時間：2023-08-08 17:09:37
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篇經濟增長分析，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： 經濟增長； 產業結構
中圖分類號： F061.2 文獻標識碼： A 文章編號： 1009-8631（2011）04-0048-01
一、短期經濟增長理論的主要觀點
凱恩斯認為：導致經濟的短期非均衡增長的主要原因是有效需求不足，包括消費需求和投資需求的不足。市場調節本身不能彌補總供給與有效需求之間的缺口，政府應該通過減稅和增加預算支出，以刺激投資與消費和通過投資支出乘數效應，帶動更多的民間投資，從而提供大量的就業機會，以實現經濟增長的政策目標[1]。
二、長期經濟增長理論的主要觀點
新古典增長理論認為，技術進步導致經濟的增長，但是其把技術進步歸因為長期經濟增長的外生因素。商業周期理論認為，政府無須干預經濟，因為政府花費大量成本來穩定經濟，往往可能對經濟不利。新經濟理論認為，知識是經濟增長的動力和源泉，知識的作用表現在兩個方面：一方面，知識導致了新技術的產生（及技術進步）； 另外一方面，知識促進了知識的積累。
三、長期經濟增長和短期經濟增長的區別
（一）關注的重點不同。短期經濟增長理論主要關注的是引起短期經濟非均衡的增長。所以短期經濟增長理論認為，導致短期經濟失衡的原因是總供給與有效需求的失衡。所以政府需要采取積極的財政政策和貨幣政策加以調節，以實現經濟的短期增長，主要是人為的擴大和增加需求。而長期經濟增長理論主要關注的是在各要素的約束下的均衡增長。所以長期經濟增長理論認為，導致經濟長期增長的原因是技術進步，而新經濟增長理論進一步認為，導致技術進步的是知識，所以認為科技是經濟長期增長的核心。
（二）政策目標不同。由于關注的重點不相一致，導致了實現所關注的政策目標也不相同。短期經濟增長理論的政策目標是通過減稅增支等措施來實現人為地增加有效需求的非均衡增長，旨在于擺脫經濟的低迷和困境；但是長期經濟增長理論的政策目標應該是有利于促進科學技術的進步和勞動力水平的提升等方面，以至于改變限制經濟長期增長的各種要素的邊際限制，這樣可以為一國長期的技術創新提供條件和可能。以實現經濟的長期穩定增長。
（三）政策效果不同。短期經濟增長理論的政策主要在于解決短期的經濟低迷和過熱等非均衡問題。其沒有長遠性和全局性，往往對于長期經濟增長不利。然而，長期經濟增長理論又只注重于經濟長期發展的政策和產業結構等的調整等方面，以免帶來經濟的周期性波動。
（四）短期經濟政策轉換到長期經濟政策需要一個過度和轉變的過程。短期和長期的政策目標和手段差異較大，效果也存在較大的差異。短期經濟增長是指標的行為，而長期經濟增長是治本的行為。所以經濟增長要從短期的政策轉換到長期的增長政策需要一段時期的過渡和調整。
四、產業結構與經濟增長
我國經濟的持續增長，上世紀末的產業結構調整功不可沒。這說明了，經濟結構的改善與經濟長期的增長之間是密切聯系的。對于正處于經濟轉型和社會轉型時期的中國，如何保持經濟的長期持續健康增長，無疑顯得猶為的重要。結合我國的實際情況，根據過去的經驗和經濟增長理論可知，改善和調整產業結構無疑是一種保持我國經濟長期較快增長較為有效的政策選擇。
從長遠看來，雖然影響經濟增長的決定因素是技術的進步，但是一個好的產業結構也可以有效地促進技術進步和社會生產均衡。技術進步不僅與一國的科技水平有關還和人類對于自然科學的研究和探索程度、深度有關。然而，各國的產業結構卻往往差異較大。對于我國所處的發展階段和現狀，研究產業結構對于經濟的增長更加具有現實意義。
研究產業結構，也就是研究國民經濟各產業部門、區域之間以及各產業部門內部的比例構成。如果社會經濟各個產業部門之間是按照一定比例增長的，那么將有利于社會經濟的長期健康持續的增長，即有利于經濟的長期增長。如果社會經濟各個產業部門之間的變化不是按照一定的比例進行的，那么將導致社會經濟的局部甚至是總體經濟（通過產業鏈的傳導關系作用于總體經濟導致的）的失衡，導致局部或總體經濟的過熱或過冷等經濟現象。簡單說，參與社會生產的各個部門之間如果是協調發展的就有利于產業的總體提升級，也就有利于經濟的長期穩定增長，反之就不利于經濟的長期經濟增長，即出現短期的經濟波動。
產業結構的比例發展也就是產業結構的協調發展。產業結構的協調發展不是簡單的改變第一、二、三產業的比重問題，而是長期的持續的改變第一、二、三產業中各個行業或產業對于其他行業或產業的貢獻率問題。以實現各個行業和產業都能夠一起提升以更好的帶動經濟的增長和社會的進步。例如，改善基礎設施以利于交通運輸業及物流業的發展，從而可以帶動其他行業的全面發展。這就說明產業結構具有了以下的特征：
