經(jīng)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(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經(jīng)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(chuàng)作。

篇(1)

內(nèi)容摘要：本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進模型為基礎，分析分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、交易成本、分工水平與地區(qū)經(jīng)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(qū)經(jīng)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(yè)化程度的演進則是不同地區(qū)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?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)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(jīng)濟增長 分工 面板數(shù)據(jù)

本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)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(jīng)濟增長之間的關系進行了理論探討，并利用面板數(shù)據(jù)模型對其進行了實證研究。本文認為分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、分工水平對地區(qū)經(jīng)濟增長間的影響關系主要表現(xiàn)在：地區(qū)的人均GDP的增長主要受到地區(qū)分工水平發(fā)展的影響，它與地區(qū)分工水平的提高表現(xiàn)出相似的增長趨勢；區(qū)域專業(yè)化水平隨時間的增加速度影響分工水平的提高速度，專業(yè)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(yè)化程度一定的地區(qū)，交易條件以及專業(yè)化水平隨時間的增加率是影響地區(qū)分工水平增長率的兩個決定因素。

分工水平與地區(qū)經(jīng)濟增長的實證分析

既然從理論上可以得出，地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)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(xiàn)出與分工水平的提高相似的增長趨勢。在實際的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過程中，經(jīng)濟發(fā)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(qū)分工水平的變量，但考慮到區(qū)域內(nèi)分工水平的提高以及專業(yè)化程度的提高，必將導致區(qū)域內(nèi)以及區(qū)域間各主體交易活動的增加，也即批發(fā)零售業(yè)、餐飲業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)（服務業(yè)）的生產(chǎn)總值將有較大程度的增加。因此，區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)的繁榮程度可以間接反映一個地區(qū)分工水平，考慮到地區(qū)人口、面積的差異性，本文認為采用第三產(chǎn)業(yè)的增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值以衡量地區(qū)分工水平更加合理。

分工水平發(fā)展的不同階段將會導致地區(qū)人均GDP在不同階段具有不同的增長趨勢。因此，在對地區(qū)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(yè)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(qū)經(jīng)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(jīng)濟階段的劃分

對地區(qū)經(jīng)濟階段的劃分必須依據(jù)地區(qū)經(jīng)濟增長的基本趨勢，因此，本文使用1952-2006年我國31個省（直轄市、自治區(qū)）的1608組年度數(shù)據(jù)，對不同地區(qū)人均GDP的增長特點進行實證分析。雖然我國經(jīng)濟發(fā)展狀況的不平衡性，東部、中部、西部地區(qū)經(jīng)濟的基本環(huán)境存在差別，但是，在同一個區(qū)域內(nèi)，各省差別則較小，為更好分析數(shù)據(jù)與擬合模型，考慮將全國的數(shù)據(jù)分為東、中、西三大區(qū)域。雖然不同省份各自的經(jīng)濟發(fā)展狀況差別很大，較發(fā)達省份將會比那些不發(fā)達省份的增長速度要高一些，但由于共同處在一個大的經(jīng)濟環(huán)境下，其發(fā)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(shù)據(jù)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(qū)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(qū)i，在時間t的人均GDP數(shù)據(jù)，αi為對應于i省的固定效應，β為系數(shù)，t為時間，μit是誤差項。本文采用相同系數(shù)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(jīng)濟增長存在一定差別，但是，由于處于相同的政治、經(jīng)濟環(huán)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(jù)上述回歸結果，可得以下結論：全國各地區(qū)人均GDP的發(fā)展趨勢是相似的。在1952-1978年，全國各地區(qū)的人均GDP的增長率是不斷減小的。在1979-2006年，全國各地區(qū)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(qū)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(qū)人均GDP增長率的轉折期。

總體上來看，我國各地區(qū)人均GDP的增長特點基本上表現(xiàn)出三個不同的增長階段：第一階段，在1952-1978年，三大區(qū)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(qū)域人均GDP的增長率緩慢增長；第三階段，1992年以后，三大區(qū)域的人均GDP的增長率呈現(xiàn)不斷增加的趨勢。

（二）分工與經(jīng)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(jīng)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(qū)t時期人均GDP的數(shù)據(jù)；nit表示分工水平的值，用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；C0為常數(shù)截距。

