經濟增長趨勢精品(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趨勢范文，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)

內容摘要：本文以Yang and Borland（1991）的內生分工演進模型為基礎，分析分工水平的發展路徑以及專業化程度、交易成本、分工水平與地區經濟增長間的影響關系。在分工水平演進的不同階段，分工水平對地區經濟增長的影響均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中學”所導致的專業化程度的演進則是不同地區分工水平演進的動力，同時也是影響分工水平增長速度的主要因素。本文利用1952-2006年我國31個省（市、自治區）的面板數據對上述結論進行了實證檢驗，檢驗結果支持本文所得出的結論。

關鍵詞：經濟增長 分工 面板數據

本文以Yang and Borland（1991）的內生分工演進模型為基礎，對分工水平提高的過程以及分工水平與經濟增長之間的關系進行了理論探討，并利用面板數據模型對其進行了實證研究。本文認為分工水平的發展路徑以及專業化程度、分工水平對地區經濟增長間的影響關系主要表現在：地區的人均GDP的增長主要受到地區分工水平發展的影響，它與地區分工水平的提高表現出相似的增長趨勢；區域專業化水平隨時間的增加速度影響分工水平的提高速度，專業化水平隨時間提高的速度越快，分工水平提高的速度也將越快；在專業化程度一定的地區，交易條件以及專業化水平隨時間的增加率是影響地區分工水平增長率的兩個決定因素。

分工水平與地區經濟增長的實證分析

既然從理論上可以得出，地區經濟的發展的動力在于分工水平的提高，其人均GDP的增長以及人均收入的增長都表現出與分工水平的提高相似的增長趨勢。在實際的地區經濟發展過程中，經濟發展的特征是否能夠很好的證實上述結論，對此本文定義兩組模型來檢驗這一結論。

由于很難找到描述地區分工水平的變量，但考慮到區域內分工水平的提高以及專業化程度的提高，必將導致區域內以及區域間各主體交易活動的增加，也即批發零售業、餐飲業、金融業、房地產業等第三產業（服務業）的生產總值將有較大程度的增加。因此，區域第三產業的繁榮程度可以間接反映一個地區分工水平，考慮到地區人口、面積的差異性，本文認為采用第三產業的增加值與地區生產總值的比值以衡量地區分工水平更加合理。

分工水平發展的不同階段將會導致地區人均GDP在不同階段具有不同的增長趨勢。因此，在對地區人均GDP與分工水平增長關系實證檢驗之前，需首先分析人均GDP增長是否具有突變性。在突變點前后，不僅僅人均GDP增長將具有不同趨勢，同時其與分工水平、專業化程度、以及交易狀況之間都將具有不同的趨勢。其次，在對地區經濟增長階段進行簡單劃分之后，可以在不同的階段對模型進行實證檢驗。

（一）經濟階段的劃分

對地區經濟階段的劃分必須依據地區經濟增長的基本趨勢，因此，本文使用1952-2006年我國31個?。ㄖ陛犑?、自治區）的1608組年度數據，對不同地區人均GDP的增長特點進行實證分析。雖然我國經濟發展狀況的不平衡性，東部、中部、西部地區經濟的基本環境存在差別，但是，在同一個區域內，各省差別則較小，為更好分析數據與擬合模型，考慮將全國的數據分為東、中、西三大區域。雖然不同省份各自的經濟發展狀況差別很大，較發達省份將會比那些不發達省份的增長速度要高一些，但由于共同處在一個大的經濟環境下，其發展趨勢仍應具有相似性。由于各階段增長趨勢的較大差異性，可以將數據按時間分為三段：1952-1978為一組，1979-1992為一組；1993-2006為一組。對三大區域分別建立以下模型：

Ln（RGDPit）=βLn（t）+εit （1）

εit=αi+μit （2）

式中RGDPit為地區i，在時間t的人均GDP數據，αi為對應于i省的固定效應，β為系數，t為時間，μit是誤差項。本文采用相同系數的固定效應模型，主要基于以下原因：一是盡管我國各省、市經濟增長存在一定差別，但是，由于處于相同的政治、經濟環境下，彼此增長趨勢應該是近似的；二是Hausuman檢驗如表1所示，故選取固定效應模型?；貧w結果如表2所示。

根據上述回歸結果，可得以下結論：全國各地區人均GDP的發展趨勢是相似的。在1952-1978年，全國各地區的人均GDP的增長率是不斷減小的。在1979-2006年，全國各地區的人均GDP的增長率都是不斷增加的，但是1979-1991年之間全國各地區人均GDP的增長率較1992-2006年之間的增長率要低很多。1978年前后和1990年前后為全國各地區人均GDP增長率的轉折期。

總體上來看，我國各地區人均GDP的增長特點基本上表現出三個不同的增長階段：第一階段，在1952-1978年，三大區域的人均GDP緩慢增長，其增長率具有不斷減小的趨勢；第二階段，1978-1991左右，三大區域人均GDP的增長率緩慢增長；第三階段，1992年以后，三大區域的人均GDP的增長率呈現不斷增加的趨勢。

（二）分工與經濟增長關系的實證檢驗

在上述三個階段的基礎上，對分工與經濟增長的關系進行實證檢驗，回歸模型如下：

Ln（RGDPit）=C0+C1*Ln（nit）+C2*1/nit+εit

εit=ηi+μit（3）

式中：RGDPit表示i地區t時期人均GDP的數據；nit表示分工水平的值，用地區第三產業的增加值占地區生產總值的比重表示；C0為常數截距。

數據集與前相同，回歸軟件采用Evies5.0，分別采用固定效應模型與隨機效應模型。回歸結果如表3所示，Hausuman檢驗如表4所示。

根據上述回歸結果，可以得出以下結論：

全國各地區人均GDP隨分工水平的增長率是先負，后正，再減小的發展趨勢，即先負，后正，再增加的發展趨勢，從絕對值看，第一階段最小，其次為第二階段，第三階段的最大。由于，結合表2進行簡單計算，即可得上述結論。結論說明，改革開放以前，我國各地區分工水平相對較低，第三產業發展相對落后，經濟增長主要依賴于區域內的第一產業或第二產業的增長，第二產業的發展相對落后，而其快速增長往往需要第三產業的發展相配合。在此階段內，分工水平相對較低，專業化水平相對較低，分工水平的增長率也較低，且有不斷下降的趨勢，分工水平甚至有降低的趨勢。改革開放以后，各地區分工水平開始增加，但交易成本對地區經濟增長的影響為負，而交易成本對地區經濟增長產生了阻礙作用，但總體上，分工水平的提高對地區經濟增長為正向促進作用。1993年以后，分工水平對經濟增長的促進作用日益明顯，地區經濟快速增長。

