時間：2023-07-28 17:32:02
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經濟增長趨勢，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
[關鍵詞] 產出缺口 Kalman濾波 AD-AS模型 宏觀經濟走勢 經濟政策
中國經濟同世界經濟的聯系日益緊密，全球金融危機使中國經濟發展面臨諸多困難和挑戰，不確定不穩定因素明顯增多。本文擬運用Kalman濾波估算我國1978年～2008年潛在產出與產出缺口，進而在AD-AS模型的框架下從理論上分析影響短期經濟波動的關鍵因素預測宏觀經濟走勢并提出政策建議。
一、基于產出缺口對宏觀經濟運行的實證分析
本文選取從1978年至2007年的年度GDP數據 ，根據GDP平減指數剔除不可比因素，得到GDP的可比數列。2008年GDP年度數值根據2008年一至三季度數據及增長率推算。由此可得GDP的時間數列{GDPt}。
量測方程： （1）
狀態方程：
（2）
其中，，分別代表GDPt的趨勢循環要素（潛在產出）和不規則要素。的AR(p)模型的自回歸階數p=2，以上各式中的，，κt均為隨機干擾項。
使用ADF檢驗方法進行單位根檢驗（本文略），數列中含有1個單位根，即{FDPt}是一階單整數列，滿足模型需要的前提條件。
運行EViews程序即可得到潛在產出數列{}。這種估算方法實際上是建立在新古典主義對潛在產出的定義，從而，可以依（3）式可方便的得到較為直觀的產出缺口，得到產出缺口數列{}。
（3）
對數列{}進行對數化處理再取平均值可得到中國潛在產出平均增長率約為9.58%，對產出缺口數列{}取平均值可得平均產出缺口約為0.28%。
圖1描述了我國1978年～2008年產出缺口周期性變動的軌跡。中國經濟保持9.58%的長期增長趨勢使得產出缺口平均保持在0.28%。這意味著，中國改革開放以來的高增長是以過度利用資源，包括自然資源和勞動力資源為代價的。同時，中國經濟要想保持9.58%這個較高的增長率，就要求產出缺口平均為0.28%。根據推算，2008年產出缺口約為0.33%，已接均值。
二、基于AD-AS模型對宏觀經濟走勢的理論分析
凱恩斯主義強調政府宏觀調控的作用，在當前世界金融危機下，市場自發調節難以奏效，此時應用凱恩斯主義經典模型分析中國經濟波動與走勢具有重要的現實意義。我國2008年初經濟運行出于正缺口（圖2（A）），圖中AD1（短期總需求）與AS1（短期總供給）的交點所對應得橫坐標Y1表示實際產出，Y1與Y*之差表示產出的正缺口|Y*Y1|。價格水平卻不是AD1與AS1的交點的縱坐標，而是AD1與LAS（長期總供給）的交點的縱坐標P1，原因是在產出正缺口的情形下，總需求提高會發生乘數效應的阻斷，使得價格提高的幅度大于產出增加的幅度，引發通脹。
1.中國當前已進入經濟收縮期
至2008年第三季度，我國產出正缺口縮小，實際（均衡）產出向趨勢線回歸，中國經濟步入收縮期?；趫D2（A），新的產出應位于Y1與Y*之間，并靠近Y*，從而AD和AS曲線必然至少有一條向左移動。筆者認為我國當前經濟運行狀態可由圖2（B）表示，即AD1向左移動至AD2表示總需求降低，AS1曲線也向左移動至AS2表示總供給降低，長期生產能力――潛在產出趨勢線LAS保持不動，則AD2與AS2的交點橫坐標Y2表示當前的實際產出，Y2與Y*之間的距離|Y*Y2|表示產出正缺口，同理仍然是AD2與LAS交點的縱坐標表示當前的價格水平P2而非新均衡點的縱坐標。顯見，2008年一季度至三季度，產出缺口由|Y*Y1|減少至|Y*Y2|，價格水平也由P1下降至P2，由于乘數效應阻斷的存在，價格下降幅度不如產出下降幅度大。換句話說就是國民收入下降幅度小于物價下降幅度，當前仍面通貨膨脹的壓力。另一方面，由于價格變動總是滯后于產出變動，在收縮期，伴隨產出正缺口的縮小，實際產出趨于潛在產出，價格存在繼續下降的空間，只不過時間上滯后，在經濟政策的調整中必須考慮到這一點。
2.短期的經濟波動不會改變中國的長期經濟增長趨勢
2008年以后，可以預見10年～20年中影響中國經濟長期增長的上述因素不會發生根本性的逆轉，因此，經濟的長期增長趨勢不會發生根本性的改變。這樣說，并不認為中國經濟增長趨勢在未來10年～20年總可保持模型計算出的9.58%左右的平均增長率。首先，美國次貸危機將導致全世界經濟增長速度將放緩，這必將會影響作為我國經濟增長三駕馬車之一的出口貿易，也會在一定程度上影響中國的經濟增長速度。其次，加入WTO后的中國經濟與世界經濟緊密相連，隨著開放程度特別是金融業開放的不斷深化，外部經濟環境的變化將成為影響我國經濟的重要因素。本次金融危機引發世界經濟衰退，不可避免的沖擊我國宏觀經濟運行。再次，我國自改革開放至今，經濟保持平均9.58%的高增長率，是以過度利用資源為代價的，基本的經濟常識告訴我們，這種增長方式是不可能長期維持的，這也是可持續發展決不能容忍的，轉變經濟增長方式是保持經濟平穩增長的必由之路。由此，經濟增長趨勢會出現小幅持續下移。不妨假設未來10年～20年中國長期增長趨勢是9%，至少維持在8%以上。這就是說，圖中的長期總供給曲線LAS的位置向左小幅移動。對于2008年第四季度到2009年甚至2010年，可以合理的假設其位置保持不變。
3.中國經濟經歷短期供給沖擊
(1)我國自然資源和勞動資源的結構性短缺必然導致生產成本的上升,進而使短期總供給降低。受國內外自然資源短缺,以及國內勞動資源結構性短缺的影響,2007年原材料、能源、機械設備等產品價格的上升,以及勞動工資水平的上漲，不可能不抬高2008年的生產成本。此外,2008年中國南方雪災、汶川地震,三鹿奶粉事件,無疑對我國短期總供給造成負面影響。上述分析從2008年的PPI變動也可看出:6.1%(1月),8%(3月),8.8%(6月),10.1%(8月)?？梢?成本的上升減少了短期總供給,圖中AS1曲線必然左移。
(2)供給沖擊之后的短期總供給不是影響我國經濟短期波動的主要因素。短期總供給一般較短期總需求穩定，特別是我國在2008年經歷一次供給沖擊后。當今世界經濟疲軟，供給的變動更多取決于需求的變動，無論是生產者還是消費者都不同程度的對經濟失去信心，在這種預期下生產者提供的產量將減少，他們將觀望總需求的變動：如果政府調控有力，總需求回升，他們會增加產量；如果總需求依然低迷，沒有廠商愿意增加供給?？偣┙o的短期增減都是相對于總需求而言的，從而在對當前中國經濟的分析中假定總供給短期內不變是合理的。無論是理論分析還是政策制定，都要更多地關注總需求。
4.短期總需求的變動成為經濟運行的關鍵因素
(1)多因素共同作用使得2008年總需求呈下降趨勢。決定總需求的因素包括影響消費需求、投資需求、政府需求和來自國外部門的需求等諸多因素。第一，1月份 CPI為7.1%，直到7月仍在6.3%的高位，價格水平的上升會導致國內有支付能力的消費需求和投資需求的相對減少，進而總需求降低。第二，為控制經濟發展過“熱”，2007年以來，我國政府不斷出臺多項抑制經濟過熱的緊縮性政策且力度不斷加大、直到2008年9月才停止。這些針對總需求（特別是投資需求）的緊縮性政策效應仍會在2008年下半年及2009年產生效應，可以預見總需求還會繼續下降。第三，全球金融海嘯正在向實體經濟傳導，以美國為首的中國主要貿易伙伴國經濟疲軟，也使得總需求繼續呈下降趨勢。
(2)總需求的變動將成為我國經濟波動的關鍵因素。全球金融危機正使得世界主要發達國家經濟疲軟，作為世界主要經濟體的中國不可能不受到影響，不考慮其他國際聯系，只考慮出口的減少就會在一定程度上影響中國的經濟增長速度，而目前這種傳導剛剛開始，這種使產出向潛在趨勢線回歸的動因將持續。
另一方面，即使國外經濟形勢沒有發生如此巨變，如前述分析，我國經濟在2008年一季度達到“拐點”掉頭向下進入收縮期。而根據以前年度的經驗，產出正缺口會逐漸縮小，實際產出回歸甚至跌過潛在產出，出現產出負缺口，這是經濟自發調節必須的過程。我國產出缺口長期超出0.3%，如果任由經濟自身調節，其收縮的深度一定會跌破-0.4%的產出負缺口。而國際經濟形勢的突變會加劇經濟收縮的進程，即只有讓AD2曲線持續左移。
綜上，及時調整經濟政策，控制經濟收縮在產出缺口區間[-0.3%，0.3%]、經濟增長率不低于8%非常重要，因為如果能夠控制，則避免了經濟的大起大跌，而且也不會對世界本已低迷的經濟雪上加霜。而經濟政策的制定必須針對總需求，把握時機與力度出臺政策以提高總需求，通過對總需求的調節熨平經濟波動，防止經濟波動演變為經濟危機。
三、經濟政策建議
從短期看，把握時機持續實施擴張的財政政策與貨幣政策，并堅持以財政政策調節為主?？紤]到原有緊縮性政策的效應時滯，必須轉而實施擴張的經濟政策。考慮到增稅和減稅效應的不對稱性，應以擴張性財政政策為主?？紤]到新擴張性政策的效應時滯，在經濟增長率逼近9%時適當加大財政政策力度，跌破趨勢線后應再次施行擴張性財政政策。對于調整總需求中可能出現的物價波動，可以考慮采用相應的貨幣政策調節。
經濟政策的最佳目標是使經濟增長在可接受的區間內，最差則是不使經濟增長率低于8%進入蕭條期，出現經濟過冷。只要政府愿意，就是舉借數萬億元的國債來拉動經濟增長，以保持至少8%的經濟增長率也不是不可能的。事實上，2008年三季度的居民儲蓄存款余額已高達207998.47億元，這就為政府極端的經濟情況下通過舉借國債刺激經濟增長奠定了堅實的經濟基礎。
從中國經濟運行的長期來看：一方面，不應再考過度利用資源的方式達到高增長，客觀上這也是不可能長期維持的。轉變經濟增長方式，實現可持續發展，這是保持中國經濟穩定發展的客觀要求而且這也是可能的；另一方面，政府宏觀調控必然犧牲一定的效率，應堅持以市場為基礎，充分發揮市場自發配置資源、調節經濟的能力，以政府宏觀調控為輔，走出一條有中國特色的社會主義市場經濟之路。
參考文獻：
關鍵詞：浙江省;經濟增長;物流業;統計分析
一、引言
伴隨著網絡購物和電子商務的發展，加快了各個地區經濟的發展，尤其是物流產業。雖然物流也屬于經濟的一部分，都是影響國民經濟的重要組成部分，但是將物流從經濟中分離出來，可以更科學的分析物流與經濟的相互關系。浙江省的大部分處于長三角經濟圈，且與我國經濟發展最發達的上海接壤，也推動了浙江省經濟增長，帶來了周邊地區物流的發展。如何衡量物流與經濟的互動發展關系，探索物流的發展對經濟的依賴程度等都是值得研究的熱點話題。
二、浙江省物流與經濟的發展現狀
浙江省物流產業與經濟增長總體上呈現快速增長的態勢，但是仍存在少許的波動狀況。由于物流與經濟的增長值的數據差額較多，筆者采用主次坐標軸的方法來衡量物流與經濟的發展趨勢，這樣能更清晰的將兩者的增長趨勢和波動關系展現出來。浙江省呈現持續穩定快速增長的態勢，物流業特不甘落后，發展速度也較快。具體的物流與經濟發展趨勢圖如下圖所示。
圖 浙江省物流與經濟發展趨勢圖
數據來源：根據浙江省歷年統計年鑒數據整理繪制而得。
從浙江省GDP歷年的增長趨勢來看，不僅是GDP的總值呈現增長的態勢，而且GDP的增長率也呈現增長的趨勢。交通運輸、倉儲和郵政業的產值基本上可以衡量浙江省物流的產值，因此本文采用交通運輸、倉儲和郵政業來代替物流產業。而浙江省物流的發展趨勢卻出現了少許的波動，呈現曲折增長的態勢。綜觀物流產業15年的發展趨勢，可以發現物流產業呈現先上升然后下降，再上升的發展趨勢。相對其上升的趨勢而言，下降的趨勢較少且時間也較短，因此從總體來看，浙江省物流產業呈現整體上升的增長態勢。從圖中還可以看出兩者的關系呈現不斷變化的趨勢，因此本文將1997年至2011年期間物流與經濟的發展關系主要分為三個階段。第一階段是1997年至2004年，在期間內，浙江省物流產業的產值曲線位于GDP的上方，說明此階段物流產業產值的相對增加額高于生產總值的增加額，尤其是2003年之前，物流產值的相對增加額與生產總值的相對增加額的產值呈擴大的態勢，而在2004年基本上出現了重合。第二階段是2004年至2008年期間，此階段物流與經濟增長趨勢圖呈現了重疊，說明兩者基本上呈現了相似的增長態勢。第三階段是2009年至2011年期間，經濟的增長趨勢超過了物流的增長趨勢，表明經濟帶動了物流的發展。