數(shù)據(jù)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?；貧w結果如表3所示，Hausuman檢驗如表4所示。

根據(jù)上述回歸結果，可以得出以下結論：

全國各地區(qū)人均GDP隨分工水平的增長率是先負，后正，再減小的發(fā)展趨勢，即先負，后正，再增加的發(fā)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(qū)分工水平相對較低，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對落后，經(jīng)濟增長主要依賴于區(qū)域內(nèi)的第一產(chǎn)業(yè)或第二產(chǎn)業(yè)的增長，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對落后，而其快速增長往往需要第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相配合。在此階段內(nèi)，分工水平相對較低，專業(yè)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(qū)分工水平開始增加，但交易成本對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響為負，而交易成本對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了阻礙作用，但總體上，分工水平的提高對地區(qū)經(jīng)濟增長為正向促進作用。1993年以后，分工水平對經(jīng)濟增長的促進作用日益明顯，地區(qū)經(jīng)濟快速增長。

改革開放即1978年為各地區(qū)經(jīng)濟增長的一個轉折點，同時也是分工對經(jīng)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(qū)分工水平相對較低，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對落后，其對地區(qū)經(jīng)濟的增長基本無較好的促進關系，經(jīng)濟增長主要依賴于區(qū)域內(nèi)的第一產(chǎn)業(yè)或第二產(chǎn)業(yè)的增長，而實際上往往可能較大程度上依賴于區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)的增長，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對落后，而其快速增長往往需要第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相配合。在此階段內(nèi)，分工水平相對較低，專業(yè)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(qū)分工水平開始增加，分工水平的提高對地區(qū)經(jīng)濟增長為正向促進作用。此時，第二產(chǎn)業(yè)開始取代第一產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中的地位，成為地區(qū)經(jīng)濟增長的支柱，服務于第二產(chǎn)業(yè)以及交換活動的第三產(chǎn)業(yè)也開始快速增長。1993年以后，分工水平對經(jīng)濟增長的促進作用日益明顯。各地區(qū)分工水平快速增長，專業(yè)化水平也得到較大程度的提高，分工導致的專業(yè)化利益日益增大，地區(qū)經(jīng)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(jīng)濟增長的阻礙作用也變得相對微弱，反而經(jīng)濟的增長更大程度上導致地區(qū)交易成本的增加。此時，由分工導致的服務于第二產(chǎn)業(yè)以及交換活動的第三產(chǎn)業(yè)增長更快，專業(yè)化水平得到較大程度的提高，地區(qū)經(jīng)濟的增長一方面依賴于第二產(chǎn)業(yè)的增長，另一方面依賴于分工水平導致的第三產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平的提高，專業(yè)化導致的經(jīng)濟利益更加明顯，對地區(qū)經(jīng)濟增長的推動更大。

結論

本文在Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進模型的基礎上，使經(jīng)濟體的專業(yè)化程度按照動態(tài)的方式逐步演進，本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進模型為基礎，將模型由比較靜態(tài)分析發(fā)展到完全動態(tài)的分析，分析了分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、交易成本、分工水平與地區(qū)經(jīng)濟增長間的影響關系，結論認為地區(qū)分工水平的演進為地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力，交易成本的變化、專業(yè)化程度的演進均為影響地區(qū)經(jīng)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(qū)經(jīng)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(yè)化程度的演進則是地區(qū)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(qū)經(jīng)濟的增長主要受分工水平提高的影響，即地區(qū)經(jīng)濟的增長主要依靠地區(qū)經(jīng)濟結構的改變。新古典經(jīng)濟學的增長理論認為經(jīng)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(jīng)濟的長期增長，關鍵還是要看這種投入是否促進地區(qū)分工水平的提高，導致經(jīng)濟結構的有效改變。分工水平的提高既包括地區(qū)間分工水平的提高又包括地區(qū)內(nèi)分工水平的提高。因此，積極改善地區(qū)間與地區(qū)內(nèi)的交易條件，加速專業(yè)化經(jīng)驗的擴散，促進地區(qū)間與地區(qū)內(nèi)分工水平的提高，將會促進地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展。

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作者簡介：

篇(2)

