的外流，这部分资金并没有回流利用到甘肃的经济体中。

3.甘肃省金融发展与经济增长存在不显著的正向因果关系。通过格兰杰因果关系检验，在10%的显著水平下，分别在1、2和4滞后期的情况下，金融发展指标FIR与经济增长指标GDPR不存在因果关系；只有在滞后3期的情况下，金融发展指标FIR是经济增长指标GDPR的原因，但这种因果关系并不显著，并不能有力说明金融是经济增长的制约因素。

参考文献

[1]Goldsmith，Raymond W.，1969，Financial Structure and Development ，New Haven，Yale University Press.

[2]King，Robert G.and Levine，Ross，1993，“Finance and Growth： Schumpeter Might Be Right”，the Quarterly Journal of Economics，108，

38-717.

[3]Levine，Ross and Zervos，Sara，1998，“Stock Markets，Banks，and Economic Growth”，American Economic Review，88(3)，537-558.

[4]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，(10)：53-61.

[5]单俏颖.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J].统计与信息论坛，2003，(6)：72-76.

[6]周立.中国地区金融发展与经济增长[M].北京：清华大学出版社，2004.

经济增长的指标范文第5篇

关键词：经济资本化 经济增长 格兰杰因果检验 传导路径

引言

资本作为一种生产要素，自工业革命以来，就一直在经济活动中扮演着重要的角色，它可以对经济资源进行定价和配置，促进经济资源的资本化。所谓的经济资本化是指以资本为媒介来带动其它经济资源的优化配置，以达到促进经济增长的目的。经济资本化按照发展轨迹可以分为实体经济资本化和虚拟经济资本化两种形式，实体经济资本化是指，在经济发展的早期，实体产业领域的生产者利用资本去购买生产要素，然后加工制作创造出具有新价值的产品，从而增加社会经济总产出。虚拟经济资本化是指，随着经济的发展，资本市场应运而生，以各种各样的虚拟的资本产品为载体，通过未来资本的收益率或贴现率来吸引资本投资，提高资本的使用效率，从而推动社会财富的快速积累。

无论是实体经济或虚拟经济的资本化，其根本目的是为了促进经济增长，如何衡量经济资本化对经济增长影响机制是本文的研究目的。当然，衡量经济资本化水平的指标很多，本文选取外国直接投资和股票市场发展两个指标作为代表，结合我国的实际研究它们对经济增长的影响机制。在以往研究中，很多学者分别对外国直接投资和股票市场与经济增长的关系进行了分析。大部分研究成果都认为外国直接投资可以通过技术转移促进东道国经济的增长，而关于股票市场与经济增长的相关性问题却存在较大分歧，一些学者认为股市与经济增长之间有很强的正相关关系（Levine and Zervos，1998），另一些学者认为股市与经济增长之间的相关性不大（Harris，1997）。基于以上研究，本文从经济资本化的角度，来考察外国直接投资和股票市场指标与经济增长的关系以及对经济增长的传导路径。

模型设定与变量选取

（一）模型设定

为了研究经济资本化与经济增长之间的传导路径，首先要明确决定经济增长的生产要素。因此本文采用经典的柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生产函数来分析生产要素对经济增长的关系。

yt=A（t）k（t）αl（t）1-α （1）

其中，y为人均产出水平，A为技术水平，k为人均资本水平，l为劳动力与人口总量的比例（为了便于分析资本、技术对经济增长的影响，在此假定l为一常数），t为时间，0

本文进一步求人均产出增长率，先对（1）式左右两边取自然对数，得出：

lnyt=lnA（t）+αlnk（t）+（1-α）lnl（t） （2）

然后，式（2）两边对时间求导，得出人均产出增长率与资本增长率、技术进步的关系：

（3）

式（3）说明人均产出增长率是技术增长率与资本增长率的加权平均，即人均产出增长率取决于人均资本增长率和技术进步。

由此，可以确定资本和技术两要素是决定经济增长的重要因素。但结合我国经济增长的实际情况，制度因素也对经济增长产生重大的影响，即采用不同的经济体制、管理模式等都会通过不同的渠道影响到最终的经济产出，因此，应该在经济模型中加入制度因素，以便更准确地反映我国经济增长的事实。根据以上分析，本文设定经济增长的模型为：

lnGDPt=b0+b1lnMGt+b2lnHMt+b3lnTPt

+b4SYSt+θt （4）

其中，GDP为经济增长指标，MG为物质资本指标，HM为人力资本指标，TP为技术进步指标，SYS为制度因素指标，θ为随机误差项，t代表时间。

（二）数据来源与变量选取

本文研究的样本区间为1991-2010年，变量的数据如无特别说明，均来自于《中国统计年鉴》、《中国人口年鉴》、《新中国五十年统计资料汇编》、《中国财政年鉴》、《中国统计摘要》、国家统计局网站、教育部网站等。具体指标选择如下，其统计性描述如表1所示。

1.经济增长指标（GDP）。本文选取人均实际GDP度量经济增长水平（单位：亿元），并采用对数形式，即lnGDP。居民消费价格指数以1978年为基期，下同。

2.经济资本化指标（SKD、FDI）。本文主要选取股票资本化水平和外国直接投资两个指标来说明经济的资本化水平。股票资本化数据用年度国内上市筹资额（SKD）表示（单位：亿元，以当年价格水平计算），并采用其对数形式，即lnSKD。外国直接投资水平（FDI）以年度外国直接投资实际利用外资金额，并利用当年人民币汇率平均价转化为人民币度量（单位：亿元），然后去除价格因素。并采用其对数形式，即lnFDI。

3.物质资本水平指标（MG）。本文选取年度固定资本存量与年度实际GDP之比来度量（单位：亿元），并采用其对数形式，即lnMG。其中，1991-2008年的固定资本存量数据，本文选自我国经济增长与宏观稳定课题组（2010），2009年、2010年的数据由笔者通过永续盘存法估算而来。