總之，浙江省物流的投資前景都是比較可觀的，雖然2004年左右浙江省物流產值出現較大的波動，但總體而言，浙江省物流一直呈現快速發展的趨勢。由物流是經濟發展的基礎輔產業，是經濟增長的催化劑，因此物流產業投資十分重要，加上投資的乘數加速原理，我們基本可以預測它對浙江省經濟的發展作出巨大貢獻。而經濟發展是物流發展的必要前提，因此可以預測兩者之間可能存在較強的互動關系。對于兩者浙江的具體關系本文將在下文進行實證檢驗。
三、浙江省物流與經濟的實證
為了進一步對浙江省物流與經濟的關系，本文通過量化分析，使研究更具有說服力。本文采用物流產值及浙江GDP的時間序列數據來研究浙江省物流與經濟發展的互動關系。
1.指標的選取和數據來源說明
（1）浙江省物流業發展指標。物流業這一概念是交通運輸、郵電運輸、倉儲等行業的綜合，因此在實證的時候需要對這些指標進行綜合處理?；跀祿目色@得性，本文采用浙江省交通運輸業、郵電通信業和倉儲業增加值的總和來反映浙江省物流業產值，物流業產值指標用LOGI表示，其中數據來源為歷年《浙江省統計年鑒》。
（2）浙江省經濟發展水平指標。經濟發展水平一般可用生產總值GDP來表示，但這里需要注意的是，GDP分為名義GDP和實際GDP，而統計局記載的往往是名義GDP。由于受通貨膨脹等因素的影響，名義GDP往往不能確切地反映一個地區的經濟發展水平，名義GDP的變動也不能確切反映地區經濟增長程度的快慢，只有消除了通貨膨脹等因素才能確切反映經濟發展水平。因此本文選取浙江省實際生產總值GDP作為浙江省經濟發展水平的指標，簡記為GDP，數據來源為歷年《浙江省統計年鑒》。
本文選取1997年～2012年浙江省的年度數據作為樣本，數據來源于各年度《浙江省統計年鑒》。其中物流業產值和GDP的數據都是剔除價格水平后的實際產值，計算方法為名義產值除以某一年為基期價格指數。為了使歷年實際產值數據具有可比性，本文選取以1997年為基期（即1997年的價格指數為1）。
2.浙江物流與經濟增長的誤差修正模型（ECM）
對于經典的回歸模型是建立在平穩序列的基礎上的，而對于非平穩序列則可能出現偽回歸。為了檢驗兩個變量之間到底是否存在某種均衡關系，便需要對這兩者進行協整檢驗。協整檢驗的基本思想就是檢驗對兩個變量回歸后得到的殘差序列是否屬于平穩序列，若是則協整，反之則不協整。由于變量指標較少，本文將采用恩格爾-格蘭杰兩步法對時間序列lnLOGI和ln GDP進行協整檢驗。
首先以lnGDP為因變量，lnREI為自變量建立協整回歸方程：
lnGDPt=a0+a1lnLOGIt+ut （1）
通過最小二乘估計得到回歸結果為：
lnGDPt=1.775+1.195lnREIt （2）
（24.7606） （21.36967）
R2=0.905 F=58.593
在得到兩者的協整回歸方程后，再對殘差序列進行單位根檢驗，仍舊采用ADF檢驗，得到殘差序列的ADF結果：殘差序列的ADF檢驗值均小于1%、5%和10%顯著性水平下的值，因此認為殘差序列是平穩序列。于是我們可認為時間序列lnLOGI和lnGDP是協整的，即存在長期穩定關系。從回歸方程（2）我們可以初步看出，浙江省經濟增長與物流投資之間具有顯著的正相關性，而且根據彈性理論，浙江省物流產值每提高1個百分點，浙江省經濟水平就會提高1.195個百分點，說明浙江省物流業發展對經濟水平提高的作用巨大。
由于浙江省物流業發展與經濟發展之間存在長期穩定的關系，因此必須存在一種短期均衡。下面采用誤差修正模型來分析這種短期均衡。首先構建誤差修正模型如下：
ΔGDPt=a1ΔLOGIt+a2ΔLOGIt-1+a3et-1 （3）
其中，Δ表示原變量的一階差分，et-1表示殘差項的1階滯后項。通過VEC估計，結果如下：
ΔGDPt=8.4092ΔLOGIt+3.0159ΔLOGIt-10.6290et-1 （4）
（3.8704） （1.4703） （-2.5563）
其中，該模型的擬合度為0.8216。從上述結果可知，物流業產值的一階滯后項系數為正，且非常顯著，表明短期內物流業的微小變動就會促使經濟發生較大變動，即短期內浙江省經濟發展對當期物流業的敏感度非常高。但是，ΔLOGIt-1的系數并沒有通過顯著性檢驗，說明浙江省短期經濟只對當期物流業的變動產生反應，而對上一期物流業的變動沒有顯著的敏感性。從誤差項的系數可知，該模型符合一種反向修正的均衡機制，當物流業的波動較高時，通過負向修正均衡，使物流業的波動與經濟波動達成一種短期均衡。
3.浙江省物流業與經濟關系的進一步分析
上面提到浙江省物流業產值每提高1個百分點，浙江省經濟水平就會提高1.195個百分點，但這也只是僅考慮這兩個變量而不引入其他影響因素得到的結果。但考慮到他們之間的關系存在一定滯后效應，因此必須納入滯后期，對兩者的互動程度作進一步實證。首先構建模型如下：
lnGDPt=a0+a1lnLOGIt-1+ut （5）
lnLOGIt=b0+b1lnGDPt-1+ut （6）
仍選取1997年～2012年浙江省年度數據為樣本進行實證分析。
使用EVIEWS6.0對回歸模型（3）進行最小二乘估計，回歸結果如下表所示。
表 回歸結果
由上表可知，方程一的回歸擬合值達到0.804，殘差的平方和只有0.991;方程二的回歸擬合值達到0.819，殘差的平方和只有0.395，表明該回歸結果是非常理想的。觀察各變量的系數值及顯著性，得到以下結論：
（1）lnLOGI（-1）的系數值為1.208，并且t統計量為7.015，通過1%顯著性水平下的顯著性檢驗，表明浙江省物流業發展對浙江省實際GDP的影響是非常顯著的，并且這種關系是正相關的。用彈性來解釋就是，浙江省物流業水平每提高一個百分點，將會明顯促進浙江省GDP提高約1.208個百分點。
（2）lnGDP（-1）的系數值為0.611，并且由t統計量及顯著性檢驗可知通過了1%顯著性水平的顯著性檢驗，這表明浙江省實際GDP對物流業的正影響也是非常顯著的。用彈性來解釋就是，浙江省GDP每提高一個百分點，將會明顯促進浙江省物流業水平提高約0.611個百分點。
綜合上面兩個實證結果，本文再一次驗證了浙江省物流業與經濟發展水平之間存在穩定的互動關系。
四、結語
由于浙江省經濟結構存在不合理問題，最可靠的解決方法當屬優化結構，合理投資各個行業中，將物流的內部企業進行重組兼并，優化浙江省物流的產業鏈，打造物流的信息平臺，建立物流產業鏈體系。此外，還應該根據浙江省各個的具體情況進行產業調整，形成物流的塊狀發展趨勢。在優化結構中，一定要權衡傳統運輸業與物流的比重，在促進傳統運輸業發展的同時，更要重視發展物流業，這樣才能增加物流業的附加值，為浙江省民經濟的增長貢獻一份力。
從發達國家的發展經驗表明，物流的發展離不開科學技術的進步。因此，浙江省應該加大物流開發研究的費用，培養大高素質的人才為浙江省經濟發展提供人員基礎。加快培養金融保險、物流英語、服務貿易等方面的人才，這樣才能提高浙江省經濟的人力資源管理。對于充分發揮資本市場在浙江省經濟中的推動作用，不僅可以促進我省經濟的快速增長，也加快了浙江省物流的發展。不僅可以借助金融等金融機構進行借貸，還應該開展民間集資，確保物流企業在發展中擁有充足的資本。如溫州市作為我國金融改革試點，大力發展民間銀行以及民間集資。這樣不僅有利于提高本土企業的核心競爭力，還促進了股權融資、企業債券融資、創業融資等融資方式向資本一體化發展，進而推動浙江省經濟一體化的發展。
參考文獻：
關鍵詞:貨幣政策;法定存款準備金;就業;奧肯定律
中圖分類號:F822.0 文獻標識碼:A 文章編號:1003-9031(2010)05-0008-04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.05.02
隨著改革開放的深入,我國正處于體制轉軌和結構升級的關鍵時期,同時我國經濟融入國際化的程度也越來越高,這都使我國未來的就業形勢變得十分嚴峻,是關系我國經濟發展和社會穩定的重大戰略問題。尤其是在當前金融危機的影響下,世界經濟遭受重創,金融市場急劇惡化,股市連連受挫,我國也同樣面臨著經濟貿易下滑,大量企業倒閉,致使失業人口不斷攀升的局面,因此我國央行實行穩健的貨幣政策,在2008年兩次下調法定存款準備金率,以增加貨幣供應量,促進經濟增長。貨幣政策是國家宏觀調控的必要手段,在促進就業和緩解失業壓力的過程中擔負著重要職責和任務,因此,深入研究我國失業和貨幣政策之間的關系有著重要的現實意義。
一、文獻綜述
庸俗經濟學的代表薩伊(Jean Baptiste Say)把貨幣僅僅認為是流通工具,其把貨幣和貨物的流通速度等同起來。[1]托馬斯?孟(Thomas Mun)認為貨幣和商品有密切關系,當貨幣數量豐富時商品的價格將上漲,當貨幣數量缺乏時則商品價格將將下降。[2]洛克(John Locks)認為貨品的價值分為固有價值和市場價值兩種,固有價值起因于其所滿足的欲望,市場價值則為供求關系所決定,而貨幣的價值只是由供給數量決定。[3]休謨(David Hume)認為任何物品的價格都是由商品與貨幣之間的比例所決定,任何一方發生變動均會引起物價的漲落。[4]奧地利學派的魏克賽爾貨幣理論的中心內容是貨幣價值理論,他認為物價的變動是貨幣數量和其它因素共同作用的結果,貨幣價值理論應該是動態的,要考慮時間因素。[5]林達爾(Erik Lindahl)是魏克賽爾的學生,他認為貨幣管理當局影響物價水平的重要手段是銀行的存貸款利率,降低利率使所有資本價值增加,而提高利率則可降低所有資本價值同時影響投資,造成物價的降落導致失業。[6]新古典綜合學派是由薩繆爾森(Samuelson)創立,在他們看來貨幣政策主要是通過金融中介信貸的可獲性發揮作用,它雖然是一種有效的工具但不適應控制通貨膨脹。[7]現代貨幣主義理論的代表人物有費雪(Irving Fisher)、約翰?穆勒(John Mill)、庇古(Arthur C.Pigou)、弗里德曼(Friedman)等,他們認為政府應該采取固定的規則避免過多的干預自由市場。[4]
凱恩斯學派的“相機抉擇”論和弗里德曼的“單一規則”論在貨幣政策研究方面最具影響?！跋鄼C抉擇”的貨幣政策指在經濟蕭條時采取擴張的貨幣政策刺激有效需求,促進經濟增長,增加就業機會;反之,在經濟過熱時采取收縮性的貨幣政策抑制有效需求,限制投資和消費的增長。而“單一規則”則認為不管經濟形勢怎樣變化,都要維持一個穩定的貨幣供給增長速度。
國外經濟學家對貨幣理論和貨幣政策的研究,對于正確認識我國的貨幣政策很有幫助,目前我國就業壓力急劇增加,如何正確使用貨幣政策促進經濟發展顯得尤為重要,因此有必要對我國的貨幣政策和就業之間的關系進行研究。
二、貨幣政策促進就業的傳導機制分析
貨幣政策指中央銀行為實現既定的經濟目標①運用各種工具調節貨幣供給,進而影響宏觀經濟的方針和措施的總和。貨幣政策工具是指中央銀行為了實現既定的貨幣政策目標所采取的政策手段,主要包括再貼現業務、公開市場操作和準備金制度三大政策工具。由于在我國再貼現業務和公開市場操作起步較晚,并且對金融市場和金融結構的要求條件較高,不便于本文分析,因此本文以法定準備金制度為研究對象。
中央銀行作為貨幣政策的制定者,通過改變法定存款準備金率,對商業銀行的信用創造能力產生極大影響,用公式表示為:D=C×。其中,C為基礎貨幣;r為法定存款準備金率;e為超額準備金率;c為現金漏損率;h為財政性存款比率;D是貨幣供給量。
通過上述公式可看出,中央銀行完全可以通過改變法定準備金率來影響整個社會的貨幣供給量。具體而言,中央銀行降低法定準備金率,使派生乘數提高,有利于銀行擴張信貸,引起貸款和投資的擴大,增加貨幣供給量;反之,中央銀行提高法定準備金率則使派生乘數下降,貸款與投資緊縮,從而產生相反的效果,降低貨幣供給量。
在經濟蕭條時期,中央銀行實行擴張性的貨幣政策,通過降低法定準備金率,引起貸款和投資的增加,擴大生產能力來刺激總需求,從而促進經濟發展。根據奧肯定律②可知,當實際GDP增長相對于潛在GDP增長上升2%時,失業率下降大約1%,也就是說GDP的增長能夠降低失業率,因此可通過擴張性的貨幣政策引起投資增加,促進經濟增長,從而促進就業。它的傳導途徑如下圖所示:
