經濟增長的指標精品(七篇)

序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經濟增長的指標范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

一、構建稅收分權的指標體系

從本質上講，各地經濟增長都很可能受到稅收分權導致的影響，針對稅收分權涉及到的各項指標也應當予以謹慎的選擇。在現階段的財政體系中，如果設計了各不相同的分權指標，那么與之有關的調研結論也會各不相同。由此可見，稅收分權指標本身應當符合現階段的整體經濟形勢，在此基礎上才能因地制宜選擇適當的分權指標并且構建指標體系[2]。

地方如果擁有了自身的稅收權，那么代表著地方政府因此擁有了針對地方稅收的整體掌控權力。從現階段來看，地方政府主要擁有如下的收入來源：本級的地方稅收、地方的轉移支付、中央對于各個地方返還的稅收額、非稅收的收入等。相比于轉移支付，具體在計算返還的地方稅收時應當密切結合分稅制的比例與基數。因此可以得知，針對返還后的地方稅收而言，中央政府實質上并不具備操控權力，地方政府因此就能獲得相應的稅收分權。由此可見，具體在構建指標體系時有必要考慮到返還部分的地方稅收。

在全面分析的基礎上，針對地方稅收就可以構建完整度較高的分權指標體系，在這其中應當包含自給率及其他相關指標。從地方支出財政的角度來講，可以自主掌控的地方稅收也應當納入其中。因此可得如下結論：地方稅收中的自給率應當等于實際的地方稅收除以整體財政支出，二者相除就能?@得精確的分權指標。

二、探析影響效應

經過分析可知，在2009至2015年的時間段里，中央返還各個地方的稅收總額表現為5%的年均增長狀況，這種增長伴隨著GDP的持續上升。由此可見，在這個時間段里GDP與地方稅收都表現為正增長的穩定狀態。然而與此同時，中央即便返還了特定比例的地方稅收，但是并沒有徹底滿足各個階段的公共支出，因此仍然有待加以完善[3]。近些年來，地方政府持續降低了自身的稅收分權度，與之相應的中央稅收卻表現為更強的集權趨勢。

經濟增長率以及稅收自給率二者應當具有內在的關聯性，對此可以歸納為線性關系。在稅收分權的整體背景下，經濟增長以及稅收自給率通常表現為顯著的正向相關關系，這種現狀也在本質上推動了整體經濟的迅猛發展。稅收自給率之所以表現為顯著上升的趨勢，究其根源就在于返還地方的稅收比例以及自主稅收的逐步提高。從實務角度來講，某些地方真正獲得的稅收額度并沒有趕上當年的公共性支出增長速度，因此實際上的影響效應與研究結論相比還會產生特定的偏差。

此外，如果在研究時運用了各不相同的分權指標，那么歸納得到的數值與結論也會表現出顯著的差異性特征。某些情況下，研究人員對此選擇了不適當的分權指標，因此通過歸納計算獲得的經濟影響結論也可能帶有偏差。從整體角度來講，推行稅收分權的宏觀改革具有顯著的必要性，這是由于稅收機制與宏觀經濟具有密切的聯系，經濟增長也不能缺少稅收機制作為保障。如果能致力于改進現行的稅收分權指標，重構相應的分權指標，那么針對整個的經濟增長就能起到顯著的推進作用與帶動作用[4]。

篇(2)

【關鍵詞】農村金融;金融發展;經濟增長

一、農村金融與農村經濟增長關系

新農村建設核心是解決農民的增產、增收問題,故發展農村經濟是新農村建設的關鍵。而市場經濟體制下資本的籌集和使用主要通過金融活動完成,熊彼特(Schumpeter)認為金融服務在促進經濟增長中具有極為重要的作用,因此農村金融與農村經濟發展間關系決定了新農村建設的效果。根據產權理論和交易成本理論,降低信息成本和交易成本是提高資源配置效率的關鍵,其在現實經濟活動中表現為金融體系的建立和完善。金融體系的關鍵在于金融功能的實現,而這離不開金融發展。

自熊彼特提出的金融發展重要性之后,麥金農和肖通過深入研究在1973年建立了金融發展理論。國外學者對金融發展與經濟增長相關研究主要由理論分析和實證分析構成,且理論分析主要局限于研究初期。談儒勇(2004)將金融發展界定為金融體系朝好的方面變化,所以,金融發展理論研究的是金融體系是否促進實體經濟增長的功能,即主要用于論證金融發展對經濟增長的重要性。后期該類研究主要在金融發展理論框架下就金融擬制和金融結構角度進行,研究主要集中在宏觀、中觀層面,其立腳點是提供金融服務的金融機構,大都基于金融服務有利于經濟增長的假設下或計量驗證影響因素。后期研究開始由理論研究轉向實證分析,Levine(1997)以作用渠道為研究目的進而證明了金融發展和經濟增長存在統計意義上的顯著相關,而Granger提出的因果分析方法被大多數學者用于證明兩者之間的因果關系。國外的研究成果為國內學者研究該類問題提供了堅實的基礎。國內學者對金融發展與經濟增長的關系研究視角主要有全局、區域和農村,其中基于農村的視角分析農村金融發展與經濟發展(或農民收入增長)間的關系在隨著新農村建設提出得到更深入研究。在對金融發展與經濟增長關系的研究路徑中,針對農村金融發展對農村經濟增長關系研究可分為農村金融深化和農村金融中介發展兩種。其中,基于金融深化框架下研究主要探討我國農村金融體系對農村經濟的貢獻,通過數據分析找出重要影響因素并得出相應結論。而農村金融中介對農村經濟增長的研究則突出農村金融功能發揮,試圖解釋金融服務影響農村經濟增長。具體研究中,張春喜、孫偉(2007)從金融演進的內在關系及更長的歷史視角下以農村金融的發展現狀為背景和李政(2009)用實證的方法證明農村金融發展與經濟增長的均衡關系,并通過因果檢驗得出相應的結果。而方金兵、張兵、曹陽(2009)基于農村經濟發展與農民收入增長的關系,選取農民收入作為農村經濟發展的替代指標,通過向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗方法檢驗兩者的相關關系和因果關系,并指出擴大農村金融發展規模對提高農民收入、推動農村經濟發展有重要意義。李廣眾、陳平(2002)利用我國1952-1999的相關時間序列數據對于金融中介發展與經濟增長的多變量VAR系統研究分析了金融中介發展對經濟增長的作用機制,提出經濟增長與金融中介效率間存在雙向因果關系。同時,丁曉松(2005)研究1986-2002年中國金融發展和經濟增長之間的關系時采用單位根檢驗和協整分析方法,同樣認為金融發展和我國經濟發展有存在雙向作用。姚耀軍(2004)從金融發展的視角根據1978-2002數據分析農村金融發展與農村經濟增長關系,利用因果檢驗法做出實證分析,結果表明農村金融發展狀況影響到農村經濟增長。