（一）產業結構的協調發展應該是一個長期的不斷變化和調整的過程。因為只有進行不斷的調整才能夠適應不斷增長的經濟的要求；才有利于更好的促進經濟的協調發展；才能不斷的推動社會進步和人民生活水平的提高。這就注定了產業結構的調整是一個動態的長期不斷變化的過程，也只有這樣才能夠適應和滿足不斷進步的科學技術。
（二）產業結構的協調發展的調整是非市場行為主導的。由于市場經濟的逐利性和盲目性，導致市場經濟不可能自動地使得各個產業能夠協調發展。所以要能夠實現產業結構的協調發展就應該是政府通過一系列的政策措施，包括財政政策措施來引導、鼓勵、支持產業結構的合理配置，當然必要的時候也可以通過提高稅收等政策措施來限制一些對經濟長期增長不利的產業發展。比如，對我國一些高耗能高污染低效率低產出的行業進行整頓等等。
（三）產業結構的協調發展對政府的要求更高。產業結構的協調發展對政府的管理水平和服務型政府的要求都提到了一個新的高度。這不僅要求政府的行為都應該是有效的，而且作為管理者的政府還應該根據國家戰略的要求來確定各個產業之間的關系和比例發展。
綜上可知，一國政府要想在已有的技術水平條件下來提高和改善經濟的長期增長，那么就得建立較為有效和合理的產業經濟結構。也就是有利于經濟長期增長并且協調發展的產業經濟結構。
從產業結構與經濟增長的角度來看，經濟的長期增長就是在一定的技術條件下各個產業經濟協調發展的結果，由于各個產業都處在最佳的發展狀態，并且還有利于其他產業的發展。這使得每個產業都是繁榮的景象，導致一國經濟總體的繁榮，經濟得以持續增長。由于產業結構是動態的協調發展，在產業結構沒有失衡的情況，一國的經濟就可以實現長期的增長。
從產業結構與經濟增長的角度來看，短期的經濟波動是在產業結構不相適應或不協調的時候，出現局部或總體經濟失衡的現象。產業結構的長期協調是不現實的，也就是說經濟增長的短期波動這是存在的，并且伴隨經濟的長期增長而存在。主要是由于市場做事或多或少的存在著摩擦。
也就是說，短期經濟的波動只是長期經濟增長的一部分，當波動較大的時候對經濟長期增長影響較大；當波動較小的時候對經濟長期增長影響有限。所以，長期經濟增長和短期經濟波動的關系就是包含與被包含的關系。長期經濟增長在短期波動中持續增長，短期經濟波動也好在長期經濟增長中得到修正。
一、農村經濟增長能夠推動農村基礎設施的發展
加強農村基礎設施建設，從而有利于提升農民群眾的收入，而且還有利于我國農業生產持續保持穩定。然而，農村地區的基礎設施建設還相當依賴于本區域整體經濟的協調發展，這就需要某種程度的區域經濟成為基礎以及支撐性的條件。農村經濟增加之所以能推動農業基礎設施建設，主要體現為：農村經濟發展程度之提升能夠為農村基礎設施的建設提供足夠多的資金支撐，而農業基礎設施建設需要的資金量非常大，只是依賴于中央財政的投入是難以為繼的，而我國農村地區的經濟發展能力之提高，能夠讓政府有更加多經費投入至當地基礎設施的建設之中。同時，我國農村經濟之發展也能對促進基礎設施的建設起到推動與促進作用。隨著我國農村經濟發展水平的持續提升，極大提升了農民群眾的收入，促進了農民群眾消費的升級，這就要求我國農村地區的醫療、衛生以及文化等各項基礎設施得到持續提升，讓原有的基礎設施能夠得以升級。
二、農業基礎設施發展和農村經濟增長實證研究
1.模型與數據。本文選用雙對數生產函數模型，對農業基礎設施建設與農村經濟增長之間的動態關系實施實證分析，其基本模型為：LnY=β1nx1+β2nx2+β3nx3+μ。在此模型之中，被解釋變量Y為農村經濟發展的變量，分別代表了農業生產、非農業生產以及農民群眾收入等三大變量，解釋變量X1、X2和X3是分別對應于各個不同發展變量的基礎設施，而μ則屬于隨機誤差項，β1、β2、β3是需要加以估計的回歸系數，分別體現出不同基礎設施對于農村經濟發展所產生的影響程度之差異。
2.研究結果。使用SPSS11.5統計軟件，對以上計量模型實施統計測算，所得到的結果具體如下。
2.1農業基礎設施發展和農業生產關系的測算結果。Ln（AY）=-6.508+0.821Ln（ROAD）+0.184Ln（ELEC）+1.934Ln（EDU）（R2=0.875，F=66.229）。該回歸式測算出農業基礎設施對于農業生產所產生的影響度。被解釋變量AY表示的是各省（市、自治區）的農業總產值，數據來源于《中國統計年鑒1997》，而三個解釋變量ROAD、ELEC以及EDU表示的則是各省（市、自治區）農村公路里程、農村用電總量以及平均受教育年份，前面兩項數據來源于1996年全國農業普查的相關數據，而最后一項平均受教育年份則是依據農業普查中關于農村住戶從業人員中文化程度的構成百分比所統計的數據，并且給予其以各不相同的文化程度年限權重之后實施加和運算之后所得到的。因為缺少的數據比較多，而山西省的數據進行分析之后屬于樣本奇異值，因而以上兩個樣本均予以排除，這樣一來樣本數量達到了28。研究結果顯示：本方程的整體顯著性良好，擬合優度也相對較高，調整R2達到了0.875之多，這充分證明了本模型具備了比較好的闡釋能力。以上三個回歸系數全部通過了5%的顯著性驗證，這就證明了農村道路、電力以及教育等三大類基礎設施對于全國范圍內農業生產發展所具備的統計學影響。其中，教育基礎設施的貢獻最為顯著,道路設施則比電力設施發揮了更大的作用。據測算，在別的條件不可改變的狀況下，農村公路的里程數、農村用電總量以及平均受教育年份每提升1%，那么農業總產值就會分別提高0.821%、0.184%以及1.934%。以上三種基礎設施產出彈性之和大于1，這就顯示出農村基礎設施發展在農業生產中的規模經濟效益。