三、我國失業人口變動與銀行貸款的關系
由于我國在計劃經濟時期沒有失業這一概念,失業問題是在我國實行改革開放,市場經濟體制建立后才逐漸引起政府的重視。因此,本文在分析貨幣政策與就業之間的關系時選取的時間是自1978年起。
從圖2看出,城鎮失業人口增長趨勢成倒S型,1984年失業人口最少,此后呈增長趨勢,1992年出現短暫拐點,失業人口有所減少,但總的趨勢一直在增加;在改革開放初期,失業率曾高達5%以上,但隨著經濟的發展開始回落,1996年以前失業率一直低于3%,但自2002年起便一直高于4%。
企業是推動經濟發展的主要力量,是投資、吸納就業人口的主體。企業投資的資金來自銀行信用的擴張,其的變化代表著法定存款準備金率的實施效果,因此本文就以全社會固定資產投資的國內貸款為研究點,探討貨幣政策工具法定存款準備金率的改變如何影響就業。
從圖3可看出國內貸款的變化率和城鎮登記失業人口變化率大致呈反比例關系變現,當國內貸款增長迅速、增長率增大時,城鎮登記失業人口的增長率便呈現出下降,甚至是負增長趨勢;反之,當國內貸款增加率降低或是負增長時,失業人口變化率便呈增長趨勢,但它們不是同步發生,失業人口變化率總是滯后于國內貸款變化率幾年才能表現出來。
同時圖3也反映出我國的失業人口出現了幾次大的波動分別在1984、1990、1998和2003年,這幾次失業人口的變動與貨幣政策密切相關。1982年,由于我國實行寬松性貨幣政策,加大了對企業的貸款力度,促進了我國的經濟快速發展,使我國的失業人口大幅度降低,1984年失業人口僅為235.7萬人,是改革開放以來的最低值。國家為抑制信用采取緊縮的貨幣政策,在1987-1988年兩次提高法定準備金率,由10%提高至13%,大力緊縮銀根,減少銀行的信用擴張,抑制了通貨膨脹,但也阻礙了經濟發展,我國經濟陷入衰退期,致使我國的失業人口節節攀升,1990達到了383.2萬人。1998年,為了降低亞洲金融危機對我國的危害,中央銀行實施積極的貨幣政策,使法定存款準備金率由13%降低至8%,并在1999年再次下調至6%,大力放松銀根并加大對企業的貸款額以求促進經濟增長,受到了明顯的效果,盡管當時我國正進行國有企業的改制,并受亞洲金融危機的影響,致使大量職工下崗失業,但由于貨幣政策的有效實施,又增加了大量就業崗位,使我國的失業人口比較穩定,沒有大幅度的增長,直到2002年都控制在800萬人以內。為了抑制通貨膨脹,防止經濟過熱,穩定國民經濟的運行,2003-2007年5年間,中央銀行又6次提高法定準備金率,由6%提高至13.5%,再次實施緊縮的貨幣政策,降低貨幣信貸總量的增長速度,雖然穩定了物價,但使經濟發展放緩,使我國的失業人口2008年再次創歷史新高達到886萬人。
四、貨幣政策與失業人數波動實證分析
1.數據來源
本文以1983-2007年年度數據,通過研究失業人口增長率為國內貸款增長率之間的關系說明貨幣政策與失業人口的相關性。其中失業人口變化率和國內貸款變化率都是以T年為基準,T+1對T年的增長率作為數據。
2.實證分析
根據AIC和SC最小的準則,選定VAR模型的滯后階數為4期,利用VAR(2)模型對失業人口增長率及貸款增長率之間的關系進行實證研究,其中SY為失業人口增長率,DK為國內貸款增長率,得出矩陣為:
SYDY=0.610.310.280.36SY(-1)DK(-1)+-0.76-0.10.790.04SY(-2)DK(-2)+-0.15-0.060.51-0.21SY(-3)DK(-3)+-0.090.24-0.3-0.24SY(-4)DK(-4)+-0.0010.188
圖4可知,VAR模型的全部特征值根的倒數值都在單位圓里面,說明此模型是穩定的,因此可做脈沖響應圖。
下面給貸款增長率一個沖擊(喬利斯基分解)得到關于貸款變化率的脈沖響應函數圖(見圖5)。
從圖5可看出,對本期給國內貸款增長率一個正標準差新息沖擊后,失業人口增長率在第二期開始降低,到第四期達到最小,以后各期上下小幅波動并逐步減少,表明國內貸款增長率從第二期就可以對失業人口增長率產生影響,這與我國貨幣政策的調整時間與失業人口的變化情況基本相符,因此可認定只要實施正確的貨幣政策就可以促進經濟增長,從而有效的促進就業。
五、結論
基于上述分析,可得出幾點結論:一是我國城鎮失業人口的數量在總趨勢方面是不斷增加的,這是由我國的人口基數、就業結構、制度因素等多方面原因造成的,但是城鎮人口失業率可有一個變化范圍,只要不超過這個范圍的失業率都可以認為是自然失業率。我國登記的城鎮失業率一般大約4%,根據歷史數字,可把它認為我國的自然失業率。二是我國法定存款準備金率的調整能夠有效影響國內貸款額,而國內貸款額的增加能夠有效刺激投資,推動經濟增長,根據奧肯定律,其可以減少城鎮失業人口的數量。三是國內貸款的變化對失業人口有明顯的影響,當國內貸款快速增加時使失業人口增長率降低甚至為負增長,當國內貸款增加緩慢或為負增長時,失業人口便呈現增長趨勢。國內貸款變化率對失業人口變化率的沖擊有滯后性,當期并沒有明顯的變化,從第二期開始起作用,第四期達到最小。四是中央銀行根據經濟發展形勢,只要適度運用貨幣政策就能有效促進經濟增長,從而增加就業。
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關鍵詞： 全要素生產率；體育用品制造業；曼奎斯特指數法
中圖分類號： G 80052 文章編號：1009783X（2012）06049904 文獻標志碼： A
關于經濟增長過程中的生產率變動狀況，以往的實證研究主要有通過建立線性回歸方程，估計要素投入與技術進步對經濟增長的貢獻，由此探討經濟增長的源泉問題；或者進一步分析和發展估計全要素生產率（即廣義技術進步）增長的理論和方法；還有解釋單位資本產出和人均產出的動態分布規律，以Chow的研究為標志。目前，關于中國經濟全要素生產率的研究主要集中在以下3個方面：1）中國經濟總體TFP。盡管由于數據來源和處理方法（特別是對資本存量的估計）及研究方法的不同，有關中國經濟總體TFP的研究在具體估計結果上有一定差異，但總體結論基本上是一致的：改革之前TFP對中國經濟增長的貢獻甚微，改革之后則有了顯著提高[14]。2）各行業的TFP。在過去的10多年里，眾多學者研究了服務業、農業、工業、航空業、交通運輸等行業TFP的增長狀況[57] ，其趨勢在行業間有很大差異。3）區域的TFP變動及發展情況[89]。研究區域TFP變動雖然各有差異，但整體上以改革開放為界體現出先低后高的趨勢。那么，作為體育產業核心領域的中國體育用品制造業以其龐大的產業規模、較完整的產業鏈配套能力、廣闊的體育需求市場、較低的勞動力成本等優勢吸引了眾多廠商的投資。而體育用品制造業的研究主要采用文獻資料的方法，從體育用品制造業的發展現狀及對策[1011]，發展戰略、發展模式、創新體系[1215]，市場結構[16]，OEM商業模式對其影響[1718]，以及經營管理[19]等方面進行論述，而對我國體育用品制造業的全要素生產率及其影響因素研究目前還沒有學者進行論述。我國體育用品制造業發展過程中全要素生產率的變化情況如何，其變化受到哪些因素影響，針對這些問題，本文選取全要素生產率的分析方法對我國體育用品制造業2000-2006年的經濟增長源進行定量分析，探討地區因素、內外資因素和廣義的技術進步對體育用品制造業發展的影響。
1 模型構建和實證結果
1.1 全要素生產率的方法及數據選擇
1.1.1 采用非參數Malmquist指數估算全要素生產率
本文對全要素生產率研究運用Fareetal提出的基于DEA的Malmquist指數方法[20]來估計中國體育用品制造業全要素生產率的變動狀況。Malmquist指數最初由Malmquist提出，Cavesetal首先將該指數應用于生產率變化的測算，此后與Charnesetal建立的DEA理論相結合，在生產率測算中的應用日益廣泛。在實證分析中，研究者普遍采用Fareetal構建的基于DEA的Malmquist指數。
這種方法通常是直接利用線性優化方法給出每個決策單元的邊界生產函數的估算，從而對效率變化和技術進步進行測度。該方法的最大優點是它能把觀察值到前沿面的偏差都當作無效率的結果，完全忽略了測度的誤差，它不需要任何具體函數形式或分布假設，對各種形式的投入產出都能適用。不需要有關投入產出的價格信息，這在投入要素的數量和價格等信息不充分的條件下，其優越性尤為明顯。它不需要行為假設，減少了條件限制，使得研究更加具有適用性。
在本文的分析中，把我國各省份分別作為一個決策單元，從t時期到t+1時期，度量全要素生產率增長的Malmquist指數可以表示為
為避免時期選擇的隨意性可能導致的差異，仿照Fisher理想指數的構造方法，Cavesetal用式（2）和式（3）的幾何平均值即式（1），作為衡量從t時期到t+1時期生產率變化的Malmquist指數。該指數大于1時，表明從t時期到t+1時期全要素生產率是增長的。
根據上述處理所得到的Malmquist指數可以分解為不變規模報酬假定下，技術效率變化指數（effch）和技術進步指數（techch），其分解過程如下：
1.1.2 分析中采用的數據
本文統計數據為我國體育用品制造業，主要包括球類制造、體育器材及配件制造、訓練健身器材制造、運動防護器具制造、其他體育用品制造等，銷售收入超過500萬元的企業。所用數據選自中國統計年鑒、國研網以及中國輕工業統計年鑒，期間為2001-2006年，按照不同省、自治區、直轄市進行分類。出于數據的完整性、連續性的考慮，在研究范圍中剔除黑龍江、內蒙古、海南、重慶、四川、貴州、云南、、陜西、青海、寧夏、新疆等省份。其剔除原因之一是上述部分省份體育用品制造業較差，不符合本文選擇的統計口徑。原因之二為部分省份（內蒙古、海南、重慶、云南）只有2000年的數據，其余數據缺失，出于統計期間過短不足以說明問題的考慮。
本文產出變量選擇體育用品制造業工業總產值。投入要素選擇中，勞動要素投入數據受限于公共統計資料的顯示，不能得到工人工作時間和工資的數據，而以歷年的體育用品制造業從業人數代替。資本要素投入數據選取體育用品制造業固定資產年平均余額。
1.2 體育用品制造業全要素生產率的估算
本文使用Colelli給出的數據包分析DEAP計量軟件，分析得出我國各省市全要素生產率。
1.2.1 中國體育用品制造業全要素生產率變動
從表1可以看到，我國體育用品制造業全要素生產率在2001―2006年出現-19.3%的增長，其中技術效率出現負增長-17.8%，技術進步發生了負增長-0.18%。具體來看，全要素生產率在2003―2006年發生了衰退，其余2年為增長，其中2006年達到了-56.1%。除2005―2006年外，技術進步變化均為正向增長的影響，而變化幅度最大的2005―2006年，降幅達到52.8%，這也使當年的技術效率負向增長-7%更加顯著，使得2005―2006年全要素生產率的出現大幅度的負增長。
從實際情況來看，這一時期，中國體育用品制造業工業總產值平均增長率為25.26%，而我國工業總產值的平均增長率為24.8%。本文的分析結果表明，兩者的增長本身存在明顯的差異。這也從另外一個角度說明，如果全要素生產率能保持較高的水平，今后一段時期體育用品制造業將獲得快速增長，其在總產值的比重進一步提高完全是可能的。
2.2.2 各地區全要素生產率變動
為了比較地區差異對體育用品制造業TFP 變動的影響，在已有計算結果的基礎上，將本文考察的18個省份進一步劃分為東、中、西部3大地區，獲得全要素生產率指數。