二、模型構建

由以上分析可知,現有金融發展與經濟增長關系研究主要從實證角度進行,盡管視角不一,但均得出金融發展促進經濟增長的結論。因此,在現有經濟體制下為更好的建設新農村,通過金融發展支持農村經濟增長是最優選擇。然而,經濟增長的持續性和穩定性是十分有必要的,若想通過金融發展支持農村經濟增長應先確定兩者間是否存在長期均衡關系,模型構建則探討兩者之間均衡的可能。

(一)分析方法及指標設計說明

1.分析方法。由于單方程的OLS法會出現自變量內生性問題,加之在非平穩變量上的OLS法可能出現偽回歸問題,而李廣眾、陳平(2002)和姚耀軍(2004)基于VAR模型及其協整分析的方法能較好的解決OLS法的不足。因此,本文在分析方法采用上借鑒李廣眾、陳平(2002)和姚耀軍的VAR模型及其協整分析,就中國農村經濟發展與金融經濟增長的相互關系進行研究。

2.指標設計。一般研究,將兩者關系置于資金供給、需求和成效角度上進行。所以,在設計指標時主要考慮農村經濟增長衡量和金融發展的供給及需求。具體研究中,設計農村經濟增長指標、金融發展規模指標、金融結構指標和金融中介支持效率指標等四個指標。在對指標界定中:將農村人均GDP(RPGDP)作為衡量反映農村經濟增長狀況的指標。哥德史密斯在研究金融發展與金融結構時指出金融發展規模指標(FIR),隨著農村金融發展研究深入,我國大部分學者開始計算我國農村金融相關率指標(RFIR),其中張兵等(2002)在農村FIR與農村經濟增長將農村FIR確定為農村金融資產和農村GDP之比。農村金融發展結構指標(RLTL)鑒于鄉鎮企業在農村經濟中的重要位置,本文設計了反映農村貸款結構的指標作為金融發展的結構指標,即RLT/RL,其中RLT是指鄉鎮企業貸款余額, RL是指農村貸款余額,將農村金融發展的結構指標簡記為RLTL。王志強、孫剛(2003)認為,可以用儲蓄與貸款的比值來衡量金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率,故農村金融發展效率指標(RLD)可定義為農村金融中介將農村儲蓄轉化為農村貸款支持農村經濟增長、促進農民增收的效率。農村金融發展結構指標(RLTL)鑒于鄉鎮企業在農村經濟中的重要位置,本文設計了反映農村貸款結構的指標作為金融發展的結構指標,即RLT/RL,其中RLT是指鄉鎮企業貸款余額, RL是指農村貸款余額,將農村金融發展的結構指標簡記為RLTL。將鄉鎮企業貸款余額與農村貸款余額比率衡量金融發展結構規模。

(二)模型說明及數據處理

1.模型說明。安翔(2004)從金融發展與經濟增長的相關理論出發,以內生增長模型為基礎創建農村經濟增長模型,并得出農村金融深化是解釋農村經濟增長的重要變量結論。同樣的方法還被王瑩(2006)和邱杰、楊林(2009)所采用。本文主要就農村金融發展與農村經濟增長的關系進行定性,目的在于判斷兩者之間的均衡關系及影響方向,故直接設置若干個指標進行衡量。

2.數據處理本文數據均來自各年的《中國金融年鑒》和《中國統計年鑒》,由于未能獲得完整數據針對部分數據缺失的事實,在實際處理中僅選擇1988-2007年份數據且主要分析1993-2007年數據。同時考慮到農村經濟的根本是農業,本文在指標計算中利用所得的數據進行一些替代操作。如在計算農村人均GDP時,在未能獲得足夠可信的農村人均GDP數據下,本文采取了用農業GDP除以農村人口進行替代,張兵等(2002)同樣采用農業GDP代替農村GDP。受我國農村金融體系的現實影響,我國農村金融資產主要是農民在銀行的存款,所以,在處理RFIR時用農民存款與農村GDO之比計算。農村存款余額和農村貸款余額在1978-1986期間主要在已給出數據的基礎上進行加總計算,在計算金融中介支持效率指標時受條件所限,數據來源主要是《金融年鑒》和《統計年鑒》的數據未能完全描述農村金融機構的貢獻。

三、基本分析結論

通過運用EVIEWS5.0處理相關數據,可以發現我國農村人均GDP逐年增長。但與RLD、RLTL之間并未有之間的線性關系,剔除掉替代、CPI等影響本文認為兩者間存在一定的正相關。通過Granger因果關系檢驗可知中國農村金融發展與經濟增長存在均衡關系至少在93-07年間表明:農村金融發展對農村經濟增長具有明顯的影響作用,但農村經濟增長卻對農村金融發展沒有顯著的影響。

盡管我國農村金融體系的改革取得一定的成功,基本上形成以國有正規農村金融機構為主,非正規農村金融機構補充的體系,從農村經濟增長不是農村金融發展的Granger原因看,雖然中國農村金融體系經過30年的改革發展,但農村經濟增長并不是金融發展狀況的格蘭杰原因,這意味著農村金融發展嚴重滯后于農村經濟增長,證明了邱杰、楊林(2009)的觀點。從農村金融發展是農村經濟增長的Granger原因看,加快農村金融體制改革,改善農村金融發展狀況,對于促進農村經濟發展具有極為重要的作用(姚耀軍,2004)。實證得出的農村金融體制改革的滯后性將會嚴重制約農業結構調整,進而影響農村經濟增長和農民增收,加快農村金融體制改革已成為當前解決“三農”問題的迫切要求。

根據金融發展理論,金融發展與經濟增長的關系應所存在的均衡關系,分析結果表明了我國農村金融發展與農村經濟增長存在上述關系。這也說明了我國農村經濟增長已經逐步向依靠金融要素投入的內生式增長模式轉變。麥金農等認為發展中國家存在較為嚴重的金融抑制問題,在我國就表現為金融制度變遷主要是政府主導,不適應農村經濟發展模式。鑒于農村金融發展是農村經濟增長格蘭杰原因的事實,加快建立適應農村經濟發展的農村金融體系具有十分重要的意義。即在農村經濟增長初期,應進一步強化金融發展對經濟增長的資金主導供給作用,適度放開競爭,逐步建立合理、完善的農村金融體系。

參考文獻

[1]曹嘯,吳軍.我國金融發展與經濟增長關系的格蘭杰檢驗和特征分析[J].財貿經濟,2002(5).