2.2農業基礎設施發展和非農生產關系的測算結果。Ln（NY）=-4.297+0.229Ln（ROAD）+0.856Ln（ELEC）+3.259Ln（EDU），AdjR2=0.909.F=90.993。本回歸式計算出了農業基礎設施對于非農業生產所產生的影響程度大小。其中，被解釋變量NY所表示的是各省（市、自治區）鄉鎮企業的總產值，以上數據源自于《中國鄉鎮企業統計資料（1978—2012）》。解釋變量和來源與前一回歸式相同。由于與湖南缺少鄉鎮企業的產值數據，因而被排除于統計之外，樣本總數同樣是28。測算的結果意味本方程的整體顯著性偏好，擬合優度相對較高，調整R2達到了0.909，這就證明了模型解釋能力相當強勁。ROAD回歸系數已經通過10%的顯著性驗證，而ELEC與EDU回歸系數則通過了達到1%水平的顯著性驗證，這就證實了我國農村道路、電力以及教育基礎設施等對于農村非農生產的發展具備了統計學的明顯影響，其中教育基礎設施所具有的貢獻是最為突出的，但是和以上回歸結果有所不同的是，電力設施要比道路設施在非農業生產領域之中能夠發揮出更加突出之作用。在別的條件無法改變的狀況下，農村公路的里程數、農村用電的總量以及平均受教育年份每提升1%，那么鄉鎮企業的總產值就會分別增加0.229%、0.856%以及3.259%。以上三類基礎設施產出彈性的總和一樣是大于1的，這就展示出我國農村基礎設施的發展在農村非農生產之中所具有的規模化效益。
2.3農村基礎設施和農民群眾收入關系的測算結果。Ln（NI）=4.552+0.336Ln（EDU）+0.103Ln（AROAD）+0.293Ln（ATEL），Adj.R2=0.878，F=65.667。這一回歸式能夠測算出農業基礎設施對于農民群眾收入所產生的作用機制。其中，被解釋變量NI所表示的是各省（市、自治區）農村居民家庭的人均純收入，這些數據源自于《中國統計年鑒2007》。解釋變量為農業基礎設施的平均值，分別用AROAD、ATEL以及EDU來表示各省（市、自治區）的公路密度（km/10000km2)、每萬人的電話擁有量以及平均受教育年份，這些數據均來源于農業普查。在排除了與海南兩省缺失的數據之后，樣本的總數是28。測算的結果意味著本方程的整體顯著性偏好，擬合優度相對較高，調整R2達到了0.878，這就證明了模型具備了相當好的解釋能力。AROAD以及ATEL的回歸系數均在1%以上呈現出水平顯著狀態，而EDU的回歸系數在則在15%以上才呈現出水平顯著的狀態，這就證明了我國農村道路、通訊設施以及教育基礎設施均在提升農民群眾的人均收入上具備了明顯的統計學影響。這和前面兩項的測算的結果保持一致，而教育基礎設施之彈性系數還是高居首位，但是其解釋能力已經有了明顯的降低。以上三類基礎設施之回歸系數總和均小于1，證實了存在著本模型所難以解釋的其他因素也會影響到農民群眾的人均收入得到提升，比如，國家提升糧食收購的價格、大量農民進城務工等諸多因素均有可能對農民群眾收入的提升產生積極的影響。
三、結語
綜上所述，本文應用計量經濟的模型對農業基礎設施和農村經濟增長之關系實施了實證驗證，結果證實了農村道路、電力、通訊以及基礎設施建設水平對促進中國的農業生產、非農生產和農民群眾的人均收入均具有直接的影響，而且農業基礎設施在農業以及非農生產的發展過程增長中都發揮了明顯的規模成效，這樣一來就能夠為加強我國新農村建設提供更多、更好的理論依據，展示出我國農村基礎設施建設的新成就，進而在經濟社會協調發展中發揮更為重要積極作用。
作者：張艷 單位：濰坊學院建筑工程學院
傳統觀點認為，尋租導致資源非有效配置，引發了對尋租的經濟增長效應進行經驗檢驗的大量研究。由于分析方法和數據不同，得出的結論也不盡相同。我國目前處于轉型時期，制度設計的不足或缺失導致尋租出現，這就有必要了解尋租對我國經濟增長的影響，為制定應對政策提供數據支撐。
國外主要有三種思路：通過尋找尋租和生產的替代指標進行分析，結果都表明尋租對經濟增長有負面影響；采取內生和外生經濟增長模型進行分析，一般認為尋租阻礙了經濟增長；從政治經濟學和內生增長模型的分析框架出發，顯示尋租促進了經濟發展。
以上研究對分析我國尋租的經濟增長效應提供了方法和基礎。然而，國內對該問題的研究較少，目前只有楊燦明和趙福軍就腐敗的經濟增長影響進行了定量研究，發現行敗降低了經濟增長率。而對尋租的經濟增長效應進行經驗分析的文獻基本沒有。本文在借鑒國外對尋租及其影響的研究基礎上，對我國尋租的經濟增長效應進行定量分析，并得出一個基本結論。