改革開放即1978年為各地區經濟增長的一個轉折點，同時也是分工對經濟增長影響效果的轉折點。結論說明，改革開放以前，我國各地區分工水平相對較低，第三產業發展相對落后，其對地區經濟的增長基本無較好的促進關系，經濟增長主要依賴于區域內的第一產業或第二產業的增長，而實際上往往可能較大程度上依賴于區域第一產業的增長，第二產業的發展相對落后，而其快速增長往往需要第三產業的發展相配合。在此階段內，分工水平相對較低，專業化水平相對較低，分工水平的增長率也較低，且有不斷下降的趨勢，分工水平甚至有降低的趨勢。改革開放以后，各地區分工水平開始增加，分工水平的提高對地區經濟增長為正向促進作用。此時，第二產業開始取代第一產業在經濟中的地位，成為地區經濟增長的支柱，服務于第二產業以及交換活動的第三產業也開始快速增長。1993年以后，分工水平對經濟增長的促進作用日益明顯。各地區分工水平快速增長，專業化水平也得到較大程度的提高，分工導致的專業化利益日益增大，地區經濟快速增長。交易成本雖然在一定程度上有所增加，但其對經濟增長的阻礙作用也變得相對微弱，反而經濟的增長更大程度上導致地區交易成本的增加。此時，由分工導致的服務于第二產業以及交換活動的第三產業增長更快，專業化水平得到較大程度的提高，地區經濟的增長一方面依賴于第二產業的增長，另一方面依賴于分工水平導致的第三產業專業化水平的提高，專業化導致的經濟利益更加明顯，對地區經濟增長的推動更大。

結論

本文在Yang and Borland（1991）的內生分工演進模型的基礎上，使經濟體的專業化程度按照動態的方式逐步演進，本文以Yang and Borland（1991）的內生分工演進模型為基礎，將模型由比較靜態分析發展到完全動態的分析，分析了分工水平的發展路徑以及專業化程度、交易成本、分工水平與地區經濟增長間的影響關系，結論認為地區分工水平的演進為地區經濟增長的主要動力，交易成本的變化、專業化程度的演進均為影響地區經濟增長與分工演進的重要因素。在分工水平演進的不同階段，分工水平、交易成本對地區經濟增長的影響均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中學”所導致的專業化程度的演進則是地區分工水平不同演進的動力，同時也是影響分工水平增長速度的主要因素。本文的結論認為，地區經濟的增長主要受分工水平提高的影響，即地區經濟的增長主要依靠地區經濟結構的改變。新古典經濟學的增長理論認為經濟的增長主要依靠資本與勞動力兩種要素的投入，實際上，這兩種要素的投入是否能促進經濟的長期增長，關鍵還是要看這種投入是否促進地區分工水平的提高，導致經濟結構的有效改變。分工水平的提高既包括地區間分工水平的提高又包括地區內分工水平的提高。因此，積極改善地區間與地區內的交易條件，加速專業化經驗的擴散，促進地區間與地區內分工水平的提高，將會促進地區經濟快速發展。

參考文獻：

1.Yang,X.The division of labour,investment,capital.Metroeconomica,1999

2.梁琦.中國制造業分工、地方專業化及其國際比較.世界經濟，2004（12）

3.汪斌，董.從古典到新興古典經濟學的專業化分工理論與當代產業集群的演進[J].學術月刊，2005（2）

作者簡介：

篇(2)

內容摘要：旅游經濟作為我國國民經濟的重要經濟增長點，在近幾年的經濟發展中并未顯現出其優勢，表現也不盡如人意。如何在促進旅游產業全面科學發展的同時，還能促進我國經濟的發展，是當今學術界重點研究的議題，所以了解旅游經濟在我國國民經濟中的地位，儼然已成為一項基礎性課題。因此，筆者通過研究旅游經濟在國民經濟中的比率，以及橫向比較旅游經濟在我國國民經濟中的地位，得出相關結論。

關鍵詞：國民經濟 旅游經濟 第三產業

隨著經濟全球化的發展，我國旅游經濟取得了長足發展，每年均呈現上升趨勢。但筆者作為旅游研究者，科學合理地分析了相關經濟數據發現，促進我國國民經濟發展的眾多產業均呈現增長趨勢，而旅游產業呈現的增長趨勢并不能有效地表明，其是否具備支柱產業的增長優勢。因此，把旅游業和其他產業放到國民經濟序列中進行比較，才能研究出旅游產業是否具備支柱產業的增長優勢。

旅游經濟在國民經濟中的比率

（一）旅游總收入占GDP的比率

由于旅游總收入基本等同于國內生產總值（Gross Domestic Product，GDP）的比率（王淑新等，2011；齊邦鋒等，2010；趙亮等，2009），因此使用旅游總收入來衡量旅游產業對我國國民經濟的貢獻，并選取1997-2012年相關數據進行分析。數據如表1所示。

由表1可知，由于1997年改變了統計方法，從而使當年的旅游總收入占GDP的3.21%，在隨后的幾年中也呈現逐漸上升的趨勢，至2006年已接近5%。但自2007年以來，隨著我國GDP增長速度的加快，我國旅游收入在GDP中的占比也開始呈現下降趨勢，保持在4%-4.5%左右，在2012年更是下滑到4%以下。如圖1所示。

（二）旅游總收入占第三產業的比率

旅游產業是第三產業的核心產業（余鳳龍，2009；查芳，2011）。筆者通過運用1999-2012年第三產業產值和旅游總收入，計算比率，得出表2。由表2可知，我國旅游總收入雖然呈現持續上升的趨勢，但在第三產業中的占比卻沒有顯著增長，基本維持在10%-11%左右，近年來還呈現下降趨勢。筆者分析了旅游產業在第三產業和GDP比率偏低的原因：旅游產業總收入的增長幅度過于偏小，雖然旅游產業自身呈現增長趨勢，但與我國國民經濟相比較，其增長趨勢相對不顯著。自2002年我國把旅游產業列為我國經濟的增長點之后，旅游總收入的平均增長率僅能與GDP的平均增長率持平，尤其在2008-2012年這5年間，名義GDP的平均增長率高達16.51%，而旅游總收入的平均增長率僅為14.14%，導致旅游總收入在GDP的占比越發降低。如圖2所示。