篇(3)

關鍵詞：經濟增長；金融發展規模；金融結構；金融效率

中圖分類號：F32 文獻標志碼：A 文章編號：1002-2589（2012）35-0077-02

在金融發展中，農村金融是必不可少的一部分。在農村金融發展過程中，一方面，其發展會受到現代金融理論及政策主張的影響。另一方面，農村金融市場的無利可圖使得城市商業銀行不愿涉足，因此，在我國農村金融有其自身的發展特點。從經濟與金融間的雙向關系來看，經濟水平決定金融發展水平，但經濟的增長離不開金融支持，金融同時反作用于經濟，可見金融既可以促進也可以阻礙經濟的增長。

一、我國農村金融發展對經濟增長的作用機制

（一）農村金融發展規模對農村經濟增長的作用機制

首先，金融規模的持續擴大可以增加鄉鎮企業的融資途徑。隨著整個農村經濟的發展，農村生產領域對資金的需求持續擴大，而金融規模的擴大為這一資金需求提供給了途徑。其次，農村金融資產的種類和數量會隨著金融規模的擴大而增加，這一變化也可以為農村經濟提供新的融資方式。

（二）農村金融結構對農村經濟增長作用機制

一方面，金融結構的優化可以降低資金的獲取成本，資金能夠在所有者和使用者之間進行快速的轉移，這為農村經濟的發展提供了便利。另一方面，金融結構的優化可以提高資源配置的效率。金融機構在資金轉移過程中擔負媒介作用，結構越優化，資金越能得到有效轉移，促使資源在農村各部門中得到有效配置?？偟膩碚f，金融結構的優化可以為整個農村經濟的發展提供更加專業的投資融資服務，資本也在快速轉移的過程中帶動了社會資源的優化配置，進而促進農村經濟的增長。

（三）農村金融發展效率對農村經濟增長作用機制

農村金融效率是一個綜合指標體系，主要反應的是農村金融市場上金融機構的儲蓄能力、儲蓄投資轉化的效率以及投資的產出比例。事實證明，農村金融效率在促進資本積累的過程中，農村儲蓄增加、儲蓄投資轉化效率提高，這為農村經濟的發展提供了有力的資金支撐。

二、我國農村金融發展與經濟增長關系的實證研究

（一）模型設定與指標選取

1.模型設定

為了實證分析農村金融發展水平對經濟增長的影響效應，本文構建了如下計量模型。

IN（ARGDP）=β0+β1?FIR+β2?LT+β3?RDL+μ1

式中：LN（ARGDP）為經濟增長的自然對數；FIR為金融發展規模；LOAN/TFA為金融結構；RDL為金融效率；μ為隨機項。

2.指標選取

為了揭示農村金融發展同農村經濟增長之間的關系，本文將采用反映農村金融發展狀況和反映農村金融增長狀況兩組指標，其中農村金融發展指標包括農村金融發展規模（FIR）、結構（LOAN/TFA）、效率（RDL）三個子指標。

本文研究的時間區間為1990-2009年。其中的數據來源，農村人口數、第一產業生產總值來源于《中國統計年鑒》，農業存款、農村居民儲蓄存款、農業貸款、鄉鎮企業貸款均取值于《中國金融年鑒》。

（二）實證檢驗

1.ADF檢驗

由于在文中涉及的都是時間序列變量，所以首先對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩性，檢驗結果如表1。

從檢驗結果可知，LN（ARGDP）、FIR、LT以及RDL的原始數據都不是平穩的，而一階差分都是平穩的序列，所以各變量的水平值均為一階單整的，對于同是一階單整的平穩序列我們就可以采用協整方法對其檢驗。

2.協整檢驗

由于對非平穩的時間序列直接進行回歸分析有可能產生虛假回歸，恩格爾和格蘭杰針對此問題提出了協整的概念。在本文中，我們就使用E-G協整檢驗法來檢驗變量之間的協整關系。表2給出了金融發展三個指標與經濟增長進行協整檢驗的結果。

由表2可知，協整檢驗表明農村經濟增長LN（ARGDP）與金融發展規模（FIR）、金融結構（LT）、金融發展效率（RDL）之間存在長期均衡關系，這也意味著我國農村金融發展水平與農村經濟之間存在長期穩定的均衡關系。

3.我國農村金融發展與經濟增長的格蘭杰因果檢驗

在檢驗過程中，我們采用LN（ARGDP）、FIR、LT、RDL分別作為衡量經濟增長和金融發展的指標，得到的結果如表3所示。

可見，運用1990-2009年間的金融發展與經濟增長的數據，可以得出如下格蘭杰因果關系檢驗的結果：第一，金融發展規模是經濟增長的原因，經濟增長不是金融發展的原因，意味著我國農村金融發展規模的擴大為農村提供更多的融資服務，進而促進農村經濟增長。如果從因果關系上分析，若金融發展是經濟增長的直接原因，則處于“供給領先型”關系主導階段；反之，若經濟增長是金融發展的直接原因，則處在“需求追隨型”關系主導階段。從格蘭杰因果檢驗結果中我們可以看出，目前我國的農村金融發展與經濟增長之間處于“供給領先型”階段。第二，金融結構是經濟增長的格蘭杰原因，說明農村金融結構的優化和完善促進資金在所有者和需求者間的流動，從而促進經濟的增長。第三，金融效率不是經濟增長的原因，這表明在我國農村金融市場上，儲蓄轉化為投資的渠道還很少，資金沒有得到合理的配置。

三、結論

第一，通過協整檢驗，結果表明我國農村經濟增長同農村金融發展規模、結構、效率之間存在長期均衡穩定關系。

第二，在1990-2009年間，金融發展與經濟增長的格蘭杰檢驗結果表明，我國農村金融發展是經濟增長的格蘭杰原因，經濟增長不是金融發展的格蘭杰原因，因而，農村金融發展與經濟增長之間處于“供給領先型”階段。

第三，從不同金融結構、金融效率與經濟增長的角度進行考察，發現在1990-2009年間，我國農村金融結構的變遷是經濟增長的直接原因，銀行體系的發展對經濟增長起到了一定的促進作用。金融效率不是經濟增長的直接原因，原因是在農村金融市場中我們過度追逐金融規模的擴大，卻忽視了金融機構資源的有效配置，而這也是我國農村金融發展中面臨的一大問題。

參考文獻：

[1]韓廷春，夏金霞.中國金融發展與經濟增長經驗分析[J].經濟與管理研究，2005，（4）.