二、模型和各指標計算
為研究尋租的經濟增長效應，我們參考Brumm提出的分析方法，但對模型進行調整：用人均GDP增長率（PCGDP）替代GDP增長率、人均產值和人口增長率；稅收結構（TS）用中央稅收占全國稅收比重表示；人力資本指標用人力資本存量增加量占當年GDP比重（HC）表示；投資收益率用投資效率（IE）替代。據此將模型轉換成：
PCGDP=c+?茁1×RS+?茁2×TS+?茁3×HC+?茁4×IE+?著(1)
研究區間為1988～2002年。上述各指標中，1988～2002年的PCGDP、TS和IE以及1988年、1992～1996年的租金可直接獲得，1991～2002年的HC可計算獲得，缺少的數據參照文獻計算得出。
參照孫景蔚（2005）的分析方法，得到1987～1989年的人力資本存量，進而得到1988～1990年的HC。由于數據獲取不便，假定1987～1989年的衛生總費用和教育衛生消費總額占當年GDP比重與1991年相同，則根據1991年的相關數據，可得出1991年的教育衛生消費總額占當年GDP的1.88％。由1988～1990年的教育支出額，得出1987～1989年的人力資本存量分別為1552.22億、2241.78億和3031.25億元。
采取萬安培（1998）提出的四分法來計算其它年份租金：（1）基本持平的租金包括公共福利待遇基金、稅差、雜項租金以及股份制和房地產開發產生的租金，總計為2100億；（2）持續減少的租金指企業虧損補貼和價格補貼。但1996年的實際價格補貼為453.91億，而非330.50億；（3）基本消失的租金指匯差。考慮到該項租金1988年為930.43億、1992年為1157.1億和1992年后為零，將1988～1992年的匯差進行平均計算，得到1989、1990和1991年的匯差分別為987.1億、1043.8億和1100.4億；（4）持續增加的租金指利差租金。中國人民銀行1998年12月7日公布的六個月短期貸款利率為6.12％，5年期以上貸款利率為7.56％，而2002年2月26日分別為5.04％和5.76％。考慮前人研究，設定1988～1991年的實際利差為10％，1997年為7％，1998年及以后為6％。此外，萬安培（1998）計算1993～1996年銀行貸款總額用的是國家銀行信貸資金運用額，但采取了金融機構法定貸款利率。為與文獻保持一致，1988～1996年間，將國家銀行信貸資金運用額視為銀行貸款總額；1996年以后，為與利率保持一致而采取金融機構貸款總額。結合文獻和上述分析，得到1988～2002年的租金。
三、尋租與經濟增關系的定量分析
按照Brumm的分析，β2小于0、β3大于0和β4大于0。將上述各數值代入方程（1），得到方程（2）（見表1）。發現除HC外，其它指標都通過了5％的顯著檢驗，方程整體擬合較好。各指標與PCGDP的關聯性與Brumm的研究保持一致，即與TS負相關、與HC正相關、與IE正相關。此外，方程（2）還表明，RS與PCGDP負相關，即尋租占GDP比重越大，經濟增長率就越小。
注：(1)括號內為P值，以下規定相同。
(2)*、**分別表示通過1％、5％和的顯著檢驗。
為考察各指標對尋租的經濟增長效應影響，將方程（1）變形，得到方程（3）～（8）。可以看出，TS和IE對PCGDP的影響符合上述分析，并且一般較為顯著；HC對PCGDP的影響存在兩種可能，一是與上述分析不相吻合，一是與上述分析吻合但未通過顯著性檢驗；RS對PCGDP的影響均為負相關，但方程（7）沒通過顯著性檢驗。
上述分析表明，尋租占GDP的比重與人均經濟增長率表現為負相關。然而，由測度尋租的方法可以看出，隨著匯差消失、企業虧損補貼和價格補貼逐漸減少以及持平租金基本穩定，資本市場不完全的利差逐漸成了尋租的主要部分。社會信貸額增加將導致租金增加，但與此同時，社會投資對我國經濟增長有促進作用。這隱含著當經濟發展到一定水平，尋租與經濟發展應呈現出正相關。由此提出一個問題，尋租的經濟增長效應是否會隨著經濟發展水平不同出現轉向，即兩者是否存在倒U關系。為分析二者的關聯性，構建如下方程
式（12）表明，當人均GDP為7291.2元，尋租占GDP的比重最小。分析發現，當人均GDP小于7291.2時，尋租占GDP的比重與人均GDP負相關，當人均GDP大于7291.2，兩者呈現正相關。由此得到結論：當我國經濟發展比較滯后，尋租阻礙了經濟發展，當發展到一定水平，尋租促進可經濟發展。這種情況可能是我國現有的金融體制造成的。經濟的快速發展，尤其是私有企業發展迅速，需要暢通的融資渠道，但金融體制阻礙了企業發展需要的配套資金。為實現可持續發展，企業要花費巨額成本來獲取貸款，導致社會成本增加，從而出現尋租與經濟發展齊頭并進。
四、基本結論
關鍵詞：經濟增長；政府消費；協整檢驗；誤差修正模型
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A