以往的研究表明，在2001―2003年期間，我國所有行業全要素生產率的變化趨勢是，東部地區均為正的增長，中部、西部為負增長。而本文的研究結果（見表2）是：體育用品制造業東部地區除2003―2004期間呈負增長外，其余則具有明顯的地區優勢，而中西部地區有增有減；但在2003―2004期間，東部地區TFP增長率明顯低于西部及中部地區。其原因之一是當時“非典”對東部地區體育用品制造業的沖擊。而后，2005―2006年我國體育用品制造業的TFP變化引發原因為中部地區全要素生產率的大幅降低。綜合考慮其影響因素，產生上述結果主要由以下原因引起：1）期間選擇范圍較窄，體育用品制造業的高增長期并未在本文的統計范圍之內。2）對投入要素轉換為生產率的期間未作全面考慮，本研究選取的是2001―2006期間的5個數據，其間5年，而對于投入較大的企業其要素投入不可能在短時間內表現出來。以2005―2006年東部地區較為特殊的江蘇省為例，在此期間，該省的投入要素中的資本存量增長率達到25.47%。這么大幅度的固定資產投入在當期表現在工業總產值上的可能性較小，因而僅就全要素增長率指數而言，在體育用品制造業的分布未同經濟增長趨勢相一致，這也是可以理解的。3）勞動要素投入與資本要素投入不均衡，仍以2005―2006年江蘇省為例，在資本投入達到25.47%的增長率的同時，其勞動投入增長只有為5.27%，勞動與資本投入的不均衡阻礙了全要素生產率的發揮。
2 全要素生產率變化差異原因分析
2.1 各地區全要素生產率的分解
根據Malmquist生產力指數，進一步將TFP變動分解成技術效率變動和技術進步變動2個部分，以找出它們各自的變動對全要素生產率變動的影響。研究結果（見表3）顯示，2001―2005年，中國體育用品制造業的技術進步整體出現了增長趨勢，但在2006年出現了大幅衰退，幅度達到52.8%，這也直接引發了當期TFP的下降。在技術進步指數方面3大地區趨于一致，在2001―2005年呈現進步趨勢，2005―2006年衰退。
技術效率的概念是Farell提出來的，他所說的技術效率是指在給定一組投入要素不變的情況下，一個企業的實際產出同一個假設同樣投入情況下的最大產出之比，因而技術效率是一個相對的概念。從各省份的技術效率（見表4）可以看出，我國2001―2003年技術效率呈上升趨勢，2004―2006年呈現負增長趨勢，而區域差異體現在3大地區不規則波動上?？紤]到2003―2004年東部地區TFP下降的問題，追溯東部地區當期技術效率可發現其達到-50%的增長率，此為TFP下降的主因。
結合技術進步和技術效率數據，我國全要素生產率負增長的主要影響因素為技術效率的衰退。技術進步在全要素生產率的變動中起著積極的提升作用。
2.2 外資與內資全要素生產率變動分解
根據國研網的統計數據，外商在我國體育用品制造業中的投資占有相當大比重。本文將其全要素生產率的變動分為內資、外資2部分考察TFP是否受到所有制類型的影響。
從表5、表6可以看出， 2001―2006年全要素生產率均值數據表現為：外資企業偏高，且其在大部分時間呈下降趨勢；內資企業TFP在不同年份有增有減。將TFP進一步細分可發現內外資企業不存在明顯差異，兩者的TFP構成中技術效率負增長，而技術進步變動均值大于1，外資企業的純效率增長和規模增長均為負。這些企業必須調整規模及增加產出。
3 結論
采用Malmquist指數法對我國體育用品制造業18個省份的全要素生產率進行分析，發現與2000年之前的關于我國的全要素生產率的實證分析不同，呈現以下特點。
1）我國體育用品制造業在2001―2006年全要素生產率的均值呈現負增長趨勢。從資本和勞動投入上可看到這種變化的原因，主要在于資本存量大幅增加，而勞動投入并未能夠隨之相匹配。這種矛盾表現為較快的資本深化過程，而全要素生產率的降低正是由于這一過程中資本代替勞動或者資本排斥勞動的結果。
2）從地區差異角度分析，東部地區在近5年的全要素生產率體現出明顯的地區優勢，其數據除2003―2004年外，均呈現按照年度上升的趨勢。從地區分布上來看，體育用品制造業較為發達的省份均集中在東部。以2006年我國體育用品制造業工業總產值均值為比較指標，我國東部地區是西部地區的270倍，是中部地區的21倍。這就解釋了其全要素生產率地區差異明顯的問題。
3）外資企業的全要素生產率高于內資，這是由于外資企業無論在管理水平、人力資源素質、技術水平，還是在資本與勞動的配合程度等層面上均高于內資企業。這種差距體現在全要素生產率變動上十分明顯。內外資企業在全要素生產率分解后均呈現出技術效率衰退的特點，這說明隨著體育用品制造業技術改革逐步進入攻堅階段，效率的釋放大大低于技術改革初期，這主要是由于規模的經濟性，以及技術的使用效率降低。
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［關鍵詞］FDI；經濟增長；單位根檢驗 ；協整檢驗；Granger因果檢驗
［中圖分類號］F830.59 ［文獻標識碼］B ［文章編號］
2095-3283（2012）03-0042-03
作者簡介：王冰，肖蓓，山東財經大學（籌）國際經貿學院研究生，研究方向：國際貿易。
一、引言
改革開放后，我國利用FDI的規模不斷擴大，FDI已成為經濟全球化和經濟增長的主要動力之一。1979年9月，我國簽訂了第一個外商對華直接投資協議，1980年5月第一家中外合資企業誕生，從此以后，外商直接投資迅猛發展，目前我國不僅成為吸收外商投資最多的發展中國家，而且在2002年首次超過美國，成為世界第一大引資國。如圖1所示，1983—2009年我國實際利用外資規模總體呈增長趨勢，FDI逐漸成為我國重要的資本來源。
改革開放以來，隨著FDI的持續流入，我國經濟也獲得了持續穩定的增長，如圖2所示，通過比較我國經濟增長率與FDI增長率的變化趨勢，可知GDP增長率與FDI增長率的變化規律有很多相似之處，發展趨勢基本一致，這在一定程度上說明FDI是我國經濟建設中不可或缺的力量，為促進我國經濟快速發展做出了巨大貢獻。
國內外許多學者對中國FDI給予了高度的關注。Chuang Chen、Lawrence Chang和Yimin Zhang（1995）從來源、數量和地理分布等方面研究了1978年后 FDI在我國經濟發展中的作用，結果表明FDI不僅促進了我國經濟增長和固定資產投資增加，而且提升了國內制造業的國際競爭力；陳浪南、陳景煌（2002）認為我國FDI與GDP呈正線性相關；任永菊（2003）分析證明FDI與GDP存在長期關系，但其因果關系隨著滯后期的不同而不同；陳偉國、趙兵（2004）、吳涌超（2004）、杜江（2002）等都認為FDI對資本形成和積累有積極作用，推動了我國經濟的發展。在上述研究成果基礎上，本文以1983—2010年的數據為依據，建立計量模型進行實證分析，進而得出我國FDI流入與GDP增長之間的關系。
二、FDI與我國GDP關系的實證分析
（一）數據和變量
本文采用1983—2010年的年度樣本數據，這些數據均來自《中國統計年鑒》，用FDI表示外商直接投資，用GDP表示經濟增長水平（如表1所示），。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除經濟時間序列數據存在的異方差，所以對FDI、GDP進行自然對數變換，變換后的變量分別用LnFDI、LnGDP表示，本文所有的檢驗均利用Eviews5.0軟件完成。各變量自然對數變換后的變化趨勢如圖3所示：
圖3 1983—2010年我國FDI與GDP取對數的變化趨勢
從圖3可以看出，LnFDI、LnGDP都呈不斷增長趨勢，并且變動方向較為一致，即兩個變量的變化特征非常相似。因此，可以判斷它們之間存在一定的共同趨勢。
（二）序列的平穩性檢驗
在進行時間序列分析時，傳統上要求所采用的時間序列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢，否則將會產生偽回歸而造成結論無效。但是，現實經濟中的時間序列通常是非平穩的，所以，為了使回歸有意義，對經濟變量的時間序列進行回歸分析前，需要對其平穩性進行檢驗，本文選取ADF檢驗對lnGDP和lnFDI序列進行單位根檢驗，檢驗結果如下：
從表2檢驗結果可以看出，原水平序列LnGDP和LnFDI的ADF值都大于5%置信水平的臨界值，表現出非平穩特征，說明LnGDP和LnFDI都是非平穩序列。而LnGDP和LnFDI一階差分的檢驗統計量分別為-3.115和-3.379，小于5%的顯著水平下所對應的臨界值-2.981和-2.986，說明LnGDP和LnFDI的一階差分都是平穩的。由此可以得出，LnGDP和LnFDI均為一階單整序列，即LnGDP~I （1），LnFDI~ I（1），它們之間可能存在著協整關系，即變量之間可能存在長期均衡關系，滿足了協整檢驗的要求。
（三）模型的協整檢驗
ADF檢驗結果表明兩個變量具有大致相當的平穩性狀況，具備構造協整關系的條件。接下來采用Johansen協整檢驗來檢驗LnGDP和LnFDI之間是否存在協整關系，結果如表3所示：
檢驗結果顯示，LnGDP和LnFDI存在協整關系。協整檢驗中基于最大特征值的跡統計量可以判別變量之間的協整關系，如果跡統計量大于臨界值，則拒絕原假設；反之，跡統計量小于臨界值，則接受原假設。在5%的顯著性水平下，跡統計量的值18.66大于0.05臨界值的值15.49，拒絕原假設；進一步檢驗，跡統計量的值0.11小于0.05臨界值的值3.84，所以接受LnGDP和LnFDI至少存在一個協整關系的假設，從而說明LnGDP和LnFDI之間存在協整關系，即根據1983—2010年的數據得出GDP與FDI之間存在長期穩定的關系。
根據以上分析，LNGDP與LNFDI具有協整關系，所以可以利用OLS法對其進行線性回歸分析，得到如下回歸方程：
LnGDP =6.202+0.556LnFDI
（0.309） （0.057）
t =20.047 9.718
R2 =0.784 AR2=0.776 F= 94.436
根據回歸結果可以看出，LnGDP與lnFDI的相關系數R2為0.784，表明FDI與GDP的相關程度比較高，方程擬合優度和總體顯著性較好，并且LNGDP和LNFDI存在正相關關系，外商直接投資額的變動對國內生產總值的變動具有重要的影響，可以說，在國內生產總值的變動中，有77.6%的變動來源于外國直接投資額的變動，還可以得出，外商直接投資每增加1個單位，就會帶來國內生產總值0.556個單位的增長；F統計量達到了94.436，模型在給定顯著水平下顯著性良好；t檢驗非常顯著，說明FDI對GDP有顯著影響。
（四）Granger因果關系檢驗
協整檢驗說明我國FDI與GDP之間存在長期穩定的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步檢驗。檢驗一個變量與另一個變量是否存在因果關系，使用的是Granger因果關系檢驗方法。原假設是變量A對B存在格蘭杰非因果關系，若P
關鍵詞：產業結構；經濟增長；回歸分析
中圖分類號：F49 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2016）12-44 -03
我國自1978年改革開放以來，國民經濟取得了快速的發展，但也存在產業結構不合理、技術創新能力不強、城鄉區域發展不平衡、經濟社會發展不協調等問題。面對復雜多變的環境，無論是適應國際金融危機的世界經濟新格局，還是解決我國經濟運行中的深層次矛盾，都要求提升經濟發展質量，實現產業轉型升級。
經濟持續發展必然要求產業轉型升級。產業轉型升級是我國經濟可持續發展的必然選擇和內在要求，隨著經濟的增長，勞動力不斷由農業向制造業，進而由制造業向服務業尤其是現代服務業轉移。伴隨著經濟發展水平的提高和科學技術進步速度的加快，產業轉型升級和產業結構優化調整已成為世界范圍內經濟發展的核心內容。在可持續發展理論和經濟發展方式轉變的趨勢下，我國目前的產業結構已經越來越難以適應社會經濟發展的要求，面臨產業轉型升級的重要任務。
產業轉型升級推動經濟快速發展。產業轉型升級不僅能夠有效和合理地配置資源，而且有利于充分發揮產業結構效應。在國際金融危機和我國經濟新常態的背景下，產業轉型升級成為推動我國經濟增長的重要推動力。長期以來，我國經濟表現為高投入、高消耗和高污染為特征的粗放式經濟，但隨著時間的推移，其暴露出來的問題日益顯現，已成為制約我國未來經濟發展的重要因素。驅動經濟發展的傳統要素（自然資源、資金等）優勢不再存在，促進經濟發展向更多依賴于智力資本的軟驅動方式轉變，產業結構高級化和合理化是經濟社會發展不可逆轉的趨勢。