[2]錢水土，周永濤.農村金融發展影響農民收入增長的機制研究[J].金融理論與實踐，2011，（4）.

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關鍵詞：科技進步；技術創新；經濟增長；貢獻研究

中圖分類號：F20 文獻標識碼：A文章編號：1006-4311（2012）04-0012-020引言

“科學技術是第一生產力”，科技進步已經成為經濟發展的動力。知識創新、技術創新和高技術產業化是當今國際競爭的核心，技術創新是推動現代產業發展的動力，是經濟增長的源泉。

一般用R&D投入經費指標來反映一國的技術創新水平，用國內生產總值指標來反映一國的經濟增長水平。在過去的幾年內我國的R&D投入經費以及國內生產總之發生了巨大的變化，R&D投入經費從1987年的74億元增長到2009年的5802.1億元，國內生產總值也從12058.6億元增長到340506.9億元，這些數據顯示我國在技術創新和經濟增長上均取得了很大的進步。

技術創新及科技進步對經濟增長的貢獻如何成為社會共同關注的話題和焦點。

1研究假設

1928年美國數學家Charles Cobb和經濟學家Paul Douglas提出了生產函數數學模型，其函數的一般形式為：

Y=AL?琢K?茁 （α+β=1,0≤α≤1,0≤β≤1）（1）

其中Y為產量，L和K分別表示勞動和資本的投入，A表示技術和結構等因素，α、β均為參數，分別表示勞動的產出彈性和資本的產出彈性。

通過對柯布-道格拉斯函數進行一定的處理就得出著名的索洛模型，即索洛經濟增長模型，其模型的形式為：a=y-αl-βk（2）

其中，a為科技進步STP年增長速度；y為我國的GDP年增長速度；l為研發人員投入RDL的年增長速度；k為研發投入RDF的年增長速度。α、β分別為RDL與RDF的產出彈性，RDL、RDF每增加1%時產出相應的增加α%，β%。按照國家計委和國家統計局推薦的資本彈性系數確定資本、勞動力的彈性系數分別為α=0.65，β=0.35。

運用索洛剩余模型就可以得出科技進步STP、研發投入RDF及研發人員投入RDL等因素對經濟增長的影響度：

Ea=a/y（3）

Ek=?茁k/y（4）

El=al/y（5）

通過（3）、（4）、（5）式，對Ea、Ek、El進行求值，就可以分別求出經濟增長中STP貢獻率Ea，RDF貢獻率Ek 和RDL貢獻率El的大小。

1.1 指標的選取和數據本文選取了1994-2009年的相關數據，主要包括我國的國內生產總值GDP（Y），就業人數L，社會固定資產投入K。進而運用索洛模型分析了我國的資本投入、勞動投入以及科技進步對我國經濟增長的貢獻率。

1.1.1 產出指標本文選擇國內生產總值GDP作為產出指標，它是衡量經濟增長規模與增長速度的基礎指標，其用Y表示，增長速度用y表示。我國歷年來的GDP總量以及其增長速度如表1。

1.1.2 勞動投入指標由于統計數據的不完善以及操作上的困難，本文選取我國全社會的就業人數來衡量我國勞動力的投入。其具體的數量及增長速度如表2所示。

1.1.3 資本投入指標資本的投入是構成生產能力的資本存量，包括直接或間接生產、提供各種產品和勞務的固定資產和流動資產。由于流動資產的數據難以獲得，本文就選取固定資產存量數據作為資本投入指標。

1.2 科技進步對經濟增長貢獻率分析在應用索洛經濟增長模型來研究科技進步對經濟增長的貢獻時，就要確定勞動的產出彈性α和資本的產出彈性β。在其他條件不變的情況下，勞動產出彈性是勞動者總收入與GDP之比?？紤]到統計資料計算方便，采用人均可支配收入與人均GDP之比來代替勞動的產出彈性α，再假定規模收益不變，即α+β=1成立。在計算好勞動產出彈性以后就很容易推算出資本的產出彈性β=1－α。通過計算得出科技進步、勞動以及資本對我國經濟增長的貢獻率。

2結論

2.1 從測算的結果可以看出，我國的勞動投入對經濟增長的貢獻率是微不足道的，近年來的貢獻率基本上是在5%或以下。

2.2 資本投入對經濟增長的作用還是舉足輕重的，對經濟增長有很大的正向推動作用。而且在經濟增長較快時資本的貢獻率就大，在經濟增長較慢時資本的貢獻率也小。經濟的增長在相當長的時間內還是主要依賴與資本的投入，資本要素依然是拉動經濟增長的關鍵要素，這反映了我國的經濟增長方式依然是粗放型的增長方式。

2.3 科技進步對經濟增長的貢獻率在前幾年基本上是在30%到50%之間，而且在2009年，科技進步對經濟增長的貢獻率出現了負值，科技進步對經濟增長不但沒有起到貢獻的作用，而且還需要補貼。而且，科技進步對經濟增長的貢獻率有下降的趨勢，這與科學技術是第一生產力的理論背道而馳。在知識經濟社會，科學技術在經濟增長中的作用應該越來越大，只有在科技進步上取得成就才可以促進我國經濟增長。

參考文獻：

[1]易麗，韓兆洲.我國各要素對經濟增長貢獻率的實證研究[J]．特區經濟，2009,（9）：281-282.

[2]黃寶中，唐婧鑫，李蓮婧.我國科技進步對經濟發展貢獻測算方法研究[J]．華僑大學學報：哲學社會科學版，2008,（3）：148-151.

[3]劉敏尚，新玲.基于索洛余值法的西安科技進步貢獻率測算研究[J].科技廣場，2008,（9）：10-12.

[4]董西明.科技進步對山東經濟增長的貢獻率分析[J].工業技術經濟,2006，25,（1）：98-99.