內(nèi)容摘要：旅游經(jīng)濟作為我國國民經(jīng)濟的重要經(jīng)濟增長點，在近幾年的經(jīng)濟發(fā)展中并未顯現(xiàn)出其優(yōu)勢，表現(xiàn)也不盡如人意。如何在促進旅游產(chǎn)業(yè)全面科學發(fā)展的同時，還能促進我國經(jīng)濟的發(fā)展，是當今學術界重點研究的議題，所以了解旅游經(jīng)濟在我國國民經(jīng)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(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的比率，以及橫向比較旅游經(jīng)濟在我國國民經(jīng)濟中的地位，得出相關結論。

關鍵詞：國民經(jīng)濟 旅游經(jīng)濟 第三產(chǎn)業(yè)

隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，我國旅游經(jīng)濟取得了長足發(fā)展，每年均呈現(xiàn)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(jīng)濟數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，促進我國國民經(jīng)濟發(fā)展的眾多產(chǎn)業(yè)均呈現(xiàn)增長趨勢，而旅游產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)的增長趨勢并不能有效地表明，其是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)勢。因此，把旅游業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)放到國民經(jīng)濟序列中進行比較，才能研究出旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)勢。

旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)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(nèi)生產(chǎn)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(chǎn)業(yè)對我國國民經(jīng)濟的貢獻，并選取1997-2012年相關數(shù)據(jù)進行分析。數(shù)據(jù)如表1所示。

由表1可知，由于1997年改變了統(tǒng)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(xiàn)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(xiàn)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(chǎn)業(yè)的比率

旅游產(chǎn)業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)的核心產(chǎn)業(yè)（余鳳龍，2009；查芳，2011）。筆者通過運用1999-2012年第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)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(xiàn)持續(xù)上升的趨勢，但在第三產(chǎn)業(yè)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(xiàn)下降趨勢。筆者分析了旅游產(chǎn)業(yè)在第三產(chǎn)業(yè)和GDP比率偏低的原因：旅游產(chǎn)業(yè)總收入的增長幅度過于偏小，雖然旅游產(chǎn)業(yè)自身呈現(xiàn)增長趨勢，但與我國國民經(jīng)濟相比較，其增長趨勢相對不顯著。自2002年我國把旅游產(chǎn)業(yè)列為我國經(jīng)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(fā)降低。如圖2所示。

旅游經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中地位的橫向比較

我國旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)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(jīng)濟的范圍內(nèi)與其他產(chǎn)業(yè)進行比較。筆者選擇旅游產(chǎn)業(yè)、汽車產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)等產(chǎn)業(yè)進行比較，主要涉及我國國民經(jīng)濟的比率、稅收貢獻、利潤以及行業(yè)平均增長率來分析旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長優(yōu)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(yè)的增長率和增加值（張洪等，2009），由于我國旅游產(chǎn)業(yè)缺少增加值，故使用旅游總收入代替旅游產(chǎn)值。從四個行業(yè)的平均增長率來分析，房地產(chǎn)業(yè)的平均增長率為16.3%，信息業(yè)的平均增長率為22.1%，而汽車產(chǎn)業(yè)的平均增長率為25.2%，三種產(chǎn)業(yè)增長率均明顯高于國民經(jīng)濟增長的速度。但我國旅游產(chǎn)業(yè)的平均增長率僅為14.3%，與國民經(jīng)濟增長速度相比相對落后。

（二）各產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中占比的比較

在1999-2012年的13年間，我國房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)和汽車產(chǎn)業(yè)由于呈現(xiàn)較強的增長趨勢，使三種產(chǎn)業(yè)在我國國民經(jīng)濟中的比率愈發(fā)凸顯。尤其是我國汽車產(chǎn)業(yè)在這13年間，在國民經(jīng)濟中的比率也增長了一倍。而房地產(chǎn)業(yè)也由1999年的4.1%增加到2012年的4.9%。信息產(chǎn)業(yè)也緊隨其后，由1999年的3.1%增長到2012年的5.2%。唯獨旅游業(yè)在國民經(jīng)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(chǎn)業(yè)利潤的比較