旅游經濟在國民經濟中地位的橫向比較

我國旅游產業是否具備支柱產業的增長優勢，不應局限于自身的縱向比較（張河清等，2010），還應考慮在我國國民經濟的范圍內與其他產業進行比較。筆者選擇旅游產業、汽車產業、房地產業、信息產業等產業進行比較，主要涉及我國國民經濟的比率、稅收貢獻、利潤以及行業平均增長率來分析旅游產業是否具備支柱產業的增長優勢。

（一）平均增長率的比較

筆者通過表3列出2004-2012年四個行業的增長率和增加值（張洪等，2009），由于我國旅游產業缺少增加值，故使用旅游總收入代替旅游產值。從四個行業的平均增長率來分析，房地產業的平均增長率為16.3%，信息業的平均增長率為22.1%，而汽車產業的平均增長率為25.2%，三種產業增長率均明顯高于國民經濟增長的速度。但我國旅游產業的平均增長率僅為14.3%，與國民經濟增長速度相比相對落后。

（二）各產業在國民經濟中占比的比較

在1999-2012年的13年間，我國房地產業、信息產業和汽車產業由于呈現較強的增長趨勢，使三種產業在我國國民經濟中的比率愈發凸顯。尤其是我國汽車產業在這13年間，在國民經濟中的比率也增長了一倍。而房地產業也由1999年的4.1%增加到2012年的4.9%。信息產業也緊隨其后，由1999年的3.1%增長到2012年的5.2%。唯獨旅游業在國民經濟中的比率略微下降，由1999年的4.5%跌落至2012年的4.4%。如圖3所示。

（三）各產業利潤的比較

由于我國旅游產業的利潤長期處于微利狀態，尤其是其子產業中的飯店業，在這6年內（2007-2012年）更是處于虧損狀態，與房地產業、信息產業和汽車產業相比其利潤明顯較低。雖然在2012年創下140億元的歷史新高，但增長幅度僅為信息產業的6.7%，是汽車產業的13.6%。如圖4所示。

（四）各產業稅收的比較

從各產業對我國的稅收貢獻來分析，旅游業與其他產業相比也存在一定的差距，2012年信息產業的稅收貢獻為770億元，汽車產業的稅收貢獻為364億元。而旅游產業的稅收貢獻僅為158億元，與汽車產業的稅收貢獻相比，其稅收貢獻還不足汽車產業的二分之一。與信息產業相比，其稅收貢獻僅為信息產業的五分之一。如圖5所示。

筆者從各個產業的橫向比較結果可知，我國旅游產業經濟增長的速度相對緩慢，不如預期理想。在與各個行業的增長速度比較上，也不具備明顯優勢。主要原因是由于我國旅游產業利潤相對薄弱，并致使稅收貢獻也相對不足，最終迫使其在國民經濟中的比率有所下降，而旅游產業在我國經濟增長點的主導地位也開始被其他產業所代替。

結論

筆者將我國旅游產業設定在我國國民經濟的框架下，分析了我國旅游經濟在國民經濟中的地位，并與其他幾個國民經濟增長點的相關產業進行了橫向比對，從而更好地分析我國旅游經濟在國民經濟中的地位。結論如下：

我國旅游總收入在國民經濟中的比率，在20世紀90年代中期，呈現出快速增長的趨勢，使我國旅游總收入基本等同于GDP的上升趨勢，至2006年已接近5%。但自2007年以來，隨著我國GDP增長速度的快速提高，我國旅游收入在GDP中的比率已呈現下降趨勢，基本保持在4%-4.5%左右，在2012年更是下滑到4%以下。

在與其他幾個國民經濟增長點相關產業的橫向比較中，筆者發現旅游產業與房地產業、信息產業和汽車產業相比其利潤也明顯較低。雖然在2012年創下140億元的歷史新高，但其增長幅度僅為信息產業的6.7%，是汽車產業的13.6%；而在各產業稅收貢獻的比較中也發現，2012年信息產業的稅收貢獻為770億元、汽車產業的稅收貢獻為364億元，但旅游產業的稅收貢獻僅為158億元，與汽車產業的稅收貢獻相比，其稅收貢獻不足汽車產業的二分之一。與信息產業相比，其稅收貢獻僅為信息產業的五分之一。綜上所述：四個產業的增長速度由快到慢依次為：汽車產業、房地產業、信息產業、旅游產業。前三種產業在GDP中的比率已開始增加，而旅游產業在GDP中的比率卻開始減少。表明我國旅游經濟在我國國民經濟中的地位開始下降，我國政府應重視此問題，并通過制定科學全面的相關政策，來改善我國旅游經濟在國民經濟中的地位。

參考文獻：

1.高艷紅，高彥梅.旅游經濟增長宏觀環境分析—以PEST模型為例[J].中國商貿，2011（3）

2.張廣宇，簡王華，付艷.廣西市域旅游經濟發展差異的綜合評價與分析[J].廣西師范學院學報（自然科學版），2009（4）

3.王淑新，何元慶，王學定.中國旅游經濟的區域發展特征及影響因素實證研究[J].商業經濟與管理，2011（4）

4.齊邦鋒，江沖，劉兆德.山東省旅游經濟差異及旅游空間結構構建[J].地理與地理信息科學，2010（5）

5.趙亮，李洪娜，盧曉君.基于SPSS的遼寧省旅游經濟發展差異研究[J].遼寧科技大學學報，2009（5）

6.余鳳龍.江蘇省區域旅游發展差異的空間特征與影響因素[J].南通大學學報（社會科學版），2009（4）

7.查芳.旅游產業與經濟增長的相關性：基于1994-2009年的經驗數據[J].統計與決策，2011（11）

篇(3)