篇(5)

【關鍵詞】金融發展 經濟增長 實證研究

一、問題的提出

四川是西部大省，改革開放以來，四川的經濟增長取得了驕人的成就，國民生產總值從1978年的184.61億元的增長到2010年的16898.6億元，增長了約91倍。在經濟高速增長的同時，金融也在快速發展，金融體系逐漸完善，金融工具日漸豐富。在中央啟動第二輪西部大開發戰略和設立成渝經濟區的戰略規劃后，四川面臨著前所未有的發展機遇，而在這一過程中如何發揮金融的作用，推動四川經濟進一步發展，是至關重要的問題。我國學術界從上世紀90年代起，逐漸開始了對金融發展與經濟增長關系的研究，成果也較為豐富，但研究視角多集中于全國范圍的金融發展與經濟增長關系研究。鑒于我國處于區域二元經濟結構的發展格局，針對單一省份的研究具有一定的現實意義。本文將針對四川省的金融發展與經濟增長關系展開研究，以期能為促進四川經濟增長及金融發展提出適當的政策措施建議。

二、現有研究綜述

（一）國外研究現狀

20世紀50年代以來，關于金融發展與經濟增長關系的研究逐漸得到重視，出現了許多研究成果，其中具有代表性的有：格利和簫、戈德史密斯等的金融發展理論，麥金農和肖的金融深化和金融抑制理論，赫爾曼和斯蒂格利茨等的金融約束理論等；到20世紀90年代，西方學術界掀起了一股實證研究金融發展與經濟增長關系的熱潮，代表人物是King和Lvine（1993）、Singh（1997）以及Rousseau和Wachtel（1998）等；這些理論和實證分析的出現，既豐富了經濟學的內容，又為政策制定提供了借鑒。

1969年，現代比較金融學之父戈德史密斯運用統計數據，對金融結構和金融發展作了橫向的國際比較和縱向的歷史比較，其主要結論為：從長期看，各國金融發展和經濟增長大多存在著平行關系；金融發展與經濟增長有著密切的聯系，并且發達國家與發展中國家在金融發展中存在著明顯的區別；在某些情況下，金融機構的存在和發展也許會給經濟帶來消極影響，所以，從理論上看，金融發展對經濟增長的影響是難以確定的。麥金農和肖（1973）針對發展中國家的具體情況，提出了金融壓抑與金融深化理論，把發展中國家的金融與經濟增長的關系納入研究體系之中，他們認為金融深化既可促進經濟增長，也會產生一些消極影響。盧卡斯（1988）認為金融因素在經濟增長中的作用被夸大了。King和Lvine（1993）在戈德斯密斯研究的基礎上，利用更多的數據和指標進行對金融發展與經濟增長關系的實證分析，結論表明，金融發展決定經濟增長，二者存在正相關關系。

（二）國內研究現狀

我國學術界從20世紀90年代開始，逐漸開始了對金融發展與經濟增長關系的研究。談儒勇（1999）選取了1993—1998年有關中國金融發展和經濟增長的季度資料，分別對金融中介發展與經濟增長、股票市場發展與經濟增長、金融中介發展與股票市場發展進行實證分析，其結論為：我國股票市場發展對經濟增長的作用是相當有限的，金融中介(特別是存款貨幣銀行在配置國內信貸過程中相對于中央銀行的重要性)和經濟增長之間有顯著的、很強的正相關關系；我國股票市場和金融中介市場之間存在一定程度上的互補關系。

王志強、孫剛（2003）從金融規模、金融結構和金融效率三個角度分別選取了指標來衡量中國的金融發展水平，并加入了三個控制變量：全社會固定資產投資、進出口總額和物價水平，以人均國內生產總值表示經濟增長，進行實證分析，其檢驗結果為：20世紀90年代以來，金融相關比率、金融結構比率和儲蓄與貸款之比與人均國內生產總值之間存在雙向的因果關系，即以金融相關比率、金融結構比率和儲蓄與貸款之比衡量的金融發展與經濟增長之間存在雙向的因果關系，金融發展對經濟增長有促進作用，同時，經濟增長又推動了金融的全面發展。

王志虎（2010）年利用1991—2009年間數據，對我國金融發展和經濟增長關系進行了實證研究，結論表明：金融發展單向引起經濟增長，且金融發展顯著地正向影響經濟增長率，但對經濟增長質量影響顯著為負，總體上金融發展對經濟增長的推動作用不顯著；我國以銀行為主導的金融體系效率過低，不利于長期穩定的經濟增長。

冉光和、李敬、熊德平和溫濤（2006）選擇各省國有銀行貸款占名義國內生產總值的比率來衡量金融發展水平，實際國內生產總值的對數值衡量經濟增長，引入各省資本形成總額占名義國內生產總值的比率、各省通貨膨脹率指標作為控制標量，實證研究西部和東部金融發展與經濟增長關系的區域差異，得出如下結論：西部地區金融發展水平與經濟增長之間具有金融發展水平引導經濟增長的單向長期因果關系，而無明顯的短期因果關系；東部地區經濟增長與金融發展水平既有雙向長期因果關系，也有雙向短期因果關系。

趙新偉（2010）用選擇金融相關比率FIR作為衡量金融發展規模的指標、FAE（貸款余額與存款余額之比）作為衡量金融中介效率的指標、FMD（鄉鎮企業、私營部門和個體經營戶所得信貸之和與總信貸之比）作為衡量金融市場化程度的指標，選取人均實際國內生產總值作為衡量經濟增長的指標，對陜西金融發展與經濟增長關系進行了實證研究，結果顯示：金融相關比率與經濟增長之間存在雙向的因果關系，金融中介效率是經濟增長的格蘭杰原因，但二者并不是互為因果的關系，金融市場化程度與經濟增長之間不存在因果關系，其中金融相關比率的提高對經濟增長的影響要大于后兩者。

篇(6)

關鍵詞 經濟波動 經濟增長 空間計量

中圖分類號：F129.9 文獻標識碼：A

一、引言與文獻梳理

區域經濟波動對區域經濟增長的影響是經濟理論熱點，也同時深受政策制定者的關切。目前經濟學界對區域經濟波動對經濟增長的作用有如下的結論：第一，從經濟波動而帶來的消費者未來收入的不確定性、經濟人在風險回報間的選擇問題和“創造性破壞”出發，認為經濟波動最終對長期經濟增長產生一個積極的影響。第二，經濟波動使得企業增加了未來不確定性，其投資沖動就會被抑制，最終降低了經濟增長。而且在波動的經濟環境中，企業鑒于合約的長期制約，一般都會選擇以低于最優的生產規模進行生產。第三，目前得出一個統一的結論還很困難。經濟波動對經濟增長的效應既取決于數據的加總的水平（Imbs，2007），又受所選取指標的影響。