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

（四）各產(chǎn)業(yè)稅收的比較

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

筆者從各個產(chǎn)業(yè)的橫向比較結果可知，我國旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長的速度相對緩慢，不如預期理想。在與各個行業(yè)的增長速度比較上，也不具備明顯優(yōu)勢。主要原因是由于我國旅游產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟中的比率有所下降，而旅游產(chǎn)業(yè)在我國經(jīng)濟增長點的主導地位也開始被其他產(chǎn)業(yè)所代替。

結論

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

我國旅游總收入在國民經(jīng)濟中的比率，在20世紀90年代中期，呈現(xiàn)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(xiàn)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(jīng)濟增長點相關產(chǎn)業(yè)的橫向比較中，筆者發(fā)現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)和汽車產(chǎn)業(yè)相比其利潤也明顯較低。雖然在2012年創(chuàng)下140億元的歷史新高，但其增長幅度僅為信息產(chǎn)業(yè)的6.7%，是汽車產(chǎn)業(yè)的13.6%；而在各產(chǎn)業(yè)稅收貢獻的比較中也發(fā)現(xiàn)，2012年信息產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻為770億元、汽車產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻為364億元，但旅游產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻僅為158億元，與汽車產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻相比，其稅收貢獻不足汽車產(chǎn)業(yè)的二分之一。與信息產(chǎn)業(yè)相比，其稅收貢獻僅為信息產(chǎn)業(yè)的五分之一。綜上所述：四個產(chǎn)業(yè)的增長速度由快到慢依次為：汽車產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)、旅游產(chǎn)業(yè)。前三種產(chǎn)業(yè)在GDP中的比率已開始增加，而旅游產(chǎn)業(yè)在GDP中的比率卻開始減少。表明我國旅游經(jīng)濟在我國國民經(jīng)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(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的地位。

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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(jù)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(shù)據(jù)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(tǒng)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(jīng)濟增長之間的傳統(tǒng)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(lián)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(lián)合顯著的，則拒絕原假設，表明存在從GDP到EL的因果關系?；谡`差修正項的因果檢驗，包含了協(xié)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(tǒng)計量和滯后的誤差修正項來確定。當ECM（-1）系數(shù)的t統(tǒng)計量顯著則表明存在長期的因果關系，解釋變量的F統(tǒng)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(xié)整性才能引入誤差修正項進行估計。

本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）序列代表經(jīng)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(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1981~2010）。為消除原始數(shù)據(jù)的異方差性，對GDP和電力消費數(shù)據(jù)都作了取對數(shù)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(jīng)濟增長的協(xié)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(shù)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(jīng)濟增長趨勢部分之間的協(xié)整關系檢驗，如果協(xié)整關系存在，則可以得到變量間的長期系數(shù)和ECM項。同樣，對電力消費和經(jīng)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(tǒng)計量表明，對于趨勢部分，當GDPS和ELS為因變量時，所得的F統(tǒng)計量高于1%水平下的上限臨界值，存在明顯的協(xié)整關系；對波動部分，當ELC為因變量時，F(xiàn)統(tǒng)計量在5%水平下高于上限臨界值。而GDPC為因變量時，F(xiàn)統(tǒng)計量在5%水平下低于臨界值。可以看出，僅有唯一的協(xié)整向量。趨勢成分與波動成分之間均存在協(xié)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(jù)檢驗出式（2）中均存在長期協(xié)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(shù)的顯著情況和Wald檢驗中解釋變量的滯后差分項的聯(lián)合顯著性情況進行判斷。實證分析結果如表2所示。根據(jù)檢驗結果可以看出，對于趨勢部分，當GDPS為自變量時，ECM系數(shù)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(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，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(xiàn)統(tǒng)計量的顯著表明存在從電力消費到經(jīng)濟增長的短期因果關系。而當ELS為自變量時，其ECM系數(shù)顯著但非負，并不能證明經(jīng)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(shù)均與預期相同為負并且顯著，分別以33.03%和6.19%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，前者對電力消費的調(diào)整速度更快。F統(tǒng)計量的顯著表明存在從電力消費波動成分與經(jīng)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(chǎn)品 公共支出 政府職能

對于教育、醫(yī)療、社會保障、國防安全等公共產(chǎn)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(jīng)濟學家根據(jù)西方工業(yè)國家的政府公共支出數(shù)據(jù)及經(jīng)驗總結，得出隨著經(jīng)濟的發(fā)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(jīng)濟的不斷發(fā)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(xiàn)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(guī)模