通過以上對變量間長期關系的確定。之后可以對變量間的短期和長期因果關系進行檢驗。根據格蘭杰因果關系的定義，若時間序列Yt通過采用Xt的歷史數據可以提高預測效果，則說明存在從Xt到Yt的因果關系，否則不存在。傳統的格蘭杰因果檢驗的原假設是不存在從Xt到Yt的因果關系。電力消費與經濟增長之間的傳統的格蘭杰因果檢驗通過式（3）和（4）進行說明。式（3）的原假設是不存在EL到GDP的格蘭杰因果關系，若b1j的聯合顯著的，則拒絕原假設。同樣，式（4）中，原假設是不存在GDP到EL的格蘭杰因果關系，若b2j是聯合顯著的，則拒絕原假設，表明存在從GDP到EL的因果關系。基于誤差修正項的因果檢驗，包含了協整方程中的誤差滯后項。如式（5）和（6）所示，通過引入滯后誤差修正項，原本通過差分損失的長期信息得到補充。變量間雖然存在長期關系，但并不至少存在一個方向的格蘭杰因果關系。因果關系的方向通過F統計量和滯后的誤差修正項來確定。當ECM（-1）系數的t統計量顯著則表明存在長期的因果關系，解釋變量的F統計量表明短期的因果關系。然而，對于式（5）和（6），僅當變量間存在協整性才能引入誤差修正項進行估計。

本文采用國內生產總值（GDP）序列代表經濟增長，用全社會用電量代表用電需求，樣本期間為1980~2009年，數據來源于《中國統計年鑒》（1981~2010）。為消除原始數據的異方差性，對GDP和電力消費數據都作了取對數處理。由于電力消費和GDP時間序列存在明顯的趨勢特點，為將時間趨勢特征與周期性波動分別研究兩者之間的因果關系，在此用HP濾波法將電力消費和GDP時間序列分為趨勢部分和波動部分，如圖1和2所示。

1電力消費與經濟增長的協整性檢驗

電力消費與GDP趨勢部分之間的長期關系通過AR-DL邊限檢驗法檢驗。首先，（1）和（2）中各變量的差分的滯后階數通過AIC和SBC準則確定，兩變量均為2。隨后，進行我國電力消費和經濟增長趨勢部分之間的協整關系檢驗，如果協整關系存在，則可以得到變量間的長期系數和ECM項。同樣，對電力消費和經濟增長的周期波動部分進行檢驗。檢驗結果如表1所示。表1中的F統計量表明，對于趨勢部分，當GDPS和ELS為因變量時，所得的F統計量高于1%水平下的上限臨界值，存在明顯的協整關系；對波動部分，當ELC為因變量時，F統計量在5%水平下高于上限臨界值。而GDPC為因變量時，F統計量在5%水平下低于臨界值?？梢钥闯觯瑑H有唯一的協整向量。趨勢成分與波動成分之間均存在協整關系，表明兩者之間既有長期的共同增長趨勢特點，且短期的波動也具有共同性。

2基于誤差修正模型的因果關系檢驗

對于趨勢成分和波動成分根據檢驗出式（2）中均存在長期協整關系后，可以對有滯后誤差項的式（6）進行因果關系檢驗。通過對滯后誤差項系數的顯著情況和Wald檢驗中解釋變量的滯后差分項的聯合顯著性情況進行判斷。實證分析結果如表2所示。根據檢驗結果可以看出，對于趨勢部分，當GDPS為自變量時，ECM系數與預期相同為負并且顯著，反映了短期波動偏離長期均衡時，將以0.19%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態，說明存在從電力消費到電力消費的顯著的長期因果關系，F統計量的顯著表明存在從電力消費到經濟增長的短期因果關系。而當ELS為自變量時，其ECM系數顯著但非負，并不能證明經濟增長到電力消費之間的因果關系。同樣，對于波動部分，當ELC和GDPC為自變量時，ECM系數均與預期相同為負并且顯著，分別以33.03%和6.19%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態，前者對電力消費的調整速度更快。F統計量的顯著表明存在從電力消費波動成分與經濟增長波動成分之間雙向的短期因果關系。

3脈沖響應分析

篇(4)

【關鍵詞】公共產品 公共支出 政府職能

對于教育、醫療、社會保障、國防安全等公共產品由于市場失靈和外部性的存在，必須由政府來代替市場提供以提高社會的福利。西方經濟學家根據西方工業國家的政府公共支出數據及經驗總結，得出隨著經濟的發展及人均收入的提高，政府的公共支出的擴張的瓦格納法則。我國由于經濟的不斷發展，人們對于公共服務需求的不斷增長以及政府的職能的不斷改變導致我國的公共支出水平出現不斷增長的趨勢。在近十年以來，我國的公共支出趨勢也符合了瓦格納法則。

一、公共支出的規模

對于公共支出的規模分析，通常從絕對數量和相對規模兩個方面來分析。絕對數量的分析主要有公共支出的規模和增長率兩個指標。相對規模主要指從公共支出占地區生產總值的比重這個指標分析。

（一）公共支出的規模及增長――絕對規模

從表1可以看出，進入21世紀以來河北省的公共財政支出呈正增長趨勢，絕對數值不斷增長，從2000年的415.54億元增長到2010年的2820.24億元，增長近六倍。同時可以看出，從相對增長速度上來說，河北省公共的年增長率一直保持較高，雖然有周期性的波動，但除了2002年和2003年兩年外，年增長率都超過了20%，年均增長21.57%，保持較高的增長速度。公共支出的規模的增長反映了，政府對于公共服務的提供能力和提供總量提高。

（二）公共支出與經濟增長――相對規模

公共支出占GDP的比例，反映了政府等公共部門在社會經濟活動中的地位，是研究公共支出規模的一個重要指標。比較河北省的公共支出、公共收入占地區生產總值的比重，可以發現，公共支出占地區生產的總值呈較為穩定的增長趨勢，從2000年的8.24%，增長到2010年的13.38%，見表2。從整體看，公共支出的增長速度略高于地區生產總值的增長速度，說明隨著經濟的發展，河北省的公共支出和公共收入快于經濟的增速，政府提供公共服務的能力有所提升。但是公共支出占地區生產總值的比重仍然較低。

二、河北省公共支出的特征

（一）公共支出的絕對規模穩定增長

從上面的分析中，我們可以看到，河北省的公共支出的規模呈現持續增長趨勢，也超過同期的地區生產總值的生產速度，如果考慮到政府預算外的各種如政府對于國有企業的補貼、各類稅收減免等各種公共支出，公共支出的規模將呈現更大的增長趨勢。公共支出的持續增長，也反映了政府對于社會的經濟管理能力的不斷加強。