國內對區域波動與增長關系也進行了諸多研究。早期的實證研究得出結論經濟波動對經濟增長的影響都是單調性。例如：胡鞍鋼（1994）最先考察出我國經濟波動對經濟增長有顯著的負面影響。劉金全、張鶴（2003）的回歸分析則認為經濟波動對經濟增產率有正的彈性作用。王澤填（2007）利用我國27個省級地區的面板數據考察了我國短期波動對長期增長的影響。在20世紀90年代以前我國各地區短期波動對長期增長具有相同的負面效應；20世紀90年代后波動對增長總體上有正效應，但這種效應在不同省份間有異質性。

最近的研究表明，經濟波動對經濟增長的影響呈現出復雜情況。李永友（2006）用GARCH和TARCH-M增長模型對中國1953-2004年經濟波動進行了研究，得出經濟波動對中國經濟增長有減損效應，但控制改革開放這個重大制度變量后，波動對增長卻有正面溢出效應。盧二坡、曾五一（2008）又在經濟增長收斂回歸框架下，從實證的角度研究了轉型期中國經濟短期波動對長期增長的影響。經濟波動對經濟增長具有非線性的影響，而這種影響受市場化程度而具有異質性。董冠鵬等（2010）利用1978-2007年中國省級區域橫截面與面板數據兩種數據格式對區域經濟波動與經濟增長的關系進行了研究。

正如Rey和Janikas（2005）所言，經濟研究樣本的行政邊界往往沒有考慮到技術外溢、遷移、貿易往來、交易模式和公共政策等經濟體之間的空間聯系，這樣就對經濟變量的推斷產生誤差。本文利用有效測定空間溢出效應的空間計量模型工具，檢驗我國2001-2010年間區域經濟波動對區域經濟增長的影響。

二、模型的構建

（一）一般模型。

分析區域經濟波動對經濟增長的影響，首先設立一般回歸模型如下：

gi= 0+ 1 i+ 2Xi+ i （1）

其中，gi為被解釋變量，表示各省經濟增長的平均水平； i為解釋變量，表示在樣年份內各省的經濟波動程度；Xi為控制變量集合，主要包括：物質資本、人力資本、技術進步、工業化、城市化以及市場化和對外開放水平。 0為常數項， 1為經濟波動對經濟增長的影響系數， 2為控制變量對經濟增長影響的系數集合，這三項均為待估系數。 i為回歸殘差。

（二）空間模型。

借鑒Martin&Franz（2009）的研究思想，我們將空間模型回歸方程初步設定為：

此模型在一般模型上加入了解釋項：。其中， j表示相鄰省區的經濟波動情況，wij為地理相鄰空間權重矩陣，地理相鄰省份經濟波動對本省經濟增長的影響就反映在系數 上。本文采用0-1空間權重矩陣。

依照空間計量方法的一般規律，本文將空間滯后變量（SLM）設定如下：

（2）

將空間誤差模型（SEM）設定如下：

（3）

（三）指標解釋及數據來源。

表1 各控制變量及其指標

國內外的研究表明，在測定區域經濟波動對經濟增長的效應時，經濟增長和波動的指標選取對計量結果會產生顯著影響。本文基于中國二元城鄉結構下人口大規模流動的特征和數據統計方面的考慮，以GDP的增長率代表區域經濟增長。本文用（人均）GDP增長率的變異系數代表經濟波動。其他變量參見表一。在文中，我們使用2001-2010年間我國大陸31個省份的數據。數據來源于2001-2010年《中國統計年鑒》，以及各省份的統計年鑒。（見表1）

三、實證分析

（一）空間自相關性檢驗。

計量結果表明，在2001-2010年形成的時間截面內，經濟增長和經濟波動的Moran值分別為0.5627和0.1631皆通過了顯著性檢驗。這說明各區域的經濟增長和經濟波動存在著地理上的相關性，即空間上相互依賴。因此，在考察各區域經濟波動對經濟增長的作用時，必須把空間效應納入到模型中來。

（二）空間計量模型估計結果。

使用GeoDa軟件，對方程（1）、（2）、（3）進行回歸分析，見表二。從回歸結果來看，區域經濟波動對經濟增長有一個正效應，在引入溢出效應后，大概經濟波動每增加1個百分點，經濟增長將增長1.36個百分點，較OLS模型估計1.04有所提高（統計結果表明SEM模型較SLM模型更合適）。說明經濟波動存在著較明顯的溢出效應，即區域經濟波動能提高鄰域的經濟增長水平。而其他控制變量的系數皆為正，表明控制變量皆推動了經濟增長；從回歸系數可以看出，我國在“十一”、“十二”五時期，隨著生產要素投入的邊際效用遞減，市場化和開放程度等制度要素變化對經濟增長的影響變大。

表2 空間計量模型回歸結果

四、結論

從本文的分析中，我們可以得出以下幾個結論：（1）我國各區域經濟波動和經濟增長呈現出較明顯的空間相關性，多數區域的經濟增長受鄰域經濟波動的影響。這說明我國各區行政區域間的經濟聯系還是比較緊密。（2）在考察期內，各地區經濟波動對其經濟增長具有正效應。經濟波動對經濟增長的推動作用，可由以單一GDP指標為考核標準的政府官員考核制度來部分解釋。這一制度直接引起了各地方政府的GDP競賽，當一個地區GDP發展速度變慢而波動或低于其他區域時，政府會加大各種發展要素投入，以拉動經濟增長以作為自己的政績。基于以上分析，我國區域經濟波動與經濟增長之間存著較顯著的空間依賴性，因此在經濟建設過程中，要注意各行政區經濟之間的經濟聯系；同時經濟波動對經濟增長的正效應也提醒我國政府對經濟的“宏觀調控”需要更加審慎的決策，即一些熨平經濟波動的經濟政策也有可能傷害到長期經濟增長。

（作者單位：廣東商學院經濟貿易與統計學院）

參考文獻：

[1]Martin Falk ,Franz Sinabell. A spatial econometric analysis of the regional growth and volatility in Europe.Empirica.2009,36:193-207.

[2]李永友.經濟波動對經濟增長的減損效用:中國的經驗證據.當代經濟科學,2006,4:814.