英國經濟學家克拉克通過對產業結構變化規律的深入研究，提出了著名的“配第――克拉克定理”：人均國民收入水平越高的國家，農業勞動力在全部勞動力人口中所占比重越低，而第二、三產業所占比重越大。對于我國的國民經濟，同樣需要從產業轉型升級的視角來分析經濟增長。國內學者從不同的角度對兩者的關系開展了相關研究，劉偉等（2002）利用1992―2000年的統計資料，實證分析結論發現：第三產業拉動了我國的經濟發展，要維持經濟的持續發展必須改造傳統的農業生產方式，通過技術創新轉變工業生產方式 ；吳敬璉（2008）認為：科技進步推動下的產業轉型升級的重要特征之一是第三產業的增長速度要大于第二產業的增長速度 ；陳華（2005）、紀玉山等（2006）、段利民等（2009）利用ADF單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗，檢驗了不同時期我國產業結構與經濟增長之間的因果關系和長期均衡關系；干春暉等（2011）構建了計量經濟模型，以我國1978―2009年30個地區的面板數據為依據，實證研究結果表明，只有實現產業結構合理化和高級化，才能充分發揮產業轉型升級對國民經濟發展的推動作用 ；常浩娟等（2014）根據1952―2011年的數據分析了產業結構變化與經濟增長趨勢的具體關系，實證探討了產業結構變動的具體影響 。本文在現有研究成果基礎上，利用最新的統計數據探討產業轉型升級與經濟增長之間的動態關系和表現形態。
一、我國產業轉型升級與經濟增長的現狀分析
（一）我國國內生產總值與構成變動趨勢分析
本文依據2014年《中國統計年鑒》提供的我國1978―2013年GDP數據，繪制的趨勢圖如圖1、圖2所示。
從圖1中可見，我國GDP和三次產業產值均呈現增長趨勢，我國GDP和第一、二產業產值增長的指數趨勢均為明顯，尤其是GDP的增長態勢更為陡峭，2013年第三產業產值已超過第二產業，第一產業產值絕對數增長有限。從圖2中可見，第一產業產值比重總體上呈現不斷下降的趨勢，非農產業產值（第二、三產業之和）比重持續上升，第三產業所占比例的變化趨勢與第一產業正相反，呈現出逐年穩定增長的趨勢。工業化發展程度發展到了一定水平以后，第三產業所處的位置日益重要。
（二）我國三次產業結構彈性分析
產業結構彈性是指產業比例關系變化所引起的經濟總量的增加程度，即指產業結構變動對經濟增長的貢獻率，一般用三次產業產值的增加額與同期GDP增加額之比表示，我國1990―2013年三次產業對GDP貢獻率趨勢圖如圖3所示。
從圖3中可以看出，在三次產業中，第一產業對GDP貢獻率自1991年開始呈現出連續下降的趨勢，均沒有超過10%；第二產業對GDP貢獻率總體上也呈現下降趨勢，在2001年僅為46.7%；第三產業對GDP貢獻率自2001年開始保持在較高水平，并且在2001年達到48.2%，這與產業轉型升級和產業結構高級化的趨勢相符合。
二、我國產業轉型升級與經濟增長關系的回歸分析
產業成功轉型升級以后，必然導致三次產業結構發生變化，產業結構和GDP增長之間存在著明顯的線性關系，產業結構高級化在一定程度上促進了國民經濟的較快增長。分別用Y、X1、X2、X3表示我國GDP和第一、二、三產業產值，構造以下回歸方程式：
現以1978―2013年我國GDP和第一、二、三產業產值數據，運用Eviews8.0軟件分析結果如表1所示。
各變量系數的t檢驗值說明回歸系數通過顯著性檢驗，R2和調整的R2表明自變量對因變量的解釋力度很高，這說明我國第三產業產值對GDP有整體的解釋作用。但D―W統計量為0.275977，說明回歸方程中相鄰的殘差項之間存在正的自相關，為消除變量的自相關性，采用滯后一期的觀測值建立回歸模型，再進行回歸，得到如下方程：
采用Eviews8.0軟件分析結果如表2所示。
得到如下回歸方程：
在修正后方程中，各變量系數的t檢驗值說明回歸系數通過顯著性檢驗，R2和調整的R2都接近于1，表明自變量對因變量的解釋力度很高。同時，D―W統計量為1.639705，說明回歸方程中的殘差項不再存在自相關，表明方程顯著。
根據回歸方程結果可以得到，我國經濟增長不僅受到現期三次產業產值的影響，而且受到滯后一期GDP的影響。第一、二、三產業的產出彈性分別為0.210155、0.492997、0.233961，說明第一、二、三產業產出量每增加一個百分點會引起GDP分別增加0.210155、0.492997、0.233961個百分點，其中第一產業對GDP的貢獻最小、第三產業次之、第二產業最大。
三、研究結論與建議
本文對我國GDP和三次產業產值，利用1978―2013年的數據分析了產業轉型升級與經濟增長之間的動態相互關系?；貧w分析的結果表明，從長期來看，三次產業的快速發展是經濟增長的直接促進因素，第二產業是經濟發展的主導因素，第三產業具有廣闊的前景，第一產業的作用呈現減弱態勢。
產業結構的轉型升級會對經濟增長產生正面效應，同時經濟發展在長期內也會促進產業結構的優化和高級化。目前我國經濟的快速增長在很大程度上是依賴于資金的投入、廉價的勞動力以及自然資源的過渡消耗等實現的，需要我們借鑒世界經濟發展經驗，實現產業結構由以工業為主向以服務業為主的轉變。改革開放以來，經濟的發展所造成的環境污染、資源枯竭等問題日益嚴重，經濟發展應在新常態的理念下，實現經濟與社會的和諧發展，需要產業的轉型升級推動經濟增長方式的轉變、經濟質量的提升。為了實現我國經濟增長由要素驅動型向創新驅動型的根本轉變，必須培養高素質和高技能的創新型人才，提升企業的自主創新能力，實現產業轉型升級和經濟發展方式的實質性轉變。
參考文獻：
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[2]吳敬璉.中國增長模式抉擇（增訂版）[M].上海：上海遠東出版社，2008.
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[7]常浩娟，王永靜.產業結構變動對我國經濟增長影響的實證分析[J].科技管理研究，2014，（07），110―114.
作者簡介：
關鍵詞：經濟增長；趨勢性放緩；外匯儲備；不確定性
中圖分類號：F74
文獻標識碼：A
文章編號：16723198（2013）01007702
2011年以來，我國經濟增長趨勢性放緩特征明顯。2012年3月5日總理在政府工作報告中把中國2012年經濟增長率目標定為7.5%，這是自2004年來，中國經濟增長率目標首次低于8%，也就是中國經濟不再保八。不同于以往，國內外經濟學家現在比較一致的看法是我國加入WTO以來的年均10%左右的高速增長時代已一去不復返，經濟在經歷一段非同尋常的發展時期后逐漸步入正?；蛘呤恰靶鲁B”（黃益平）。與此同時，我國外匯儲備的增長波動性開始加劇，繼2011年第四季度首次出現季度下降后，2012年上半年出現半年度下降，以往的快速增長態勢出現趨勢性轉折。
1 我國外匯儲備變動
IMF的數據顯示，截至2012年6月末，中國的官方外匯儲備余額達到3.24萬億美元，穩居世界第一位。中國的官方外匯儲備余額是排在世界第二位的日本的2.55倍，相當于排在其后的五個國家和地區的總和。圖1顯示了我國自1994年以來的年末外匯儲備余額和年度增長率。
上世紀九十時代的市場經濟體制改革特別是1994年的外匯管理體制后，我國的外匯儲備開始出現明顯的增長。隨著2001年12月中國正式加入世界貿易組織，成為其第143個成員，中國經濟開始全面融入世界經濟體系，依靠低成本和規模經濟優勢以及較高的資本回報率，中國積累了大量的經常項目順差與資本和金融項目順差，外匯儲備經歷了一輪高速增長。直到2007年肇始于美國的次貸危機影響到我國的實體經濟和金融體系，我國的外匯儲備增長速度開始趨勢性放緩，但絕對增加量仍較為龐大。進入2011年下半年，隨著經濟增長放緩，外貿順差減少以及資本流出加劇，外匯儲備增長的波動加劇。
2 外匯儲備增長的來源結構
根據國際收支平衡表可得等式如下：
經常賬戶差額+資本與金融賬戶差額=儲備資產變動額+凈誤差與遺漏。
凈誤差與遺漏是國際收支平衡表中人為設立的項目，其作用在于抵消統計誤差，使國際收支達到賬目上的平衡。由于官方并不公布凈誤差與遺漏的來源以及調整方法，筆者難以進行統計分析，并且這也不是本文的討論重點，因此本文研究中忽略國際收支平衡表中的凈誤差與遺漏項的影響。我國儲備資產變動額中包括貨幣黃金差額、特別提款權差額、在基金組織的儲備頭寸差額、外匯儲備差額和其它債權差額五項，其中大部分年份儲備資產變動額近似等同于外匯儲備差額。因此，聯系上面的等式可以認為，我國外匯儲備的變動來源于經常賬戶和資本與金融賬戶的變動。圖2顯示了我國自1994年以來直到2011年的年度經常賬戶差額與資本和金融賬戶差額的變動。
由圖2可知，加入世界貿易組織以前，中國的經常賬戶差額與資本和金融賬戶差額年度值均較小，維持在百億美元的水平，并且增長均不穩定，資本和金融賬戶差額在亞洲金融危機期間甚至出現了負值。2001年后經常賬戶差額與資本和金融賬戶差額才出現了同步上漲，并且出現了長期大規模的經常賬戶與資本和金融賬戶“雙順差”現象，國際收支失衡明顯。這一階段中國國際收支的特征是經常賬戶差額大幅攀升，以國際貨幣基金組織衡量一國國際收支失衡程度的指標——經常賬戶差額與國內生產總值之比（如圖3所示）計，中國的這一比值從2003年開始超過IMF設置的警戒線，到了2007年，中國的經常賬戶差額與GDP之比達到了創紀錄的10.1%（超過日本經濟趕超時期的峰值），到了2008年，中國的經常賬戶差額達到了驚人的4206億美元?？梢哉f，在2007年肇始于美歐的全球性金融危機影響我國之前，中國的經常項目差額是外匯儲備增長的主要來源。2008年全球性金融危機開始影響嚴重我國的出口，江浙和珠三角的出口型企業大面積倒閉，中國政府推出了大規模的經濟刺激計劃，引發了商業銀行體系的天量放貸，國際資金出于避險需求和追逐中國的經濟刺激措施產生的資產泡沫的動機開始涌入我國，雖然中國的經常項目差額開始自頂峰回落，但是資本和金融項目差額開始大幅攀升，可以說，百年不遇的金融危機后，經常項目與資本和金融項目差額變動共同推動了我國外匯儲備的增長。
3外匯儲備增長的原因
總體來說，從1994年開始的外匯管理體制改革后，我國的外匯儲備經歷了長達近20年的增長（如圖1所示）。外匯儲備增長的原因主要有以下兩個方面。
3.1 宏觀經濟長期失衡
根據國民生產總值的恒等關系可得含有出口部門的恒等式：
S-I=（X-M）
S為社會整體（包含政府）儲蓄水平，I為社會整體投資水平（資本形成），X為出口額，M為進口額，（X-M）即為凈出口額。此式表達的涵義即為一國經濟中的儲蓄與投資水平的失衡會導致國際收支失衡，主要是經常項目的失衡，這會引發一國國際儲備資產的變動，主要是外匯儲備的變動。我國自1994年以來很長時期內儲蓄率超過投資率（如圖4所示），特別是在2004-2008年兩者差值明顯擴大，這也切合我國在此期間經常項目差額的大幅增加。
高儲蓄率的根本驅動因素是人口結構變遷，這提高了經濟中的有效儲蓄人口。過去十年，我國經濟增長一直享受著人口紅利，青壯年較多而作為凈消費者的老人和小孩相對較少，客觀導致經濟整體儲蓄率較高。另外，金融壓抑和企業治理機制的缺陷導致居民部門未能有效分享企業部門收益，政府轉移支付不足并且重儲蓄投資而輕公共支出，居民部門內部分配不均尤其是房價快速上升和社會保障的缺失，推高了平均儲蓄率。
3.2 有利于國際收支順差的外匯管理體制
1994年外匯管理體制改革后，我國實行了強制結售匯制度，這樣，居民經常項目獲得的外匯收入向商業銀行售匯，商業銀行保留必要的外匯頭寸后，剩余部分出售給央行最終成為國家的外匯儲備資產。同時，中國的經濟增長前景吸引了大量外國直接投資，資本項目的嚴格管制限制了資本的流出，同時過于僵化的人民幣匯率制度導致的人民幣在國際收支大幅順差的情況下并未隨之升值以及中外利差和中國資產價格尤其是房地產價格上升吸引了國際投機套利資本。這樣，國際收支雙順差解釋了中國外匯儲備增長的絕大部分。
4 外匯儲備增長趨勢分析
根據以上分析的外匯儲備增長原因，結合最近幾年的國內外宏觀經濟形勢和外匯管理制度改革趨勢，本文認為外匯儲備的增長面臨不確定性。