（二）公共支出占地區生產總值的比重仍較低

雖然公共支出占地區生產總值的比重在逐年增長，但是這個比重仍然較低，低于全國平均水平。我國正處在經濟社會不斷發展的時期，公眾對于各項社會服務的需求不斷增長，市場經濟條件下，各種公共服務的提供都需政府提供相應的財力支持，公共支出占地區生產總值的比重低，政府掌握的公共資源較少，對于醫療衛生、教育以及正在不斷建立起的社會保障制度等公共服務的提供必然受到影響。今后，公共支出的絕對規模上升時，公共支出占地區生產總值的比重也將不斷上升以滿足不斷增長的公共服務的需求。

三、公共支出合理水平的建議

由于政府等公共部門的“非生產性”，因此其要履行相應的只能必須通過稅收等強制性的手段從社會中集中一部分資源。公共支出規模過大，政府部門對社會資源的占有過多，則容易造成對于市場的過度干預，擠壓私人投資，造成效率的損失，扭曲市場機制。如果公共支出的規模較小，占地區生產總值的比重較低，則滿足公眾對公共服務的需要，政府就不能很好地履行其職能，不利于經濟的穩定和社會福利的提升。因此，確定公共支出水平的合理規模很重要。

（一）加強收入管理，提高公共收入的規模

公共支出的政策受到公共收入水平的影響和制約。因此，提高公共支出的絕對和規模和其占地區生產總值的比重先要提高公共收入的規模。首先，應堅持依法征稅。稅收是公共收入的主要組成部分，嚴格打擊偷稅漏稅行為，保證公共收入的合理到位。其次，應規范對于非稅收入的征收和管理。非稅收入從本質上說是屬于財政性資金，是政府收入的重要組成部分。而在我國非稅收入在地方政府尤其是縣、鄉兩級政府規模較大，占財政預算收入比例較高。非稅收入的征收使用管理不規范，規模過大，對于稅收產生擠出效應，削弱了稅收的籌集資金能力，因此應加強對于非稅收入，尤其是預算外的非稅收入的管理，規范各類費用的征收和使用，取消不合理的制度外收入，發展有前景的收入，加強非稅收入使用的監管。

（二） 健全財政職能，提高公共支出效率

在社會公共支出總量一定的情況下，應用有限的資源創造出更大的社會效益，這與提高公共支出的規模具有同等重要的結果。政府等公共部門應改變對公共支出資金的相對粗放式管理，減少公共資金使用上的浪費，用有限的成本實現產出的最大化。嚴格按照預算管理制度使用資金，科學合理規劃。在政府的決策中，引入民主監督管理機制，使預算資金的使用和管理透明化規范化。

（三）合理界定支出范圍

公共支出的總量是由公共部門的公共支出范圍決定的，而支出范圍又是取決于政府職能范圍和公共需求總量的。政府職能的科學合理界定可以提高公共支出資金的使用效率，反之，政府職能的范圍過大，則容易造成政府機構效率低下，公共支出規模的膨脹和公共資金的浪費?？茖W界定政府職能的范圍和公共支出范圍，按照市場條件下，市場作為資源配置主體的要求，對于市場能夠發揮作用的領域，政府應逐步退出；對于市場機制難以發揮作用的領域，政府應提供相應的公共產品，彌補市場的失靈。

參考文獻

[1]安秀梅.政府公共支出管理[M].北京：對外經濟貿易大學出版社，2005.

篇(5)

關鍵詞：資本收入份額 CD生產函數 狀態空間模型

一、引言

按照經濟增長傳統觀點，若生產要素投入僅以資本和勞動分類，那么經濟產出就可以看作是這兩種生產要素投入的報酬。兩種要素收入份額的變動對經濟運行諸多方面都會產生顯著影響。近年來隨著中國經濟發展，研究勞動份額變化的文獻很多，與勞動份額研究相對應的是產出中的資本收入份額，它是影響資本積累和投資的關鍵因素。經濟增長的重要來源是資本積累，資本收入份額越高，意味著產出中用于積累和投資的部分應該越高，以便于擴大生產，進行技術創新，提高生產效率。因此，研究總產出中資本份額的變化趨勢和動態特征，有利于了解一個經濟體經濟發展狀況。本文以吉林省1978年到2010年的經濟數據，研究吉林省資本收入份額的動態變化特征及其與經濟增長的關系。

二、模型設定和數據說明

為了研究吉林省資本收入份額的變動情況，假設吉林省生產技術符合CD生產函數，形如：Y=AKαLβ，其中Y為吉林省總產出，K和L分別為吉林省資本和勞動投入，A為技術進步，α，β分別為資本和勞動的收入份額。數據來源于中國統計年鑒，其中Y為吉林省1978年到2010年各年生產總值，K為固定資產投資及設備投資的總和，并用價格指數對Y和K進行平減，以1978年為基期。L為全省從業人員數量。

三、實證分析

總生產函數為非線性，可以采用取對數的方法使其線性化。為了研究資本份額α的動態變化，估計采用狀態空間模型，由于β并不是我們關心的參數，所以僅把α設定成狀態變量，并且設定狀態變量α為一階自回歸，狀態方程如下：

㏒Y=㏒A+sv·㏒K+β·㏒L+ε svt=C1+C2·svt-1+ut 把數據代入方程中，用Eviews軟件計算得到如下方程

㏒Y=-1.58+sv·㏒K+0.74㏒L （1） （-13.83）*** （52.42）*** （29.91）***

Svt=0.17+0.57 svt-1 （2）

（1.52） （2.06**）

從計算結果看，方程（1）中回歸系數都在1%水平上顯著，其中勞動收入份額相對較高，達到了0.74，高于全國水平。狀態方程中，常數項不顯著，但自回歸系數顯著，根據估計結果得到各年資本收入份額值，其均值為0.3966。吉林省資本收入份額并不具有明顯趨勢，而是表現出圍繞均值上下波動特點，但沒有表現出明顯的周期性。最低值出現在1983年，在1999年到2005年間保持最高水平。在1978年到1983年間，資本收入份額表現為下降趨勢，隨后14年間雖然表現出M型波動，但是波動幅度明顯減少，顯示出惰性。而1997年之后表現出大幅增長趨勢，且保持了近8年時間，但是從2004年之后出現迅速下降趨勢并且逼近到樣本期間的最低值。

從理論上分析，資本收入份額直接影響投資，進而將對經濟增長產生重要影響。為了探究資本收入份額和經濟增長之間的關系，把吉林省不變價環比GDP增速g和資本收入份額a繪制到同一張圖中進行比較，見圖1。