原標題：政府消費對經濟增長影響的實證分析―以甘肅省為例
收錄日期：2011年11月4日
一、引言
在國外需求不足的情況下，擴大內需成為拉動我國經濟增長的重要手段。政府消費與居民消費一起構成總消費，是一國最終需求的重要組成部分，增加政府消費支出，是擴大內需的重要手段。政府消費對經濟增長的影響，長期以來在國內外的理論和經驗研究中，都是有爭議的。一種觀點認為，政府消費能夠提供公共教育、國防和社會凝聚力等純公共物品和服務，這些公共物品和服務有助于促進民間部門生產率的提高，因而政府消費的增加對民間產出具有正的外部效應，有利于經濟增長。但另一種不同的觀點則認為，政府消費也存在“擠出效應”，由于政府的消費來源主要來自于稅收，增加政府消費，就等于將一部分資源用于公共用途，減少了民間部門的使用，其結果是縮小了經濟活動的規模，從而導致資源配置偏離最具生產效率的狀態，阻礙經濟增長。本文以甘肅省為例，運用計量方法，通過協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型，量化政府消費支出與經濟增長之間的關系，重在考察政府消費支出對經濟增長的作用機制和作用方向，為調整我國財政支出結構等問題提供實證依據。
二、政府消費對經濟增長實證分析
1、數據來源。本文選擇的數據是1978～2010年甘肅省的經濟增長（GDP）與政府消費（GOC）的年度數據。數據資料來源于甘肅經濟信息網。為了減弱時間序列的異方差性，分別對經濟增長與政府消費進行對數處理，分別用LGDP、LGOC表示經濟增長和政府消費。
2、時間序列的平穩性檢驗。假定上述兩個時間序列服從AR（P）過程，使用ADF統計量進行單位根檢驗。（表1）由表1可知，LGDP與LGOC時間序列ADF統計值分別比對應的顯著性水平為10%的臨界值都要大，因而它們都是非平穩的，存在單位根。經過一階差分后，LGDP、LGOC的ADF統計值分別比對應的顯著性水平為5%的臨界值都要小，所以LGDP與LGOC只存在一個單位根，即二者都是1階單整的。
3、協整檢驗。由表2的檢驗結果可知，LGDP與LGOC存在協整關系，甘肅省經濟增長與政府消費存在長期均衡關系。可見，殘差序列通過ADF檢驗，并且DW值接近2，不存在自相關問題。（表2）
兩個非平穩序列有協整關系可用普通最小二乘法進行回歸分析，回歸方程：
LGDP=1.589484+1.049643LGOC
估計式表明，甘肅省政府消費乘數約為1.05，即政府消費每增加1單位，將帶動經濟增長1.05個單位。
4、建立誤差修正模型。協整關系表述的是變量之間的長期均衡關系，而誤差修正模型表述的是變量之間的短期調整關系。對其建立誤差修正模型為：
LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc
在上述誤差修正模型中，誤差修正項ecm的系數大小反映了偏離長期均衡的調整力度，從系數估計值（-0.217191）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.217191的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
5、格蘭杰因果關系檢驗（表3）。通過檢驗，我們得到在滯后1～4期經濟增長與政府消費的關系一直比較穩定：政府消費對經濟增長存在顯著的格蘭杰影響，而經濟增長對政府消費不存在這種關系。
三、結論
通過以上實證分析可得，1個單位的政府消費可以促進1.05個單位的經濟增長。政府消費對經濟增長具有顯著的格蘭杰關系。格蘭杰因果檢驗表明政府消費對經濟增長存在顯著的格蘭杰影響。政府消費是社會總需求的組成部分，政府消費支出擴大可以提高消費率，直接促進經濟增長。建立誤差修正模型為：LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc估計的結果表明經濟增長與政府消費之間存在短期調整關系。在短期，政府消費對經濟增長的作用明顯，當期政府消費增長率每增加1%，經濟增長率增加0.373119%。誤差修正項系數的大小反映了短期對長期均衡的調整力度，誤差修正系數為-0.217191，表明調整力度較為有力。
四、政策建議
由以上分析可知，甘肅省政府消費對經濟增長具有顯著的促進作用，可以通過政府消費帶動內需，擴大消費對經濟增長的拉動作用。由于中西部省區醫療、教育、文化、衛生、體育等比較落后，擴大政府消費支出，可以提高勞動力的素質和勞動生產率，促進人力資本的積累，推動經濟增長路徑從要素投入驅動型向生產效率提高型轉變，為經濟增長注入持續的動力，從而改變依靠資本、資源與勞動力等的高投入的發展模式。
主要參考文獻：
[1]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模：EViews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.