首先，人口結構的拐點正在發生，未來幾年勞動年齡人口將從目前低增長轉變為絕對數下降，而農村富余勞動力大幅減少，中國以往賴以成功的低成本競爭優勢面臨挑戰。人口結構的變動將逐步提高居民的消費率，降低經濟體的儲蓄率，經常項目的國際收支失衡被迫面臨調整。從外部環境看，歐美經濟正在經歷再平衡的過程即消費和儲蓄的平衡，美國再工業化的過程已開啟且新能源革命長期看會提高美國制造業的競爭力。綜合國內外宏觀經濟因素，中國的經常項目順差將保持穩定并且長期看有穩定下降的趨勢。
其次，近期和未來可以預見的外匯管理體制改革增加了外匯儲備增長的不確定性。隨著2012年4月中旬國家外匯管理局發文宣布國家不再實行強制結售匯的做法，實施了18年的強制結售匯制度終于落幕，這樣就切斷了以往央行外匯儲備主要來源的制度通道，意味著企業和個人通過貿易等經常項目交易獲得的外匯資產可以通過對外投資、借貸和存放等方式在境外運用，體現為我國資本和金融項目外流。2012年9月17日，央行的《金融業發展和改革“十二五”規劃》稱，期間將實現直接投資基本可兌換，穩妥有序推進人民幣資本項目可兌換，穩步推進人民幣匯率形成機制改革，這顯然會便利跨境資本雙向流動。資本項目管制的放松將導致資本和金融項目的波動加劇。
綜合上述因素分析，困擾我國多年的國際收支雙順差格局也許會在未來終結，未來可能會出現經常項目順差、資本和金融項目逆差的國際收支自主平衡格局。我國外匯儲備也會步入新的增長階段，高速增長的時代終結，不確定性和波動性增加。
參考文獻
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經濟波動是商業周期理論研究的主題。商業周期(Businesscycle)經典性的定義是由美國國民經濟研究局創始人Burns和Mitchell(1946)作出的:“商業周期是指在主要按商業企業組織活動的國家的總體經濟活動中看到的一種波動:一個由許多經濟活動幾乎同時擴張,隨之而來類似的普遍衰退、收縮以及與下一個周期的擴張階段相連的復蘇所組成。這種周期性變化的順序反復出現,但并不確定發生的時間?！边@種表述意味著商業周期波動中存在著經濟變量時間序列中數據的協動性(comovement),即各種經濟活動一起上升和下降,表現在宏觀經濟統計數據中的各種產出等經濟變量的同步變動。像Mitchell所描述的那樣,Keynes(1936)則對商業周期中的另一種現象進行了研究,即商業周期波動的差異性(非對稱性)。更近的研究用一些數學工具和時間序列數據對協動性和差異性進行了較為精細的分析。Stock和Watson(1989,1991,1993,1999)的一系列論文中估計了一個線性動態因素模型,發現了不同宏觀經濟之間的協動關系。他們使用幾個宏觀經濟變量時間序列數據,抽象出一個簡單的不能觀察到的變量,并把這一變量同美國商業局的合成指數比較,發現了兩者之間驚人的相似,尤其是在商業周期的時間軌跡上。JamesHamilton(1989)使用單變量的非線性模型來解釋差異性(非對稱性),發現美國GNP增長率趨勢函數可用一階Markdv過程在兩種不同狀態之間的轉換來表示,這兩種狀態反映了商業周期的動態,一種狀態是正向的經濟增長,另一種狀態是負向的經濟衰退。Diebold和Rudebusch(1994)研究突出了協動性和差異性(非對稱性)是商業周期的重要特征。盡管隨后的學者進行了相關問題的更多研究,但是,目前他們的研究主要集中在第二、三產業領域,特別是在第二產業上。其主要原因是第二、三產業在國民經濟中的比重大于第一產業,第一產業即農業對整個國民經濟波動的影響力相對較小。對于現代工業國家或發展中國家的工業等省份盡管如此,但是對于農業大國,特別是農業大省來說情況并不完全是這樣。為此,本文將以湖南為例,從經濟周期波動的協動性和差異性特征考察農業大省農業經濟波動與國民經濟波動之間的關系,研究農業大省國民經濟運行中農業經濟增長的波動特征及其一般規律,以便為農業大省國民經濟的增長更好地發揮農業經濟的基礎性作用,以及實施農業大省轉化為經濟強省戰略提供參考。
二測定方法及指標
從經濟變量的時間序列值分析,經濟波動特征表現為兩種狀態:短期特征與長期特征。短期特征主要是指每一個經濟周期的波動狀態;長期特征是指超越短期,兩個或兩個以上經濟周期的波動態勢。(一)長期波動測定分析迄今可用于經濟波動長期特征的測定方法或模型很多,主要有:薩繆爾森乘數———加速數動態模型、卡爾多非線性動態增長模型、?？怂狗蔷€性乘數———加速數動態模型、斯盧茨基和卡萊茨基的隨機經濟周期模型、混沌理論模型、實際經濟周期模型等。這些不同的模型來自于不同的經濟思想和經濟理論,其測定結果是有差別的,我們在本文中選擇了薩繆爾森線性乘數———加速數動態模型。這是一個帶有動態時滯結構的模型。其中,投資函數是一個二階差分方程。乘數基于邊際消費傾向,加速數基于特定時期的生產技術水平。這個模型的特點是:當有一個初始的外生擾動時,在不同的參數域下,動態系統可以產生增幅的發散振蕩、減幅的衰減振蕩和等幅的周期振蕩。這就是說,在特定的參數域內,經濟體系將呈現持續性的波動趨勢。(二)短期波動測定分析從發展和演變的動態過程來看,經濟周期一般可劃分為古典周期和現代周期兩大類。古典周期是指經濟的主要指標表現為絕對下降,即負增長趨勢?，F代周期主要表現為增長周期,是指經濟的主要指標表現為絕對上升,即正增長趨勢。對于增長周期可以按兩種方法進行考察,其一是階梯周期分析方法,其二是離差周期分析方法。階梯周期是指經濟增長速度的周期波動,是最基本意義上的增長周期。在處理方法上,它是把各經濟活動水平指標的各期數值同前一期或前若干期的指標數值進行對比所得到的速度指標在時間上的波動來描述增長周期波動。離差周期是指各經濟活動水平指標的數值對其特征值的相對偏離程度在時間上的周期波動。在指標的處理方法上,它要求首先消除序列的季節波動,然后求出序列在各期的特征值,最后求出其相對數,并對所得相對數進行平滑處理。兩種方法的研究,其結果是有差別的。本文采用階梯周期分析方法,引進以下參數:波動幅度、波動系數、波動高度、波動深度、平均位勢、擴張長度、收縮長度。其中波動幅度即振幅,是指每個周期內經濟增長率上下波動的離差,它是反映經濟增長穩定性的一個重要指數,振幅越大,說明經濟增長越不穩定,其分析方法是計算每個周期內經濟增長率波峰與波谷的落差即振幅等于波峰的經濟增長率減去波谷的經濟增長率。波動系數是指國民經濟實際增長率圍繞長期趨勢上下波動的量值,它是衡量周期波動幅度對歷史增長趨勢偏離程度的標準化指標,波動系數的絕對值越大,說明實際經濟增長率偏離長期趨勢的程度越大,經濟增長越不穩定,反之,經濟增長相對穩定。其計算分式為:,其中,式中!為波動系數,y為實際經濟增長率,y為y的算術平均值,"為標準差,n為實際值的樣本數。波動高度即峰位,是指每個周期內波峰的經濟增長率,它表明每個周期經濟擴張的強度。波動深度即波谷,是指每個周期內波谷的經濟增長率,它表明每個周期經濟收縮的力度。平均位勢即波位,是指每個周期內各年度平均的經濟增長率,表明每個周期經濟增長的總體水平,其計算公式為平均位勢,其中xn為報告期實際增長率,x0為基期實際增長率,n為報告期距基期的年數。擴張(或收縮)年度是指每個周期內擴張(收縮)期的時間長度,它從另一個角度反映了經濟增長的穩定性和持續性。本研究使用農業總產值增長率和GDP增長率等統計指標。
三湖南農業經濟波動測定分析
(一)湖南農業經濟長期波動測定分析
所謂長期本文指的是改革開放前后兩個時期,即1955年至1976年為第一個長期,從1977年至2003年為第二個長期。根據薩繆爾森的經濟波動理論,引進薩繆爾森乘數———加速數動態模型。1)為產品市場的均衡公式,即收入恒等式,為了方便,也不失一般性,假定政府購買為外生變量。(2)為簡單的消費函數,它表明,本期消費是上一期收入的線性函數,其中b表示邊際消費傾向。對于第一個長期,根據湖南統計年鑒,1955年全省農村總消費為21.74億元,全省農業總產出為25.83億元,而76年全省農村總消費為46.54億元,全省農業總產出為76.44億元,因此,b=Vc/Vy=(46.54-21.74)/(76.44-25.83)=0.49,說明湖南在第一長期內的農村消費比重偏小,亦即國民收入中消費小于積累。而對湖南第二個長期,根據湖南統計年鑒1977年全省農村總消費為52.11億元,全省農業總產出為77.59億元,而2003年全省農村總消費為1067.23億元,全省農業總產出為1425.44億元,因此,b=Vc/Vy=(1067.23-52.11)/1425.44-77.59)=0.75,說明湖南在第二個長期的農村消費比重偏大,亦即國民收入中消費大于積累。(3)按加速原理依賴于本期和前期消費的改變量,其中V為加速數。在第一個長期,根據湖南統計年鑒1955年全省農村總投資為0.75億元,而1976年全省農村總投資為6.53億元,因而,v=VI/VY=(6.53-0.75)/76.44-25.83)=0.11。而第二個長期,根據湖南統計年鑒,1977年全省農村總投資為7.59億元,2003年全省農村總投資為355.06億元,因而,v=VI/VY=(355.06-7.59)/1425.44-77.59)=0.26。雖然改革開放后農業經濟增長中的加速數要大于改革開放前農業經濟增長中的加速數,但是,這兩個系數均小于1,說明湖南農業收入的增長用于農村凈投資的比例偏小,更多的農業收入被用于其它產業,說明農業大省的農業起著支撐其它產業發展的作用。(7)與(11)分別代表著湖南農業在第一個長期與第二個長期經濟增長的總體特征。說明湖南農業經濟在改革開放前后兩個時期內呈現出單調遞增并趨向于每一個時期的均衡值,表明湖南農業在改革開放前后兩個時期主要由于其農業生產制度的重大變革使得其經濟的“增長力”迅速增強,初始呈現出爆發性增長狀態,但隨后隨著該制度的逐步完善,其經濟的增長率又逐步趨弱,因而其“穩定性”逐步增強。說明制度創新在經濟增長中發揮著重要的作用。
(二)湖南農業經濟短期波動測定分析
首先根據經濟增長速度的高低,持續時間的長短,擴張和收縮的轉變點等特征,我們對湖南自1955年至2003年①農業即農業總產值增長率進行描述,從而得到湖南農業經濟增長變化的路徑,即農業經濟波動的基本軌跡。我們按照一個標準的經濟周期包括兩個時期(收縮與擴張時期),四個階段(衰退、蕭條、復蘇和繁榮四個階段)和兩個轉折點(經濟由繁榮階段轉入衰退階段的關鍵點和經濟走出蕭條階段開始復蘇的關鍵點)的基本原則,將湖南農業1955年至2003年的49年間經濟波動大致劃分成9輪周期,如表1。以下根據表1采用階梯周期分析方法,引進相關參數定量分析湖南農業經濟增長過程中9輪周期的增長率波動狀態。湖南農業經濟周期性波動存在以下特征:第一,湖南農業9輪周期平均波動幅度為21.91個百分點,波動系數為1.05,總體呈現為強幅型,它表明每個周期內經濟增長高低起伏劇烈,其經濟增長處于極不穩定狀態,說明農業大省農業經濟運行隨機因素的影響很大。第二,湖南農業9輪周期波動高度平均值為22.09,總體呈現為高峰型,說明每個周期經濟擴張能力強盛,尤其是改革開放以來的前4輪周期更為顯著。第三,從波動深度來看,湖南農業所經歷的9輪周期,其中前3輪均為古典型,表明其經濟活動的絕對水平有規律地出現上升和下降的交替和循環,從第4輪開始,除了第8輪外開始轉向增長型周期,表明其經濟活動的相對水平有規律地出現上升與下降的交替和循環。其中第8輪周期表現為古典型的主要原因由于自然環境的影響,1998年、1999年湖南連續發生特大洪災。第四,波動的平均位勢由中位型轉向高位型,改革前的4輪周期(1955—1976年)農業增長率年遞增平均值為6.28%,改革后的5輪周期(1977—2003年)農業增長率年遞增平均值為11.24%,比改革前上升了4.96個百分點。這表明,湖南農業在克服“大起大落”中總體增長水平有了顯著提高。第五,波動的擴張長度平均值為2.22年,而收縮年度的平均值為3.33年,擴張長度與收縮長度之比為0.67總體呈現短擴張型,表明農業經濟擴張的持續性較弱,穩定性較差。
四湖南國民經濟波動測定分析
(一)湖南國民經濟長期波動測定分析