從圖1可以發現，GDP增速與資本收入份額的關系大致可以分為兩個階段，在1996年之前，兩者表現出了大致相同的變化趨勢，基本上表現為“M”型，但GDP增速變動的幅度大于資本份額的變動。而在1994年、1995年、1996年三點幾乎在圖像上重合，說明在這三年中資本收入份額和GDP動態變動趨勢一致，1997年之后，GDP增長和資本收入份額的變動開始背離，并且偏離程度越來越大，資本收入份額達到了數值最高時期，形成倒“U”型，而GDP增速進入到了相對平穩時期。之后資本收入份額開始出現下降趨勢，并且向GDP增長曲線方向收斂。從圖形上看，二者交叉后各自延續發展趨勢，形成剪刀差狀?？梢钥闯霎斮Y本收入份額出現下降趨勢之后，GDP增長也進入了下降階段。由此我們可以推斷，資本收入份額的變動將影響經濟增速，而且較高的資本收入份額將使經濟持續穩步的增長，若資本收入份額下降，經濟增速也必將放緩。

四、結論及政策建議

通過本文研究發現，吉林省資本收入份額基本穩定，并不存在明顯的增長或是下降趨勢。將資本收入份額變動趨勢和GDP增長趨勢結合研究發現，資本收入份額波動與經濟增速變動近似一致，但在不同樣本區間表現為不同的趨勢關系?？梢?，穩定資本收入份額是保證經濟穩定可持續性發展的一個重要途徑。投資驅動是經濟增長的一個重要來源，保持合理和穩定的資本收入份額才能確保投資的積極性。為了能夠促進吉林省經濟可持續穩定發展，應積極努力保持穩定且較高的資本收入份額，加大對新設備和新技術的投資，并通過技術引進和技術創新，提高資本使用效率。同時加快經濟改革和市場化步伐，大力提高生產率。并且較高的資本收入份額也會提高經濟增速，形成經濟的良性循環，使經濟穩定健康的發展。

參考文獻：

[1]白崇恩，錢震杰. 我國資本收入份額影響因素及變化原因分析——基于省際面板數據的研究[J]. 清華大學學報（哲學社會科學版），2013（4）

[2]李清華. 中國勞動收入份額的國際比較研究[J]. 當代財經，2013（3）

[3]錢志遠. 國民收入中勞動收入份額降低的原因及其影響[J] . 商業時代，2012（25）

[4]屈曙光，彭璧玉. 勞動收入份額的經濟增長效應國外研究述評[J]. 經濟研究導刊，2012（23）

篇(6)

【關鍵詞】 ARIMA 工業總產值 時間序列 預測

一、引言

自1978年改革開放以來，我國整體經濟一直保持超高速增長，實際人均GDP年平均增長率達到9.0%，被世界譽為“中國奇跡”（林毅夫等，1994）。而自2008年國際金融危機以來，我國經濟不免也受到國際整體經濟形勢的影響，增長速度有所下滑，至2012年經濟增長率甚至首次低于8%（7.5%）。而在同一時期，天津經濟增長卻逆勢上揚，一直保持強勁勢頭，維持在高于15%的水平，遠超過全國平均水平，近幾年其經濟增長率連續實現全國各省市第一名。

是什么因素助推天津的經濟增長呢？我們進一步把整體經濟按照三個產業進行劃分，分析相關數據可知天津的產業結構中工業所占比例很高，接近50%，而且這其中重工業的比例超過80%。既然工業對于天津整體經濟如此重要，對其未來增長趨勢進行分析和預測，可為進一步制定發展規劃提供依據。然而，我市工業總產值無疑要受到多種因素的制約，并且各個不相同的因素之間又有可能保持著極其復雜的關系，因而，運用結構性因果模型對天津市工業總產值進行預測，一般難以達到較為理想的預測效果。再者，我市工業總產值序列為非平穩時間序列，對其進行建模擬合和預測不宜直接采用自回歸（AR）、移動平均（MA）或自回歸移動平均（ARMA）模型分析。ARIMA（autoregressive integrated moving average model）是由統計學家Box和Jenkins提出的，又被稱為B-J模型（the Box-Jenkins Model），可用于非平穩時間序列預測。本文首先分析和整理了我市工業總產值月度數據，進一步建立了工業總產值的ARIMA模型，最后以此對我市工業總產值做出分析與預測，并提出相應的政策措施。本文所采用的我市工業總產值的月度數據的樣本區間為1997―2013年。原始數據（以“億元”為單位的天津市工業總產值）來源于天津市統計信息網，使用分析軟件為STATA12.0。

二、數據描述與趨勢性、季節性調整

圖1是我市工業總產值序列，1997年1月至2013年12月的時序圖。該圖顯示我市工業總產值呈現不斷上漲趨勢，但波動的幅度逐漸加大，并且伴隨有明顯的季節波動。前者預示著可能有逐漸加大的異方差的存在，后者指出我們在數據建模前應對其進行季節調整。

按照時間序列數據處理慣例，我們首先計算經濟數據的對數值。這樣做的理由是經濟學家的研究發現很多經濟時間序列數據，具有近似指數的增長速度，即時間序列長期而言趨向于平均每年以一定的百分率增長，如果這樣的話，時間序列的對數就有近似于線性的增長速度。另一個理由是，許多時間序列數據的標準差近似于其水平成比例，即標準差可以使用時間序列水平值的百分率來表示，這時時間序列數據對數的標準差近似為常數（注：變量對數的變化近似于變量的比例變化，這一性質來源于Ln函數的導數性質。）。一般來說，這一處理能在相當大的程度上緩解異方差造成的影響。由圖3可見，天津市工業總產值時間序列的波動已經溫和多了，這也表明，對數據進行取對數處理是有必要的。由于所使用的數據是月度數據，其不可避免的有月度本身的結構特點，為了使得月度本身不影響模型結果，所以我們下面將對數據進行去除月度特質的季節調整（注：季節調整的原意是對于季節數據要去除其季節因素，此處實際為去除月度結構因素。）。圖4報告了經過月度的季節調整之后的數據圖示，可以看出經過處理之后數據已經基本剔除了月度結果特征。

三、天津市工業總產值的ARIMA模型分析

1、單位根檢驗

經濟建模的前提是時間序列必須是平穩的，因而，第一步需要對數據做單位根檢驗，而不是直接對數據水平量進行分析，從而為有關推論求得更可靠的統計分析依據。在對經過季節調整后的天津市工業總產值對數值時間序列和其差分下列給出單位根檢驗結果之后，依據所報告的統計量與其相應的臨界值進行比較，原數列很可能存在單位根，即為I（1）時序數據。而對于差分序列可以明確的拒絕單位根的存在，即為I（0）時序數據。