[關鍵詞]國內貿易；經濟增長；計量分析
[中圖分類號]F0632[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2013）46-0118-03
1引言
隨著經濟的全球化，國與國之間的競爭越來越激烈，國際貿易對一國經濟增長的影響是不言而喻的。受美國次貸危機的影響，我國的出口疲軟，在新的國際經濟環境下如何保持我國經濟持續穩定的增長成為了大家關注的問題，大家不約而同將研究的目光轉向了國內市場。有數據顯示，改革開放以來，我國社會消費品零售總額從1978年的15586億元上升到了2012年的210307億元，增長了超過130倍，國內貿易的快速發展對經濟增長作出了巨大的貢獻。
2文獻綜述
國際貿易和國內貿易在一國或一個地區經濟發展過程中是同時存在的，在該國或該地區經濟增長中都發揮了舉足輕重的作用。可是，學術界對這兩種貿易與經濟增長之間的關系的研究熱度卻相差很大，主要集中在國際貿易與經濟增長的關系上。國外有關貿易與經濟增長關系的研究主要集中在外貿上，而研究國內貿易與經濟增長關系的文獻相對而言卻不是很多。Helliwell和Verdier以加拿大為樣本，運用人口加權平均測距法來研究貿易的省界效應，他們發現，規模較大的省份有較強的省內貿易偏好，而規模較小的省份這種偏好則相對較弱，也就是說，貿易的省界效應因省份的大小不同而不同。Frankel和Romer以德國為樣本進行研究發現，對于擁有更多國內貿易機會的大國來說，控制國際貿易將更有利于其收入水平的提高，國內貿易如同國際貿易一樣是通過增加資本積累和提高資本產出率來提高收入的。
在我國，雖然改革開放以來國內貿易發展較快，其對經濟增長的貢獻也與日俱增，但有關二者關系的研究卻相對不足。高國力認為國內區際貿易在一定程度上擴大了區域經濟增長的不平衡程度。熊賢良較早且較為深入地研究了二者的關系。他指出：如果我國輕易放棄適合于自己的貿易與發展戰略，將可能為自己的長期發展帶來極為不利的影響，鑄成“歷史性的錯誤”。周懷峰認為國內貿易對產品、產業以及國家競爭力提升具有重要作用。上述文獻主要從理論方面對發展國內貿易促進經濟增長的可行性、重要性及方式、方法進行分析。在實證分析上，徐映梅、田靜運用格蘭杰因果檢驗和協整檢驗驗證了國內貿易對經濟增長具有較強的正向作用。而沈坤榮、李劍運用逐步回歸、殘差分析等方法進行研究，發現國內貿易比重和人均產出呈現顯著的負相關性。云松研究了國內貿易與經濟增長之間的關系，得出國內貿易與經濟增長之間存在比較密切的關系。
本文通過對各變量進行相關性檢驗和多元回歸分析來考察國內貿易與經濟增長之間的關系，并比較國內貿易、固定資產投資和進出口等變量對經濟增長的影響。
3實證分析
31模型介紹
國內貿易并不是經濟增長的唯一原因，所以有必要分析其他因素對經濟增長的影響。為此，進行多元回歸分析。
32數據說明
本文分析中，采用GDP（Y）代表經濟增長，社會消費品零售總額（X1）來代表國內貿易，對于投資用固定資產投資（X2）來衡量，而進出口是用進出口額來衡量的（進口總額為X3，出口總額為X4），對這些數據取自然對數以消除時間序列中存在的異方差。所有分析用的數據都來源于相關年份的《中國統計年鑒》，分析時間段為1991—2011年。
33相關性分析
首先看各變量之間的關系，使用Eviews計量軟件分析見表1：
從相關性系數看，各變量之間的相關系數都很大，其中社會消費品零售總額與固定資產投資的相關系數高達09931，固定資產投資與進、出口總額的相關系數都在098以上，進口總額和出口總額與社會消費品零售總額的相關系數比較接近，同樣也很高。這說明社會消費品零售總額、固定資產投資、進口和出口之間存在著密切的聯系。因此，各變量之間存在著高度的正向相關性，同時，也表明各變量之間很有可能存在嚴重的多重共線性。
34多元回歸分析
影響經濟增長的因素比較多，因此我們需要分析其他因素對經濟增長的影響，來與國內貿易這個因素對經濟增長的影響程度進行比較。我們在做多元回歸之前，都需要看這些變量之間是否具有相關性，也就是檢驗變量之間是否存在多重共線性。
我們可以通過方差膨脹因子（VIF）來檢驗各變量之間是否存在多重共線性。
四個解釋變量的方差膨脹因子都大于30，表明模型存在嚴重的多重共線性。
通過上面的分析可以得出這些自變量的相關性很高，且存在嚴重的多重共線性。在自變量存在多重共線性時，估計量的誤差往往會變得很大，造成估計不精確，甚至無意義。為此需要尋找一個能夠克服多重共線性的分析方法，處理多重共線性的方法有很多，比如逐步回歸法、嶺回歸法和主成分回歸法。因為本文分析的所有變量都是具有經濟意義的，所以采用主成分回歸法。
因此可得主成分表達式：
從回歸方程可以看出，各變量對經濟增長都起著正向的促進作用，當社會消費品零售總額（X1）增加1億元時，GDP（Y）平均增加0499億元。同理，當固定資產投資（X2）、進口總額（X3）、出口總額（X4）增加1億元時，GDP平均增加05億元。國內貿易在經濟增長中的地位日益突出，前些年相對比較弱勢的國內消費日漸壯大起來，這也表示促進國內消費是重要且正確的舉動。