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

（一）公共支出的規(guī)模及增長――絕對規(guī)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(shù)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(guī)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(jīng)濟增長――相對規(guī)模

公共支出占GDP的比例，反映了政府等公共部門在社會經(jīng)濟活動中的地位，是研究公共支出規(guī)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(qū)生產(chǎn)總值的比重，可以發(fā)現(xiàn)，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)的總值呈較為穩(wěn)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(qū)生產(chǎn)總值的增長速度，說明隨著經(jīng)濟的發(fā)展，河北省的公共支出和公共收入快于經(jīng)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(qū)生產(chǎn)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(guī)模穩(wěn)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(guī)模呈現(xiàn)持續(xù)增長趨勢，也超過同期的地區(qū)生產(chǎn)總值的生產(chǎn)速度，如果考慮到政府預算外的各種如政府對于國有企業(yè)的補貼、各類稅收減免等各種公共支出，公共支出的規(guī)模將呈現(xiàn)更大的增長趨勢。公共支出的持續(xù)增長，也反映了政府對于社會的經(jīng)濟管理能力的不斷加強。

（二）公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重仍較低

雖然公共支出占地區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟社會不斷發(fā)展的時期，公眾對于各項社會服務的需求不斷增長，市場經(jīng)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(qū)生產(chǎn)總值的比重低，政府掌握的公共資源較少，對于醫(yī)療衛(wèi)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(guī)模上升時，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)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(chǎn)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(guī)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(guī)模較小，占地區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟的穩(wěn)定和社會福利的提升。因此，確定公共支出水平的合理規(guī)模很重要。

（一）加強收入管理，提高公共收入的規(guī)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(guī)模和其占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重先要提高公共收入的規(guī)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(guī)范對于非稅收入的征收和管理。非稅收入從本質(zhì)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(xiāng)兩級政府規(guī)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(guī)范，規(guī)模過大，對于稅收產(chǎn)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(guī)范各類費用的征收和使用，取消不合理的制度外收入，發(fā)展有前景的收入，加強非稅收入使用的監(jiān)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(chuàng)造出更大的社會效益，這與提高公共支出的規(guī)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(xiàn)產(chǎn)出的最大化。嚴格按照預算管理制度使用資金，科學合理規(guī)劃。在政府的決策中，引入民主監(jiān)督管理機制，使預算資金的使用和管理透明化規(guī)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(guī)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(fā)揮作用的領域，政府應逐步退出；對于市場機制難以發(fā)揮作用的領域，政府應提供相應的公共產(chǎn)品，彌補市場的失靈。

參考文獻

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篇(5)

關鍵詞：資本收入份額 CD生產(chǎn)函數(shù) 狀態(tài)空間模型

一、引言

按照經(jīng)濟增長傳統(tǒng)觀點，若生產(chǎn)要素投入僅以資本和勞動分類，那么經(jīng)濟產(chǎn)出就可以看作是這兩種生產(chǎn)要素投入的報酬。兩種要素收入份額的變動對經(jīng)濟運行諸多方面都會產(chǎn)生顯著影響。近年來隨著中國經(jīng)濟發(fā)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(chǎn)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(jīng)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(chǎn)出中用于積累和投資的部分應該越高，以便于擴大生產(chǎn)，進行技術創(chuàng)新，提高生產(chǎn)效率。因此，研究總產(chǎn)出中資本份額的變化趨勢和動態(tài)特征，有利于了解一個經(jīng)濟體經(jīng)濟發(fā)展狀況。本文以吉林省1978年到2010年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，研究吉林省資本收入份額的動態(tài)變化特征及其與經(jīng)濟增長的關系。

二、模型設定和數(shù)據(jù)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(chǎn)技術符合CD生產(chǎn)函數(shù)，形如：Y=AKαLβ，其中Y為吉林省總產(chǎn)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(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，其中Y為吉林省1978年到2010年各年生產(chǎn)總值，K為固定資產(chǎn)投資及設備投資的總和，并用價格指數(shù)對Y和K進行平減，以1978年為基期。L為全省從業(yè)人員數(shù)量。