2、ARIMA模型中p、q的確定

圖4和圖5分別展示了原數據序列的自相關圖和差分以后時間序列的自相關圖。圖6和圖7分別展示了原數據序列的偏相關圖和差分以后時間序列的偏相關圖。

對于ARIMA模型的階數取決于該序列的自回歸函數（ACF）和偏自回歸函數（PACF）。我們所用差分序列的AC值和PAC值如下（表2）。

由相關圖結合表1中，如果自相關值（AC）或偏相關值（PAC）在正、負2倍的估計標準差之間，則在顯著水平為5%的情形下與0無顯著區別。由此可知序列的P和Q按照最保險的方式，均取11階即可。至此，我們得到ARIMA模型的（p，i，q）=（11，1，11）。

四、天津市工業總產值的ARIMA模型預測與結果分析

1、模型預測

評價一個經濟計量模型的效果，最重要的指標是它的預測。圖8中展示了，我們模型的預測效果和實際值之間的差距。以最近的2013年為例，我們具體來看模型的預測力。

在表2中可以看到，模型的預測力還是不錯的，即使由于今年天津工業發展與國家經濟大勢不符，我們的簡單模型還是能預測出超過90%比例的變化。

篇(7)

關鍵詞：旅游產業；經濟增長；單位根；協整理論；因果檢驗

一、引言縱觀世界各地旅游發展歷史，不同地區由于經濟發展階段和水平不同、國家發展戰略取向不同，旅游產業具有不同的演進發展路徑。從旅游產業和經濟發展的關系來看，基本上可以把旅游產業發展模式歸結為兩種：一種是經濟增長促進旅游發展(economypromotingtourism)模式，簡稱ept模式，即通過經濟增長來帶動和促進國家(地區)旅游產業發展的模式；一種是旅游發展拉動經濟增長(tourismpromotingeconomy)模式，簡稱tpe模式，即通過發展旅游產業來拉動和促進國家(地區)經濟增長的模式。就中國的情況而言，目前理論界對ept和tpe兩種旅游產業發展模式尚存較多的爭議，而重慶作為我國最年輕的直轄市，綜合性強、關聯度高、拉動作用突出的旅游產業日益成為重慶市國民經濟發展最快的行業之一。所以，有必要深入研究重慶市旅游產業發展與經濟增長的關系，進而科學地認識旅游產業在重慶產業結構調整中的地位與作用。

2010年，重慶市全年共接待海內外旅游者1．62億人次，比上年增長31．54％；旅游總收入917．85億元，比上年增長30．52％；旅游總收入相當于全市生產總值(gdp)的11．76％。與直轄之初的1997年相比，13年來全市接待海內外游客數量、旅游總收入和旅游總收入相當于全市gdp比重分別增長8．62倍、l2．49倍和6．97個百分點。其中，重慶市全年共接待入境旅游者137．02萬人次，旅游外匯收入7．o3億美元，分別比上年增長30．74％和30．9％。與直轄之初的1997年相比，13年來全市入境游客數量和旅游外匯收入分別增長5．25倍、6．66倍。由此可見，研究重慶市旅游產業發展對國民經濟的貢獻是一個極富理論價值和實踐意義的課題。

二、文獻綜述

旅游產業的發展與經濟增長之間的關系一直是一個備受爭議的話題，國內外學者在這一問題的認識上始終未能達成共識。chi．okoh[】(腳’于韓國的實證研究明確表明，韓國的旅游業發展與以gdp為代表的經濟增長之間并不存在長期的均衡關系，二者時間序列數據的granger因果檢驗則表明，在短期內經濟發展導致了旅游消費的增長。周路[3的研究表明，四川省經濟增長與旅游總收入、入境旅游收入之間不僅存在長期正向均衡關系，也具有短期動態調整關系，四川省國民經濟增長1個百分點，旅游收入總量增加0．58個百分點，入境旅游收入增加0．13個百分點。劉其君¨](的研究結果表明，江蘇入境旅游發展與經濟增長之間具有長期穩定的正向關系，并通過建立誤差修正模型說明兩者間存在的動態均衡關系。同時，granger因果檢驗表明，江蘇入境旅游與經濟增長兩者呈互為因果、互相促進的關系。鄧祖濤、陸玉麒j(-97)對湖北省旅游收入及經濟增長進行研究發現，湖北省經濟增長與旅游業之間存在長期均衡關系，湖北省經濟增長對旅游業的正向作用明顯強于旅游業對經濟增長的反向影響。

三、變量選擇說明與數據的采集和處理(一)變量選擇及其說明改革開放30多年以來，重慶旅游業發展大致經歷了三個階段。1997年直轄以前，重慶旅游業發展經歷了“接待型起步”和“事業型管理”兩個階段。自1997年重慶設立為中央直轄市，重慶市旅游業發展逐漸步人產業化推進階段。在直轄西部大開發戰略、“兩市一地”(指原萬縣市、涪陵市和黔江地區)并入重慶、三峽工程全面建設和百萬庫區移民搬遷等重大事件背景下，新重慶的行政區劃范圍、城市地位和發展格局、經濟社會發展目標及定位等均發生重大變化，給重慶旅游業帶來前所未有的發展機遇。本文采用1997—2010年共l4年的統計數據，數據來源于歷年重慶市旅游局和重慶統計局聯合的《重慶市旅游業統計公報》，以此來突顯相關政策下的重慶市旅游業發展與經濟增長之間的關系。

(二)變量的選擇和數據的采集與處理這里主要有三個變量：一是國內旅游總收入(tr)，衡量國內旅游發展的水平；二是入境旅游收入(ir)，衡量入境旅游發展的水平；三是國內生產總值(gdp)，衡量重慶市經濟發展的總體水平】(m’。通過對變量進行計量分析并建立模型，說明tr和ir是如何影響gdp以及二者的影響差異。為了避免數據序列的劇烈變化，分別對三組數據進行對數處理，即：lntr、lnir、lngdp，其相應的一階差分序列記為dlntr、dlnir、dlngdp。這樣處理可以消除各個變量之間的異方差性，使變量的變化趨勢線性化，不改變變量之間的協整關系。因文章篇幅所限，1997—2010年重慶市旅游總收入、入境旅游收入與經濟增長數據從略。