首先對湖南城鄉社會邊際消費傾向和加速數作實證分析,根據湖南統計年鑒,1955年全省總消費為26.74億元,總投資為3.37億元,總產出為49.24億元,而1976年全省總消費為67.65億元,總投資為16.84億元,總產出為233.23億元,因此,這一時期的邊際消費傾向b=Vc/Vy=(67.65-26.74)/(233.23-49.24)=0.22,而其加速數v=VI/VY=(16.84-3.37)/(233.23-49.24)=0.22。由于1977年全省總消費為77.66億元,總投資為15.46億元,總產出為256.75億元,而2003年全省總消費為2886.03億元,總投資為1557.00億元,總產出為11604.82億元,因此,這一時期的邊際消費傾向b=Vc/Vy=(2886.03-77.66)/(116.4.82-256.72)=0.25,而其加速數v=VI/VY=(1557.00-15.46)/(11604.82-256.72)=0.14根據薩繆爾森的經濟波動理論和上述同樣的分析方法得到的結論是:湖南國民經濟的增長在改革開放前后兩個時期內總體均呈現出衰減振動并趨向于每一個時期的均衡值的特征,表明湖南的國民經濟在不穩定性增長中逐步走向穩定。
(二)湖南國民經濟短期波動測定分析
首先,采取上述相關問題同樣的研究理論和方法,我們分別得到湖南1955年至2003年國民經濟增長變化的路徑即國民經濟波動的基本軌跡,如圖2,和湖南國民經濟從1955年至2003年波動的9輪周期,如表3。以下根據階梯周期分析方法進行分析,其結果由表4給出。對表4作進一步分析,湖南國民經濟周期性波動平均波動幅度為20.02個百分點,波動系數平均為0.84個百分點,總體呈現為強幅型;波動高度平均值為22.65個百分點,總體呈現為高峰型;從波動深度來看,其9輪周期中改革開放前基本屬于古典型,改革開放后的5輪周期均屬于增長型;波動的平均位勢均處于高位型;波動的擴張長度與收縮長度之比為0.89,總體呈現短擴張型。
五湖南農業經濟波動與國民經濟波動的關系
(一)湖南農業經濟波動與國民經濟波動的協動性
第一,從長期來看,湖南農業經濟波動與國民經濟波動具有相同的發展趨勢,即均從制度變革的始初的爆發性增長逐步趨向穩定性增長,呈現出增長力趨弱,穩定性增強的狀態。其主要原因是由于影響經濟增長的兩個最重要的因素即邊際消費傾向和加速數,特別是加速數偏小的制約,使得農業經濟與國民經濟的增長的潛力不足。說明農業大省經濟增長嚴重受到投資不足的影響。此外,這兩者的相關度我們還可以根據表1和表3的數據建立國民經濟增長率(Y)與農業經濟增長率(X)之間的線性關系Y=a+bX模型進行分析,建國以來,湖南農業經濟波動與國民經濟波動的同步相關性十分顯著,通過計算并檢驗。兩者的相關系數為0.55,說明農業大省農業經濟波動對國民經濟波動的同步影響十分明顯。其主要原因是由于農業大省長期以來農業經濟在國民經濟的組成成分中所占的比重較大,而且即使第二、三產業的增長降低了農業在國民經濟中的比重成分,但是,由于其中的第二、三產業的增長對農業的依存度較高,農業經濟的波動一方面直接沖擊著增長中的國民經濟,同時通過農業經濟對第二、三產業經濟的直接沖擊而又一次間接沖擊著增長中的國民經濟。第二,從短期來看,兩者的周期性波動非常明顯,兩者的波動周期基本同步,尤其改革開放以來,即1977年以來其波動周期完全一致。兩者的波動高度非常接近,兩者都是由古典型周期轉向增長型周期的發展過程。兩者的波動幅度都存在改革開放后比改革開放前有所減緩的趨勢,而且這種趨勢在隨后表現得越來越明顯。說明各種因素對農業經濟波動和國民經濟波動的影響程度有所降低,農業大省的經濟運行逐步走向平穩狀態。其原因主要是由于市場機制的逐步完善和政府政策及其調控的有效性不斷增強,以及依靠科技力量而克服自然因素的負面沖擊的能力不斷提升,使得各種影響農業經濟波動和第二、三產業經濟波動的因素逐步走向趨同,從而引致農業經濟和國民經濟從初始的不穩定狀態逐步趨向穩定狀態。
(二)湖南農業經濟波動與國民經濟波動的差異性
第一,從長期來看,雖然湖南農業經濟波動與國民經濟波動具有相同的發展趨勢,但從其波動過程來看,存在著不同的特征。農業經濟總體上表現出長期較穩定增長的狀態,而國民經濟總體上表現出長期較不穩定增長的狀態。這種特征主要是受到了國民經濟的其它構成成分,即第二、三產業經濟不斷增長的沖擊。第二,從短期來看,農業經濟的絕對波動幅度和相對波動幅度(即波動系數)均比整個國民經濟的對應值高,說明農業大省農業經濟增長的穩定性明顯低于國民經濟增長的穩定性,一方面表明農業大省的農業經濟增長率除了同樣受到制度或政策以及科技進步的影響外,同時更重要的是受到來自氣候條件等自然因素的沖擊,導致農業經濟的波動性高于國民經濟的波動性。另一方面表明農業大省國民經濟的其它構成成份,主要是指第二,三產業的增長起到了平緩或者說燙平國民經濟周期性波動幅度的積極作用。此外,農業經濟的平均位勢為9.35個百分點,較整個國民經濟的平均位勢11.65個百分點低2.3個百分點,說明農業大省農業經濟在國民經濟中的比重有逐步下降的趨勢,國民經濟在克服主要由于農業經濟引致的“大起大落”中總體增長水平有明顯提高的趨勢。
六結論
湖南作為農業大省,對農業問題十分重視,始終強調必須穩定農業在國民經濟中的基礎地位。然而,建國以來,農業基礎地位的脆弱性卻沒有得到徹底改觀,很長一段時間內,農業經濟的波動對國民經濟的整體波動起到了引致和助推作用。雖然隨著農業經濟在國民經濟中的比重不斷下降,這種引致和助推作用有所減弱,但對于一個農業大省來說,這種影響依然存在,并將持續較長的時間。因此,我們認為:
1.建立系統的國民經濟運行監測預警體系,加強對國民經濟波動狀態的預測,及時了解和準確掌握影響國民經濟波動的各種內外因素,特別是各時期經濟運行中的消費、投資、價格、貨幣及其外貿等影響經濟波動的內生因素的變化規律及其內在聯系。加強農業大省經濟增長中的長期波動趨勢與短期波動趨勢的分析和研究,利用經濟波動不同階段的特點,順應經濟波動規律制定相應的對策,積極有效地實施對經濟波動趨勢的調控,防止由于各種因素的隨機變化而產生的對農業大省整個國民經濟的沖擊。
2.繼續重視和加強農業的基礎地位。農業穩定是農業大省整個國民經濟穩定的基礎,農業的增長制約著第二、第三產業的增長。隨著經濟的發展和城市化進程的加快,第一產業比重的下降是必然的,但這種趨勢是相對的,有條件的,必須以農業生產率的提高為前提。因此,加強農業基礎設施建設,提高防御自然災害的能力;改善農業生產條件,提高農業的現代化水平;充分有效的調動農民的生產積極性,調整產業結構,提高農業生產效益;以確保農業經濟的持續穩定增長。
關鍵詞： 競技體育 可持續發展 路徑選擇
競技體育可持續發展不是以時間序列內所達到的成績或獲得的獎牌數作為衡量其發展路徑是否為可持續發展，也不是發展過程中某一個因素的簡單改變就能使發展結果產生質的變化，而是在發展過程中完善各種因素后，各種因素對于發展結果所產生的疊加效應，它是1+12的效應，是以長遠的目光看待競技體育事業的發展，是長期的、健康的發展模式。
1.可持續發展理論溯源
最早提出“可持續發展”概念的是上個世紀70年代由歐美一些經濟學家組成的“新經濟學”研究會（TOES）[1]。1980年3月，聯合國大會首次使用了“可持續發展”這一概念。[2]1987 年，由原挪威首相布倫特蘭夫人領導的世界環境與發展委員會（WCED）向 42 屆聯大“環境與發展會議”提交了一份名為《我們共同的未來》的研究報告，報告中首次明確地對“可持續發展”的概念進行了定義。該定義是：“可持續發展是既滿足當代人的需要，又不對后代人滿足其需要能力構成危害的發展。”“可持續發展”概念中的“可持續”是對“發展”的一種限制性規定，是對發展過程中可能出現的“負效應”和“失控”的一種約束。[3]至1992年，“環境與發展”世界首腦會議在巴西召開，通過了“里約宣言”和《21世紀議程》等重要文件，“可持續發展”的概念得以正式形成。
2.可持續發展的內涵解讀
可持續發展理論所指向的是積極的一面，無論“發展”速度、“發展”程度如何，“可持續發展”在整體上都應該是不斷前進的，其最終目的不是限制現行的發展速度、發展水平，而是更好地發展，更健康地發展，即：使人類永久生存和發展下去。但是，可持續發展的成果得以體現的基礎是必須有一定的時間保證?？沙掷m發展強調的是發展的方法、手段、過程，其并沒有改變“發展”這一終極目的。下面筆者以模型的方式對可持續發展進行分析。
B
A1 A2
A1：現行發展水平
A2：可持續發展后的發展水平（各種積極因素產生的疊加效應）
B：可持續發展方式（各種因素的疊加）
四種可能的變化現象：
現象1的解釋：按照現行發展方式，在一定時間序列內，發展水平會成正增長趨勢；而運用可持續發展方式，在一定時間序列內，發展水平將出現負增長趨勢。
現象2的解釋：按照現行發展方式，在一定時間序列內，發展水平會成正增長趨勢；而運用可持續發展方式，在一定時間序列內，發展水平也將出現正增長趨勢。
現象3的解釋：按照現行發展方式，在一定時間序列內，發展水平會成負增長趨勢；而運用可持續發展方式，在一定時間序列內，發展水平也將出現負增長趨勢。
現象4的解釋：按照現行發展方式，在一定時間序列內，發展水平會成負增長趨勢；而運用可持續發展方式，在一定時間序列內，發展水平將出現正增長趨勢。
可持續發展是一種理念、方法，其不能在短期內用定量的數據進行衡量，只能用定性的評價標準進行評價，用時間加以證明。正如當今熱點話題環保問題，在選取的有限的時間序列內，少伐樹木不一定就能立刻使土地沙漠化、空氣污染等問題得到解決，但從長遠角度看，這種效果終究會在未來的每一天得以體現。再如我國經濟發展方式的轉變，在上個世紀末期至本世紀初期，我國提出了經濟發展由原來的粗獷型向集約型轉變，這種轉變必將帶來我國經濟增長率的下降，經濟發展成本的提升，但從長遠看，集約型的經濟發展方式必將對我國生態環境、市場環境的改善產生重要的積極影響。
3.我國競技體育可持續發展路徑選擇的必然性
下面我們運用模型對競技體育可持續發展進行分析。在模型中，A1代表的是現行的發展水平，A2代表的是可持續發展理論指導下的未來發展水平。目前，競技體育管理模式一般分為三種，政府管理、社會管理、政府與社會共同管理。而我國的舉國體制是典型的政府管理模式，在競技體育舉國體制下，我國的競技體育成績輝煌，但如果從經濟制度學理論視域進行思考的話，我國目前競技體育所投入的與產出的效率并不高，甚至是低下，在集舉全國之力辦競技體育這一指導思想下，投入經濟成本的提高、人力物力的浪費有目共睹，再看社會管理模式下的其他國家競技體育發展現狀，以美國為例，歷屆奧運會美國的金牌數、獎牌數總是位列前茅，其金牌投入的成本非常之低，如果把“舉國體制”與社會管理模式進行比較，很明顯，社會管理模式對于競技體育發展更具有可持續性。當然，如果對競技體育管理模式進行轉變，在轉變過程中我國的競技體育成績可能會在一定時期內有所下滑，但市場經濟下的競技體育社會管理模式必將對我國競技體育長遠發展產生巨大影響，也正是由于我國體育管理層面不敢、也不愿擔負這種管理制度改革可能產生的短期負面效益的壓力而不愿對我國競技體育舉國體制進行改革。我們再以競技體育優秀人才的職業生涯進行比較分析，在西方很多國家，其運動員的職業生涯非常長，以NBA的籃球運動員來說，許多美國的優秀球員在40歲的時候還在進行著世界上最激烈的籃球運動，而我國卻很難見到40歲的籃球運動員在賽場廝殺；再如菲爾普斯、瓊斯等優秀運動員，他們能連續參加3屆甚至更多屆的奧運會，并且還能獲得很好的成績，而我國的田徑、游泳等許多優秀運動員卻只能曇花一現，因為傷病等原因早早結束自己的職業生涯，究其原因，我國許多教練員對于優秀運動員培養的“拔苗助長”方式是導致運動員易受傷害的主要原因。而這種拔苗助長的訓練方法很明顯不是可持續性的培養方式，是一種殺雞取卵、飲鴆止渴的培養方式。
因此，在競技體育發展過程中，我們應該考慮各個因素發展的可持續性，只有這樣，才有利于我國競技體育向著健康、積極的方向前進。
參考文獻：
[1]周穗明.西方社會科學中發展觀的新變化[J].國外理論動態，1994，30.