篇(7)

[關鍵詞]產業外向度；經濟增長；實證分析

[中圖分類號]F1241[文獻標識碼]A[文章編號]

2095-3283（2013）04-0062-04

基金項目：教育部人文社會科學研究規劃基金項目“中國產業外向度評測指標體系構建與實證研究”（10YJA790203）研究成果。

一、引言

關于一國（地區）外向型發展與經濟增長的關系，國內外經濟學家進行了深入的研究。以Romer（1986）、Lucas（1988）為代表的新古典理論認為經濟外向度水平的提高，可以通過加快本國技術進步、提高要素生產率來促進經濟增長；Krugman和Helpman（1985）認為，一國通過貿易開放促進經濟增長的渠道主要來源于貿易帶來的規模經濟效應；Grossman和Helpman（1991）運用Lucas的兩部門內生增長模型計算結果表明，發現貿易活動促進了國內資源在物質生產部門和知識產品生產部門之間的要素優化配置，從而促進了經濟增長。他們的研究認為，由于發展中國家通過貿易更好地利用發達國家的已有知識存量，因此發展中國家的貿易利益要高于發達國家；Barro和Sala-I-Martin（1995）的研究認為，開放水平高的國家有更強的吸收先進國家技術進步的能力。

在理論方面盡管對貿易開放度與經濟增長之間的關系有較為一致的觀點，但在經驗研究方面，學者發現了很多問題，最明顯的是關于貿易開放指標的度量，不同的度量方法、不同的貿易開放指標會產生不同的結論。Edwards（1992）采用Leamer（1988）貿易開放度的度量方法，得到了貿易開放度對經濟增長具有顯著影響的結論；Stiglitz（1998）認為以對外貿易比重、價格扭曲指數以及平均關稅水平表示的貿易開放度與人均收入增長具有很強的聯系。與之前學者的研究結論相反，Lee（1993）以其構造的自由貿易開放度（FREEEOP）為基礎構建的貿易開放度與經濟增長之間具有顯著的負相關關系。

國內對外向型發展與經濟增長關系的研究主要集中于實證檢驗。沈程翔（1999）研究認為，中國的出口和產出之間存在著互為因果的關系，但沒有發現兩者之間具有長期穩定的均衡關系。林毅夫、李永軍（2001）認為，傳統衡量外貿依存度的方法是有缺陷的，傾向于低估貿易活動對經濟增長的貢獻度。包群、許和連、賴明勇（2003）檢驗了改革開放以來貿易開放度與中國的經濟增長之間的關系，運用沖擊反應模型，認為中國經濟增長主要依賴于要素投入的增加，相對而言貿易開放對經濟增長的作用不顯著。沈坤榮、李劍（2003）運用中國改革開放以來的數據認為，國際貿易通過提升國家要素稟賦結構、加快制度變革進程對人均產出產生了正面影響。王坤、張書云（2004）同樣檢驗了改革開放以來的中國數據，認為進出口都促進了經濟的增長。但李建春、羅艷、張宗益（2004）運用幾乎相同的數據與指標，卻認為總體而言，出口增長不是經濟增長的Granger原因。周林（2006）認為出口貿易與經濟增長之間存在正相關關系，出口的增加是促進經濟增長的重要原因，但出口貿易在推動經濟增長方面存在一定的時滯。張慶君（2008）認為貿易開放度與經濟增長不存在簡單的線性關系，貿易開放度通過提高投資效率促進了經濟增長，但是這種促進作用的變動趨勢是呈倒“U”型的，即隨著貿易開放度的擴大這種促進作用是先增強后減弱的。包群（2008）考察了貿易開放影響長期經濟增長的非線性效應，認為貿易開放的增長效應依賴于消費偏好、要素稟賦、研發效率以及技術差距參數等的綜合作用，因而貿易開放促進經濟增長這一結論只在特定參數范圍內成立，并觀察到貿易開放與經濟增長的非線性關系表現為倒U型曲線。

二、產業外向度提高對經濟增長的影響

產業外向度是反映一個國家或地區目標產業開放型發展規模、發展水平的綜合性指標，將若干相互聯系的評價指標進行組合，構建產業外向度綜合評價指標體系，以期通過這樣一個綜合程度指標體系來對一個國家或地區的產業外向度進行比較客觀的、多角度的全面測度和評價。

（一）有助于實現產業規模經濟

現代化生產越來越強調規模經濟效益，并且試圖通過各種途徑達到規模經濟的最佳點。產業外向度水平的提升，意味著產業進、出口能力的擴大：一方面，產業發展可以從國際市場獲得廉價的原料、燃料、輔助材料和機器、設備以降低生產成本，滿足擴大生產規模的需要；另一方面，產業可以拓展產品銷售市場，克服本國或本地區面臨市場的狹小性，刺激本國產業規模的擴大，提高產業生產獲得的規模效益，進一步降低生產成本，提高勞動生產效益，推動經濟的增長與發展。

（二）有助于緩解資本需求壓力

資本的流向取決于產業的發展狀況及其結構，產業外向度水平的提高意味著該國或該地區的目標產業利用外資和對外投資的能力較強。利用外資數量和效率的提高，可以有效彌補本國或本地區產業發展的初期自有資金的不足的問題，也為該產業整體進一步發展提供支持。

（三）有助于優化促進產業結構和提升產業競爭力

隨著經濟對外開放程度的提高，國際市場上具有技術優勢的產品，通過國際貿易以優質和低廉價格的方式進入本國市場，這必將加劇國內市場的競爭，要想提高產業外向度，在國際競爭中處于有利地位，占據較大的市場份額，必須不斷發展本國或區域內產業，促進其產業結構優化升級，在競爭中提升產業整體實力。

（四）有助于提高勞動生產率

勞動生產率的提高是實現經濟可持續增長的動力。在激烈的市場競爭中，各個產業的生產者通過改進技術、降低成本、提高質量等方式尋求自身的發展，只有提高勞動生產率和產品質量，才能戰勝競爭對手。產業外向度水平的提高意味著本國產業在生產、經營、發展過程中對別國甚至全世界該產業的影響和滲透程度的增強：本國產業通過參與國際分工，選擇并發展本國最具優勢的產業和產品，不僅可以通過節約社會勞動時間來增加生產總量，提高勞動生產率，而且可以使國內一部分產品“變廢為寶”，從低價值的商品變為高價值的商品，取得最佳經濟效益，增加了優化配置本國資源的深度和廣度，使各產業的不同生產要素都能得到充分開發和利用，對經濟可持續增長起到推動作用。