四、動態計量分析

為了直觀地觀察變量之間的變化趨勢，筆者運用eviews6．0軟件繪制變量間的時序圖和一階差分序列圖，可以看出：gdp、tr和ir的三組變量對數值lngdp、lntr和lnir的變化趨勢，其變化特征非常相似，可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢，即重慶市的gdp、tr、ir都表現出穩定快速的增長趨勢。為了消除共同趨勢的影響，對變量采取差分處理。一階差分序列的變化特征表明，變量gdp和tr的一階差分平穩性不高。因此，繼續對變量進行二階差分處理。二階差分序列變化特征表明：變量的二階差分具有平穩性，其可能是平穩序列，進而進行單位根檢驗。

(一)變量時間序列的平穩性檢驗

由于本文所選的分析變量是宏觀經濟的變量，這種變量的時間序列通常情況下都是不平穩的，隨著時間的位移而持續增長，也就是說有一種長期趨勢的特征。

檢驗結果表明各變量的adf值與1％、5％和10％臨界值的大小比較，lngdp、lntr在10％的置信水平上都接受原假設，可以認為是不平穩序列；而lnir在1％的置信水平上同樣接受原假設，為不平穩序列。lngdp、lntr的adf檢驗值大于各自的臨界值，說明他們的一階差分序列是不平穩序列，需要進行二階差分；而lnir的一階差分序列是一個平穩序列。lngdp、lntr的二階差分序列是平穩序列。因此，接下來可以對三個變量進行協整檢驗。

(二)各變量間的協整分析

由單位根檢驗可知：lnir為一階單整變量，lngdp、lntr為二階單整變量，他們之間應該存在一個平穩的線性組合，即gdp、tr、ir之間應該存在一個長期的穩定關系，可以進行變量之間的協整檢驗。本文運用eg檢驗法，eg檢驗是建立在兩變量之間是同階單整基礎上的，如(1)式則用ols法估計長期均衡方程(稱為協回歸方程)：yl=+盧i+g2z+占。(1)將殘差e。用作為均衡誤差s的估計值，用adf檢驗測定e的單整性。如果e。為平穩序列，則認為變量之間是(1，1)階協整；如果e．為一階單整，則認為變量為(2，1)階協整。由于殘差e。的均值為0，所以在對其進行adf檢驗時，應該選擇沒有截距項的模型進行檢驗?，F對e。進行平穩性檢驗，檢驗結果的表達形式為：lngdp=4．399856+0．541809lntr+0．198351}lnirt(9．688225)(2．685068)(0．777850)r=0．929767dw=0．670440上述方程表明：重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國民收入之間存在長期的均衡關系，國民經濟增加1個百分點，旅游總收入增加0．54個百分點，入境收入就會增加0．198個百分點。

由檢驗結果可知e．是平穩的，因此lngdp、lntr、lnir之間存在長期的協整關系，即重慶市旅游收入、入境旅游收入和經濟增長之間存在長期的協整關系。這樣就可以建立lngdp與lntr和lnir之間的誤差修正模型ecm。

(三)emc修正模型

d(lnir)沒有通過顯著性檢驗，現在去掉此序列，重新回歸，ecm模型標準格式回歸結果如下：lngdp=0．612190}d(lntr)一0．361554}et(一1)t(4．239910)(一2．119883)r2=0．532946dw=2．014152方程的回歸系數通過了顯著性檢驗，誤差修正系數為負，符合反向修正機制，反映了變量間的長期和短期關系。

檢驗結果表明：長期均衡經濟增長模型的短期波動對其影響不顯著，當經濟變化超過均衡水平時，短期波動將促使其向均衡水平趨近，調整幅度為0．36％。同時，經濟量受滯后1期的旅游總收入的影響，即重慶旅游總收入的增長有導致重慶經濟增長趨勢，其比例為61．22％。模型中r=0．532946，也就是說各變量的變化僅能解釋經濟變化的53．29％，說明影響重慶經濟變化的因素是多種的，其他因素在模型中沒有反映出來，如進出口貿易等。

(四)granger因果關系檢驗

利用granger因果關系來檢驗自然對數化以后的數據，以此考察重慶市經濟增長與旅游總收入以及入境旅游收入之間的因果關系。

granger因果關系檢驗表明，在滯后長度為1和2的情況下，除了重慶市的旅游入境收入不是引起旅游總收入增長granger原因之外，lngdp和i_~tr之間存在雙向因果關系，lngdp和lnir之間也存在雙向因果關系，說明經濟增長對旅游總收入起到了刺激與推動作用，重慶市經濟的繁榮帶動了國際旅游業的發展。在滯后長度為3的情況下，gdp和tit之間仍然互為因果關系；在滯后長度為3和4的情況下，接受lnir不是引起lngdp原因的零假設，也接受lnir不是引起lngdp原因的零假設。同時，lntr和lnir之間不存在雙向因果關系。

五、結論

協整檢驗表明：重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國民收入之間存在長期的均衡關系，旅游總收人增加0．54個百分點，入境收入增加0．198個百分點，國民經濟增加1個百分點。

修正誤差模型檢驗表明：在短期內當波動偏離長期均衡時，系統將以0．532946的調整速度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。即是說，重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國民收入之間存在長期均衡關系。

granger因果關系檢驗：在滯后長度為1和2的情況下，重慶市的經濟增長與旅游總收入和入境旅游收入之間都存在雙向因果關系。因而，重慶市可以采取有力措施促進旅游業的發展，從而提高旅游業對國民經濟的貢獻程度。但是在滯后長度為3和4的情況下，入境旅游收入對重慶經濟增長以及旅游總收入增長的貢獻率不大。

自1997年重慶市直轄以來，重慶市的旅游業發展有了明顯提速，但與某些省份相比還存在差距，需要通過加大旅游業的宣傳力度，創造更多吸引旅游者的條件來縮小差距。重慶旅游業的發展要以經濟增長為基礎，同時經濟增長也能帶動旅游業的發展。就目前來看，重慶入境旅游收入占國民經濟收入的份額以及重慶旅游總收入的份額相對較小，重慶的旅游業還局限于國內旅游。加強旅游景區相關設施建設、提高旅游產品質量與旅游接待水平、吸引外國游客入境旅游，成為重慶市大力發展旅游業的首要任務。