4結論與建議
本文主要運用定量研究的方法來對相關變量進行分析，通過以上分析可以得出，國內貿易與經濟增長之間具有長期穩定的關系。為了進一步了解國內貿易對經濟的影響程度，因此在原來的基礎上加入了影響經濟增長的其他因素——投資、進口和出口。通過實證分析，可以得知經濟增長與國內貿易的相關性非常高，同時也說明兩者之間存在長期穩定的關系。現實情況也與之相符合，在經濟保持平穩發展的同時，全國消費品市場也保持了穩定的增長態勢。國內貿易對經濟增長的影響最大，固定資產投資次之。出口對經濟增長的影響位居第三。因此，在關注國外市場的同時，對國內消費應該給予更多的引導，提高國內貿易的水平，改變過去依賴出口、投資來帶動經濟增長的做法。根據前面的分析，可以知道我們國內貿易與經濟增長之間存在比較密切的關系。因此，為了加快經濟增長，在繼續開展國外市場的同時，應該主要著力于國內貿易水平的提高，為此給出以下建議。
41積極發展農村消費市場
隨著我國經濟持續較快的發展，國家對農村支持力度也在不斷加大，農民收入相應穩步增長，農村消費狀況逐漸改善，消費水平也逐步提升。可是與城市消費市場相比，農村消費市場的總體水平依然偏低，城鄉之間的差距仍舊明顯。我國農村約有8億人口，占全國人口總數近2/3，卻只消費了全國1/3的商品，由此可以看出農村消費市場潛力巨大。2009年以來，為應對金融危機，國家實施汽摩下鄉、家電下鄉等一系列政策，使得農村消費市場潛能得到開發，發展農村消費市場的政策效果比較明顯。廣大農村消費市場的啟動，將會成為推動中國社會消費品零售總額快速增長的重要力量。
42促進零售業態發展
鼓勵和引導連鎖經營企業采取多種投資方式，促進連鎖經營規模的迅速擴張。重視各種超市、折扣店、購物中心、便利店、百貨店、專賣店及專業店等為代表的各類零售業態的發展。同時，鼓勵和吸引國內外流通主體向我國投資、到我國發展。
43重視國內貿易，科學發展對外貿易
從世界其他國家內外貿發展歷程來看，內貿發展一般是先于外貿，內貿是外貿的基礎，外貿是內貿的補充和擴展。我國是一個發展中國家，現處于社會主義初級階段的國情，使得我們需要依靠和發展外貿，但作為大國擁有大國優勢，貿易應當立足國內，優先發展內貿，因此，發展貿易要講求科學合理。
44完善信用體系，創新國內貿易方式
信用是市場經濟的靈魂，完善的信用體系是貿易得以發展的必要條件。完善國家信用體系有利于促進國內貿易發展，在完善信用體系的同時，要積極借鑒國際貿易經驗，創新國內貿易方式，從而平衡信用體系建設滯后對內貿發展帶來的不利影響。
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關于進出口貿易與經濟增長的關系,亞當•斯密提出了“剩余的出路”理論,認為將國內閑置的資源用來生產產品并將之出口,會促進一國經濟增長;羅伯特遜提出對外貿易是經濟增長的發動機的命題。而關于進出口貿易與經濟增長的關系最直觀、最經典的莫過于凱恩斯的國民經濟恒等式(用支出法表示):Y(GDP)=C+G+I+(EX-IM)。凱恩斯認為出口是可以使一國GDP增加的因素,而進口是使一國GDP減少的因素,即凱恩斯從靜態的角度分析了進出口貿易與經濟增長的關系。
(二)進口對經濟增長的促進作用
大衛•李嘉圖指出:通過進口從國外獲得較便宜的食品等生活必需品及原材料,就能穩定物價,阻止工資上漲,保證資本積累,促進經濟增長;約翰•穆勒認為,通過進口本國缺乏的原材料和機器設備等物質資料可以提高勞動生產率,加速儲蓄的增加,從而獲得資本積累的增加;羅伯特遜認為進口是經濟成長的主要因素等。
國內學者從實證角度(梁琛等,2004;蘇均和,2004;劉曉鵬等,2001)分析了進出口貿易與我國經濟增長的關系,結論如下:梁琛等認為我國的進出口增長與經濟增長三者存在著長期穩定的動態均衡關系,進口增長與GDP增長之間存在著互為促進、互為因果的關系,而出口僅能在短期內單向促進經濟增長;蘇均和認為應該對進口和出口對經濟的促進作用進行再認識,他在文章中實證指出,進口不但能促進經濟增長而且其貢獻度比出口要大;劉曉鵬揭示了我國進口對國民經濟增長具有較強的促進作用,并論證了為什么出口與我國經濟增長存在弱相關性,也即進口在一國經濟增長的作用方面,其重要性大大超過了出口。
中國與東盟進出口貿易基本情況
東盟(文萊、緬甸、柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南)與我國毗鄰,目前擁有450萬平方公里國土、約5億人口,GDP接近1萬億美元,是我國比較穩定的貿易伙伴。1978-2007年中國與東盟的進出口貿易情況(見表1)。