三、產業外向度對經濟增長影響的實證分析

本文在實證研究中采用計量經濟學分析方法，按照4個步驟進行，即提出假說、選取變量、建立模型、得出結論。為了考查中國第一、第二、第三產業外向度指標對經濟增長的影響，本文利用前期研究計算得出的的1992―2010年的產業外向度指標與國內生產總值（即GDP指數），建立回歸模型來考查我國產業外向度指標與經濟增長是否存在長期的穩定關系。

產業外向度是反映一個國家或地區目標產業開放型發展規模、發展水平的綜合性指標。我們在對一個經濟體中目標產業的國際經濟聯系進行細分的基礎上，按照系統性、代表性、可比性、數據易得等原則，將若干相互聯系的評價指標進行組合，構建產業外向度綜合評價指標體系，以期通過這樣一個綜合程度指標體系來對一個國家或地區的產業外向度進行比較客觀的、多角度的全面測度和評價。以期通過對目標產業外向度的分析，對如何適當調整、優化該產業結構提出合理建議。

根據以上對產業外向度內涵的界定，我們將影響產業外向度的因素總體分為：產業外貿依存度、產業對外競爭力、產業對外影響程度、產業利用外資能力、產業對外投資實力及產業對外合作六大部分。并據此構建一國（地區）產業外向度綜合計算公式如下：

DIn=β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6（其中n=1，2，3）

X1：產業外貿依存度；X2：產業對外競爭力；X3：產業對外影響程度；X4：產業利用外資能力；X5：產業對外投資實力；X6：產業合作；βi為指標Xi的權重，以指標項目個數為一的權數賦值為1。

由于目前現有的統計指標與我們所需的數據統計口徑不同，暫時無法搜集到產業外向度評測指標的所有數據，本文在研究過程中選取產業外貿依存度指數、產業對外貿易競爭力指數、產業利用外資能力和產業對外投資實力四個具有代表性的指標對產業外向度指數進行測度。

根據產業外向度發展與經濟增長關系理論，本文假設第一、第二、第三產業外向度指標與經濟增長為相關關系，以國民生產總值作為衡量經濟增長的指標，選取我國國民生產總值、第一、第二、第三產業外向度指標作為變量，建立基本計量模型，檢驗中國產業外向度指標與中國經濟增長的關系，基本函數表達式為：

其中，GDPt表示t期國民生產總值；α0為常數項；R1t表示t期第一產業外向度指數；R2t表示t期第二產業外向度貿易指數；R3t表示t期第三產業外向度指數；εt為隨機誤差項。

可以發現，等式右側，R1t，R2t，R3t三個指標均為相對值，在使用Eviews60進行回歸分析前，為了消除異方差，體現時間序列本身的規律，對GDPt取對數處理，處理后的函數表達式為：

log（GDPt）=α0+α1R1t+α2R2t+α3R3t+εt

本文實證分析采用時間序列數據，樣本期為1992―2010年，檢驗結果強調的是三大產業外向度指標變化與經濟增長之間的長期關系。實證分析所采用的數據中，三大產業外向度指標，已在課題前期研究中計算得出，GDP指數根據《中國經濟統計年鑒》整理得出，具體數據見表1。

鑒于大多數經濟時間序列變量是非平穩的，利用非平穩的時間序列數據進行回歸并不能得出有效的結果。因此，為保證回歸分析的有效性，在對經濟變量的時間序列做出研究說明前，先進行數據的平穩性檢驗。本文運用ADF單位根檢驗，即Augmented Dickey-Fuller，對變量的時間序列的平穩性進行檢驗，檢驗結果見表2。

根據表2所得數據進行回歸計算，可進一步研究第一、第二、第三產業外向度指標變化對中國經濟增長的影響，得到的回歸結果如表3。

通過對表3的分析，可得出回歸方程式：

Ln（GDP）=1155280-4141740*R1+0104014*R2+3263506*R3

回歸分析結果表明，我國產業外向度指標對經濟增長的影響作用非常明顯，模型擬合優度達到了9533%，其中第一產業外向度指標對我國經濟增長存在一定程度的抑制，而第二、第三產業的外向度指標都對經濟增長有正向促進作用，但是受到指標觀測期選擇的限制，在1992―2010年間，我國第三產業發展起步較晚，在觀測期間取得了更快的發展，因此在回歸結果中，第三產業外向度指數對經濟增長表現出了更明顯的促進作用。

由表5可知，殘差序列的ADF單位根檢驗統計量為-3648228，這表明殘差序列在1%的顯著性水平下通過平穩性檢驗，所以Ln（GDP）和第一、第二、第三產業外向度指標之間存在協整關系，即我國第一、第二、第三產業外向度指標與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系。

四、結論

我國第一產業國際競爭力較弱，受此影響，第一產業外向度水平偏低；具體分析第一產業外向度指標構成，可以得出以下結論：第一產業進出口產品主要集中于資源密集型產品，低附加值產品的出口不但沒有給我國帶來福利水平的提高，反而抑制了我國經濟的健康發展。

我國第二、第三產業的外向度水平的提高促進了我國經濟增長。在觀測期間，我國的宏觀經濟政策一直是向工業化發展傾斜，同時通過各種政策鼓勵制成品出口，這些措施都在提高第二產業外向度的同時推動了我國經濟的發展。而我國第三產業的發展雖然起步較晚，但發展速度更快，同時由于第三產業的附加值水平較高，第三產業外向度的提高對我國經濟的促進作用更為明顯。

綜上所述，在未來我國應該在提高產業國際競爭力的基礎上，繼續保持第二產業外向度水平，優化產業結構，加大力度發展第三產業對外貿易，以促進我國經濟長期健康發展。

[參考文獻]

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[2]Edwards， SOpenness， Productivity and Growth： What Do We Really Know？[J]Journal of Development Economics， 1998，108（447）： 383-398

[3]Romer PIncreasing Returns and Long-Run Growth[J]Journal of Political Economy，1994（5）：1002-1037

[4]項義軍，潘俊，尹龍我國經濟外向度與經濟增長及產業結構調整的實證分析[A]產業轉型與產業發展：中國工業經濟學會2009年年會論文集[C]經濟管理出版社，2010

[5]項義軍，潘俊，尹龍產業外向度綜合評測指標體系構建研究[J]商業研究，2009（11）

[6]包群，許和連，賴明勇貿易開放度與經濟增長：理論與中國經驗研究[J]世界經濟，2003（2）