【關鍵詞】 索羅余值 經濟增長模式 技術進步
一、前言
改革開放來，由于我國國情和技術條件的影響，我國的經濟增長模式主要以“高投入、低產出”的粗放型經濟增長方式為主，導致了一系列與可持續發展理念相違背的問題。為了實現穩定、可持續的增長，把增長方式由粗放型轉化為集約型是發展的趨勢和必要。
經濟增長受勞動力、生產資料、科學技術進步、社會需求等諸多因素的制約，其中又以勞動力、生產資料和技術進步為主。三十多年來，四川的GDP在全國排第8名左右，而人均GDP卻排在25名左右，人均GDP低于全國人均GDP的30%。可見四川的經濟發展還是相對較為落后。四川要實現經濟的穩定快速增長，還應注重經濟增長的質量，提高技術進步對經濟增長的貢獻。本文通過對帶動四川省經濟增長的因素的分析，測算出勞動、資本和技術進步對四川經濟增長的貢獻率，得出四川過去一段時期經濟增長的模式，并提出促進四川省技術進步的建議。
二、技術進步貢獻率的測算理論
技術進步是經濟增長的重要因素，在經濟發展中的作用越來越大。衡量出技術進步對經濟增長的貢獻率對把握技術進步與經濟增長相互作用的規律和提高經濟增長質量具有重要意義。
技術進步有狹義和廣義之分。狹義的技術進步指生產工藝、中間投入品及制造技能等方面的革新和改進。廣義的技術進步指技術所涵蓋的各種形式的知識的積累與改進。本文指廣義的技術進步。
在傳統的經濟學著作中，技術進步的經典理論是柯布―道格拉斯生產函數和索羅增長速度余值法。這兩種方法把促進經濟增長的因素歸納為勞動力、資本和技術進步，并從數量上把這三種因素對經濟增長的作用分離出來，以此測算各個因素對經濟增長的貢獻率。這兩種方法的理論以其系統性、科學實用性等優點在世界上許多國家的長期經濟增長研究中得到普遍應用。
三、技術進步對四川省經濟增長的貢獻的實證研究
（一）指標的選取與處理。
四、政策建議
（一）發展教育，提高就業人員綜合素質。1960年美國芝加哥大學教授，諾貝爾經濟學獎獲得者T?W?舒爾茨的“人力資本”理論的問世，揭示了作為人力資本主要因素的教育對于經濟增長所起的不可替代的作用，而且這種作用將隨著科學技術在經濟增長中作用的增強而日趨增強。無論是基礎教育還是高等教育，都是為經濟社會平穩快速地向前發展提供源源不斷地人力資源，教育的好與壞，決定了人力資源的優與劣，而就業人員的綜合素質在很大程度上決定了生產的效率。所以，政府應該大力發展教育，提高就業人員綜合素質，為新的科學技術的發明與應用提供優秀的人力資源。
（二）鼓勵創新，增加科研投入。創新是一種精神，也是一種財富。創新不僅能夠提高人的綜合競爭能力，也是新的科學技術出現的前提?？蒲型度氲脑黾涌梢蕴岣呒夹g水平。四川研究與試驗發展經費支出占國內生產總值的比重逐年增加，由2006年的1.42%增加到2011年的1.85%，六年內全國的平均水平是1.61%；經濟發展較好的江蘇省、浙江省和廣東省的平均比重分別為1.9%、1.63%和1.52%；而四川平均水平是1.38%，低于全國平均水平。可見四川的科研投入還是相對偏低。
參考文獻：
6月份通脹數據出乎絕大多數人的預料，CPI僅上漲2.9％，先前有許多經濟學家預期在3.5％左右，甚至有人高估到4％以上，，當然這符合我的預期，我一直堅持今年或近階段都沒有什么明顯的通脹壓力，有的僅是一些短暫的價格擾動或一些為投資炒作而人為制造的通脹預期，由于這樣的預期與內在的通脹決定因素是背道而馳的，因此，高通脹預期注定要失敗、現在可以說，通脹完全是“紙老虎”，上半年通脹率僅2.6％，遠遠低于社會普遍的預期，去年底絕大多數人都預期今年會有明顯的通脹，一般預期各月CPI增長都在3％以上，且預計有不少月份將達到5％以上，但半年過去了，很遺憾，僅1個月CPI增長在3％以上，即5月CPl增長3.1％。
通脹的決定因素包括三個方面，一是貨幣，二是總供給與總需求的缺口(或GDP的缺口)，三是短期的沖擊(或“擾動”)，最內在的決定因素是總供求關系，貨幣是外在的因素，短期的沖擊更是外在的因素，過去兩輪的物價快速上漲之所以持續時間不長，主要是因為我國總供給的增長速度持續地快于總需求的增長速度，供大于求格局始終沒變
即引起物價總水平波動的主要因素是外在的沖擊(某些食品類價格短期上漲過猛)。
所以，我的經驗是：判斷近期我國的通脹走勢主要看三個因素，一是看糧食里的大米的供求關系，二是看肉類里豬肉的供求關系，三是看國際油價及原料價格增長趨勢。很明顯今年這三個方面都沒有什么問題。大米等糧食連續6年豐收，不會導致糧食價格短期大幅增長，去年以來的糧價保持適度增長趨勢，主要原因是國家對糧價的保護政策，豬肉則明顯是供過于求，價格正處于持續性低迷狀態，國際油價增長明顯不濟，因此，通脹不會成為重要的問題。
那么。去年底以來物價總水平上漲主要是什么引起的呢?一個因素當然是貨幣，去年過度的貨幣投放必然導致物價總水平的明顯反彈，但僅是反彈而已，不會形成明顯的通脹趨勢，因為高貨幣增長要化為高通脹必須有內在因素的作用，即存在GDP硬缺口(短期內無法彌補)，而我國自1996年進入“買方經濟”以表，一直不存在GDP的硬缺口，最重要的原因是我國投資增長長期過快、投資率過高。另一個因素是蔬菜價格的大幅上漲，而蔬菜的生產周期較短、且在價格體系中不居于核心位置，因此，只會產生一定的“擾動”，隨著s月份以后蔬菜生產量的增加，價格下跌成為一個必然趨勢，這是導致6月份CPI增長回落的主要原因，
那么，中國價格問題的“真老虎”是什么呢?答案是房價的過高和增長過猛。貨幣高增長主要是轉為房價的高增長，高房價或房地產泡沫才是中國的主要問題，它不僅造成了許多結構性扭曲，而且長此下去，會對經濟產生巨大的系統性風險，因此，說通脹如何嚴重是在回避主要矛盾，所以，當前宏觀經濟政策的關鍵是調控房地產價格，“擠泡沫”。
同時，還有另外一只“真老虎”在后面等著我們，那就是通貨緊縮不久可能再現。我預計通縮的壓力在年底以后會越來越大，原因很簡單：總需求增長將會放慢，而總供求卻始終在加速增長，產能過剩將再次集中釋放。但這一次不像2005年那次，再也不會有美國高消費的幫忙，全球經濟增長恢復短期比較強但很快會回歸疲軟，也就是說我們的外需將在下半年特別是明年后明顯放慢，且是一種中期性趨勢，內需中短期最穩定的是投資，會繼續保持一段時間的高增長，但消費增長會逐步回落，原因是就業不足和收入差距擴大趨勢難以短期逆轉，今年上半年實際消費增長(社會消費品零售總額)為15.2％，比去年全年回落0.8個百分點。因此，生產過剩(投資高增長的必然結果)無法轉為貿易順差，相反，只能變成國內的通貨緊縮壓力。經濟增長將隨之放慢，繼續保持投資高增長可能暫時緩解一下這一調整壓力，但中期會更一步加劇通貨緊縮，使小通縮成為大通縮。
如何解決兩只“真老虎”，我的建議與許多人不同，他們建議，放松貨幣政策，增加投資，而我認為，防止通貨緊縮的發展及防止經濟下滑過多的正確解決辦法，是繼續抑制貨幣供應量和貸款增長，以此來壓縮供給增長，更重要的這也是解決房地產泡沫問題的最好辦法。
對于任何一個經濟體而言，在內需出現問題的情況下，外需旺盛與否將起到至關重要的作用。不過，這在已經習慣被視做全球經濟增長發動機的美國看來，卻是鮮有的奢望，畢竟全球經濟過去40多年的發展軌跡讓人們擔心：美國經濟走軟了，全球經濟還會保持強勁嗎？然而事實證明，海外需求如今在某種意義上正成為美國經濟的救命稻草。
美國商務部公布的1月份貿易數據或多或少地說明了這一問題：1月份美貿易逆差為591億美元，比前一個月下降3.8%。其中，美國商品和服務出口增長1.1%，達到創紀錄的1267億美元，而進口則下降0.5%至1858億美元。分析人士指出，伴隨出口加速上揚而進口明顯縮水，貿易有望在今年成為美國經濟增長的加分因素，從而首次打破10多年來美國貿易拖經濟后腿的局面。
對此，匯豐控股首席經濟學家簡世勛的評論是，如果不是有海外市場的支持，眼下的美國經濟很可能正在痛苦掙扎。換句話說，相比于過去“美國打噴嚏，世界就感冒”的時代，如今美國經濟頭疼腦熱的時候，海外市場可能仍動力十足，并施惠于美國經濟。
越來越多的經濟學家也承認，拖累美國內需的房市衰退對全球其他地區的影響十分有限，而許多經濟體正在產生足夠的內需來支持世界其他地區的增長。國際貨幣基金組織近期的報告稱：美國經濟放緩對于大多數其他國家的增長幾乎沒有產生“可以辨別的”影響。
到目前為止，美國經濟以外的主要經濟體幾乎沒有呈現出任何走弱跡象。歐元區13國目前的失業率水平創下新低，商業信心則達到6年高點；日本經濟在去年年底出現一定波動后，眼下正繼續其第二次世界大戰以來最長時間的經濟擴張，企業信心創出兩年高點，家庭支出也處于上升通道。與此同時，2006年新興市場國家的消費者支出和資本支出增幅均為發達國家的兩倍，在全球遙遙領先；而包括沙特阿拉伯和阿聯酋在內的海灣各國則正在把高油價帶來的數十億美元用于全球范圍內的投資。
受益于亞、歐、拉美及中東地區的需求上揚，在北美需求下滑的情況下，美國重型工程和起重設備制造商卡特皮勒公司在去年第四季度實現了13%的收入增長。同期，美國最大的消費產品制造商寶潔公司也宣布其在新興市場經濟體的銷售上揚，并調高了公司2007年的利潤目標。這兩家公司僅是美國成千上萬家出口企業的一個縮影，內需不足正促使越來越多的美國公司將銷售重心移向海外市場。
從未來幾年全球經濟增長的可能分布來看，這些企業的選擇是明智的。瑞銀首席經濟學家夏德威指出，由于歐洲和日本生產力上揚的加速度大于美國，未來幾年內全球經濟可能會在更大程度上依賴于美國以外地區的增長。具體預測是，美國經濟在未來10年內可能會從現在的3.3%年增長率放緩至2.8%；而歐洲經濟的年增長率將有可能從現在的2%增至2.2%，日本則從現在的1.2%增至1.8%。與此同時，高盛首席經濟學家吉姆?奧尼爾也指出，包括巴西、俄羅斯、印度和中國在內的金磚四國將為全球經濟提供美國以外的廣闊市場，其對全球經濟的貢獻也將因此進一步上升。事實上，去年歐洲對中國和俄羅斯的出口增長就相當于對美出口增長的4倍。
經濟學家指出，上述增長趨勢的相對轉變對于全球經濟來說有著積極意義，有助于減少被視為全球經濟增長潛在威脅的美國巨額經常賬戶赤字?？傊?，無論全球經濟最終是否真的獨立于美國經濟而增長，至少最近海外市場與美國經濟的互動讓人們看到了一種趨勢性的變化。（摘自2007年4月10日《揚子晚報》）