三、實證分析

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

㏒Y=㏒A+sv·㏒K+β·㏒L+ε svt=C1+C2·svt-1+ut 把數(shù)據(jù)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(shù)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(tài)方程中，常數(shù)項不顯著，但自回歸系數(shù)顯著，根據(jù)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(xiàn)出圍繞均值上下波動特點，但沒有表現(xiàn)出明顯的周期性。最低值出現(xiàn)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(xiàn)為下降趨勢，隨后14年間雖然表現(xiàn)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(xiàn)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(xiàn)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(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。為了探究資本收入份額和經(jīng)濟增長之間的關系，把吉林省不變價環(huán)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(fā)現(xiàn)，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(xiàn)出了大致相同的變化趨勢，基本上表現(xiàn)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(tài)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(shù)值最高時期，形成倒“U”型，而GDP增速進入到了相對平穩(wěn)時期。之后資本收入份額開始出現(xiàn)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(xù)發(fā)展趨勢，形成剪刀差狀。可以看出當資本收入份額出現(xiàn)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(jīng)濟增速，而且較高的資本收入份額將使經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)步的增長，若資本收入份額下降，經(jīng)濟增速也必將放緩。

四、結論及政策建議

通過本文研究發(fā)現(xiàn)，吉林省資本收入份額基本穩(wěn)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(fā)現(xiàn)，資本收入份額波動與經(jīng)濟增速變動近似一致，但在不同樣本區(qū)間表現(xiàn)為不同的趨勢關系?？梢?，穩(wěn)定資本收入份額是保證經(jīng)濟穩(wěn)定可持續(xù)性發(fā)展的一個重要途徑。投資驅動是經(jīng)濟增長的一個重要來源，保持合理和穩(wěn)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(jīng)濟可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，應積極努力保持穩(wěn)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(chuàng)新，提高資本使用效率。同時加快經(jīng)濟改革和市場化步伐，大力提高生產(chǎn)率。并且較高的資本收入份額也會提高經(jīng)濟增速，形成經(jīng)濟的良性循環(huán)，使經(jīng)濟穩(wěn)定健康的發(fā)展。

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篇(6)

【關鍵詞】 ARIMA 工業(yè)總產(chǎn)值 時間序列 預測

一、引言

自1978年改革開放以來，我國整體經(jīng)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(jīng)濟不免也受到國際整體經(jīng)濟形勢的影響，增長速度有所下滑，至2012年經(jīng)濟增長率甚至首次低于8%（7.5%）。而在同一時期，天津經(jīng)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(jīng)濟增長率連續(xù)實現(xiàn)全國各省市第一名。

是什么因素助推天津的經(jīng)濟增長呢？我們進一步把整體經(jīng)濟按照三個產(chǎn)業(yè)進行劃分，分析相關數(shù)據(jù)可知天津的產(chǎn)業(yè)結構中工業(yè)所占比例很高，接近50%，而且這其中重工業(yè)的比例超過80%。既然工業(yè)對于天津整體經(jīng)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(fā)展規(guī)劃提供依據(jù)。然而，我市工業(yè)總產(chǎn)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(yè)總產(chǎn)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(yè)總產(chǎn)值序列為非平穩(wěn)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(tǒng)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(wěn)時間序列預測。本文首先分析和整理了我市工業(yè)總產(chǎn)值月度數(shù)據(jù)，進一步建立了工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型，最后以此對我市工業(yè)總產(chǎn)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(yè)總產(chǎn)值的月度數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1997―2013年。原始數(shù)據(jù)（以“億元”為單位的天津市工業(yè)總產(chǎn)值）來源于天津市統(tǒng)計信息網(wǎng)，使用分析軟件為STATA12.0。

二、數(shù)據(jù)描述與趨勢性、季節(jié)性調(diào)整

圖1是我市工業(yè)總產(chǎn)值序列，1997年1月至2013年12月的時序圖。該圖顯示我市工業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)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(jié)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(shù)據(jù)建模前應對其進行季節(jié)調(diào)整。

按照時間序列數(shù)據(jù)處理慣例，我們首先計算經(jīng)濟數(shù)據(jù)的對數(shù)值。這樣做的理由是經(jīng)濟學家的研究發(fā)現(xiàn)很多經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)，具有近似指數(shù)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(shù)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)對數(shù)的標準差近似為常數(shù)（注：變量對數(shù)的變化近似于變量的比例變化，這一性質(zhì)來源于Ln函數(shù)的導數(shù)性質(zhì)。）。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(yè)總產(chǎn)值時間序列的波動已經(jīng)溫和多了，這也表明，對數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理是有必要的。由于所使用的數(shù)據(jù)是月度數(shù)據(jù)，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(shù)據(jù)進行去除月度特質(zhì)的季節(jié)調(diào)整（注：季節(jié)調(diào)整的原意是對于季節(jié)數(shù)據(jù)要去除其季節(jié)因素，此處實際為去除月度結構因素。）。圖4報告了經(jīng)過月度的季節(jié)調(diào)整之后的數(shù)據(jù)圖示，可以看出經(jīng)過處理之后數(shù)據(jù)已經(jīng)基本剔除了月度結果特征。

三、天津市工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型分析

1、單位根檢驗

經(jīng)濟建模的前提是時間序列必須是平穩(wěn)的，因而，第一步需要對數(shù)據(jù)做單位根檢驗，而不是直接對數(shù)據(jù)水平量進行分析，從而為有關推論求得更可靠的統(tǒng)計分析依據(jù)。在對經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的天津市工業(yè)總產(chǎn)值對數(shù)值時間序列和其差分下列給出單位根檢驗結果之后，依據(jù)所報告的統(tǒng)計量與其相應的臨界值進行比較，原數(shù)列很可能存在單位根，即為I（1）時序數(shù)據(jù)。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(shù)據(jù)。

2、ARIMA模型中p、q的確定

圖4和圖5分別展示了原數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)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(shù)取決于該序列的自回歸函數(shù)（ACF）和偏自回歸函數(shù)（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(qū)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(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型預測與結果分析

1、模型預測

評價一個經(jīng)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(yè)發(fā)展與國家經(jīng)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(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟增長；單位根；協(xié)整理論；因果檢驗

一、引言縱觀世界各地旅游發(fā)展歷史，不同地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展階段和水平不同、國家發(fā)展戰(zhàn)略取向不同，旅游產(chǎn)業(yè)具有不同的演進發(fā)展路徑。從旅游產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展的關系來看，基本上可以把旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式歸結為兩種：一種是經(jīng)濟增長促進旅游發(fā)展(economypromotingtourism)模式，簡稱ept模式，即通過經(jīng)濟增長來帶動和促進國家(地區(qū))旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的模式；一種是旅游發(fā)展拉動經(jīng)濟增長(tourismpromotingeconomy)模式，簡稱tpe模式，即通過發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)來拉動和促進國家(地區(qū))經(jīng)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(chǎn)業(yè)發(fā)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(lián)度高、拉動作用突出的旅游產(chǎn)業(yè)日益成為重慶市國民經(jīng)濟發(fā)展最快的行業(yè)之一。所以，有必要深入研究重慶市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，進而科學地認識旅游產(chǎn)業(yè)在重慶產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中的地位與作用。

2010年，重慶市全年共接待海內(nèi)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(chǎn)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(nèi)外游客數(shù)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(shù)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(chǎn)業(yè)發(fā)展對國民經(jīng)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(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系一直是一個備受爭議的話題，國內(nèi)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(yè)發(fā)展與以gdp為代表的經(jīng)濟增長之間并不存在長期的均衡關系，二者時間序列數(shù)據(jù)的granger因果檢驗則表明，在短期內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展導致了旅游消費的增長。周路[3的研究表明，四川省經(jīng)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(tài)調(diào)整關系，四川省國民經(jīng)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(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有長期穩(wěn)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(tài)均衡關系。同時，granger因果檢驗表明，江蘇入境旅游與經(jīng)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(jīng)濟增長進行研究發(fā)現(xiàn)，湖北省經(jīng)濟增長與旅游業(yè)之間存在長期均衡關系，湖北省經(jīng)濟增長對旅游業(yè)的正向作用明顯強于旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的反向影響。

三、變量選擇說明與數(shù)據(jù)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(yè)發(fā)展大致經(jīng)歷了三個階段。1997年直轄以前，重慶旅游業(yè)發(fā)展經(jīng)歷了“接待型起步”和“事業(yè)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(yè)發(fā)展逐漸步人產(chǎn)業(yè)化推進階段。在直轄西部大開發(fā)戰(zhàn)略、“兩市一地”(指原萬縣市、涪陵市和黔江地區(qū))并入重慶、三峽工程全面建設和百萬庫區(qū)移民搬遷等重大事件背景下，新重慶的行政區(qū)劃范圍、城市地位和發(fā)展格局、經(jīng)濟社會發(fā)展目標及定位等均發(fā)生重大變化，給重慶旅游業(yè)帶來前所未有的發(fā)展機遇。本文采用1997—2010年共l4年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年重慶市旅游局和重慶統(tǒng)計局聯(lián)合的《重慶市旅游業(yè)統(tǒng)計公報》，以此來突顯相關政策下的重慶市旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系。

(二)變量的選擇和數(shù)據(jù)的采集與處理這里主要有三個變量：一是國內(nèi)旅游總收入(tr)，衡量國內(nèi)旅游發(fā)展的水平；二是入境旅游收入(ir)，衡量入境旅游發(fā)展的水平；三是國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)，衡量重慶市經(jīng)濟發(fā)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(shù)據(jù)序列的劇烈變化，分別對三組數(shù)據(jù)進行對數(shù)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(xié)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(jīng)濟增長數(shù)據(jù)從略。

四、動態(tài)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(shù)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(xiàn)出穩(wěn)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(wěn)性不高。因此，繼續(xù)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(wěn)性，其可能是平穩(wěn)序列，進而進行單位根檢驗。

(一)變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗

由于本文所選的分析變量是宏觀經(jīng)濟的變量，這種變量的時間序列通常情況下都是不平穩(wěn)的，隨著時間的位移而持續(xù)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(wěn)序列；而lnir在1％的置信水平上同樣接受原假設，為不平穩(wěn)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(wěn)序列，需要進行二階差分；而lnir的一階差分序列是一個平穩(wěn)序列。lngdp、lntr的二階差分序列是平穩(wěn)序列。因此，接下來可以對三個變量進行協(xié)整檢驗。

(二)各變量間的協(xié)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(wěn)的線性組合，即gdp、tr、ir之間應該存在一個長期的穩(wěn)定關系，可以進行變量之間的協(xié)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(xié)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(wěn)序列，則認為變量之間是(1，1)階協(xié)整；如果e．為一階單整，則認為變量為(2，1)階協(xié)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。現(xiàn)對e。進行平穩(wěn)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(jīng)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(wěn)的，因此lngdp、lntr、lnir之間存在長期的協(xié)整關系，即重慶市旅游收入、入境旅游收入和經(jīng)濟增長之間存在長期的協(xié)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(xiàn)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(shù)通過了顯著性檢驗，誤差修正系數(shù)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(jīng)濟增長模型的短期波動對其影響不顯著，當經(jīng)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(diào)整幅度為0．36％。同時，經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟變化的53．29％，說明影響重慶經(jīng)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(mào)易等。

(四)granger因果關系檢驗

利用granger因果關系來檢驗自然對數(shù)化以后的數(shù)據(jù)，以此考察重慶市經(jīng)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(jīng)濟增長對旅游總收入起到了刺激與推動作用，重慶市經(jīng)濟的繁榮帶動了國際旅游業(yè)的發(fā)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(xié)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(jīng)濟增加1個百分點。

修正誤差模型檢驗表明：在短期內(nèi)當波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0．532946的調(diào)整速度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。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(jīng)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(yè)的發(fā)展，從而提高旅游業(yè)對國民經(jīng)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(jīng)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(yè)發(fā)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(yè)的宣傳力度，創(chuàng)造更多吸引旅游者的條件來縮小差距。重慶旅游業(yè)的發(fā)展要以經(jīng)濟增長為基礎，同時經(jīng)濟增長也能帶動旅游業(yè)的發(fā)展。就目前來看，重慶入境旅游收入占國民經(jīng)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(yè)還局限于國內(nèi)旅游。加強旅游景區(qū)相關設施建設、提高旅游產(chǎn)品質(zhì)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(fā)展旅游業(yè)的首要任務。