中國與東盟雙邊貿易額逐年擴大,且增速較快。據中國海關統計,1990年至2003年間,中國與東盟貿易總額年均增長20.86%,比同期中國整體對外貿易的年均增長率快4.25%。2007年中國對東盟進出口總額突破2000億美元,達到2025.08億美元,是1978年的近2000倍。
20世紀90年代以前,中國與東盟的貿易都是中方順差(1987年例外)。自1993年起,中方出現逆差并且逆差逐年擴大。2000年,中國對東盟的貿易逆差達48.4億美元,東盟成為中國對外貿易逆差的主要地區之一。2004年,中國對東盟貿易逆差增至200億美元,比上年增加了23%,是我國第四大貿易逆差地區。2005-2007年,中國與東盟的貿易逆差也平均保持在180億美元以上。
從東盟進口與我國經濟增長相關性分析
本文根據1985-2004年中國對東盟進口和GDP的情況繪制散點圖(見圖1、圖2)。
從圖1、圖2可以看出,進口和經濟增長的趨勢基本相同,進口和GDP之間可能存在長期關系。
先對GDP和進口數據進行整理并取對數。由于GDP中包含有凈出口額EX-IM,所以將其剔除,得到新的GDP,由于外貿對GDP的影響具有時滯效應,本滯后一期的分析。對1985-2007年的有關數據處理后用Eviews對從東盟進口對數增長率與GDP對數增長率進行最小二乘法回歸分析,結果(見圖3)。
由圖3可知,當年進口每增加1%,促進經濟下一年增長0.5133%;本例中S.E=0.094099,比較小,說明解釋變量與被解釋變量之間存在比較強的函數關系,代表性比較好;R-square=0.988244,說明樣本回歸直線的解釋能力為98.82%,表示我國GDP的總變差中,由解釋變量從東盟進口值解釋的部分占98.82%,或者是,我國GDP變動的98.82%均可以從樣本回歸直線中得到解釋,模擬的擬合優度比較高。同時,T=93.03090,說明從東盟進口對我國GDP有著顯著性影響。
從東盟進口促進我國經濟增長的機理分析
我國經濟發展對東盟市場存在原材料依賴,對東盟進口原材料需求增加,導致逆差進一步擴大,生產性資料的進口無疑會促進國民經濟的增長。隨著我國近年經濟的快速發展,從東盟進口的原材料也在增加,并且出現較大的逆差現象。如2004年1-5月份我國從印度尼西亞、馬來西亞進口的木材及其制品分別為2億美元、2.6億美元,僅這一項兩個合計逆差就達到4.48億美元。
大量進口零關稅的商品,有利于穩定物價,優化我國商品結構,促進經濟增長。2002年我國與東盟簽訂了《中國-東盟全面經濟合作框架協議》,擬在10年之內建成中國-東盟自由貿易區,并且規定在建設中國-東盟自由貿易區的過程中,從2004年1月1日起,開始實施早期收獲計劃。早期收獲計劃的實施是使中國與東盟各國之間的近600種農產品實施零關稅,而在這些商品中我國的競爭力弱于東盟,因此早期收獲計劃實施之后,我國會進一步擴大對這些商品的進口,而他們的進口有利于穩定物價,改善農產品商品結構,最終促進經濟增長。
從生產率角度看經濟增長,經濟增長的主要因素是要素供給的增加和全要素生產率的提高。要素供給投入的增加包括資本和勞動供給的增加,全要素生產率的提高則包括人力資本和物質資本質量的提高及制度創新、技術進步等。西蒙•庫茲尼次認為“與現代經濟增長相聯系的按人口平均產值的高增長率,應主要歸功于生產率的高增長率,即單位投入的高增長率”;“勞動力和資本質量的改進不是由資源的任何額外投入所引起的改進,是近代經濟增長具有突出特征的按人口平均產值高增長率的主要原因”。這些要素與進口和利用外資關系密切,因為在進口的商品和服務中包含了大量的先進資本和技術,在當年是以靜態的數字加入GDP總額中,大量的先進機器設備和技術的進口將帶動科技進步和生產率的提高。我國從東盟10國進口的商品中,資本及技術密集型產品比重超過50%,其中從馬來西亞、新加坡、菲律賓進口的機械及運輸設備占60%,這些對經濟的增長是有利的。
另外,約翰•穆勒認為,通過貿易可以得到該國經濟獲得持續進行所必須或不可缺少的物質資料,從東盟進口的機器設備并非我國不能生產,而是基于比較利益的需要。馬克斯•科登提出,大量進口投資品,會使國內投資品對消費品相對價格降低,投資成本下降,投資率的提高無疑會帶動經濟增長率的上升。
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關鍵詞：對外貿易；經濟增長；現狀；分析；政策建議
一、導言
隨著中國改革開放由沿海向內地的加速推進和國家“中部崛起”戰略的實施，安徽省的區位優勢逐漸顯現。安徽省是長三角地區的縱深和腹地，是沿海發達地區江、浙、滬等最毗鄰的一個省。改革開放以來，安徽省外貿進出口額由1978年的不足1000萬美元，發展到2008年的41.8億美元，年均增長率近25%，出口占GDP比重已由1978年的0.1%上升到2008年的5.7%。2008年全省GDP達到8874億元，全年進出口總額達204.35億美元，實際利用外資達34.89億美元，經濟外向度迅速上升至17.07%。但是，目前安徽省的經濟外向度還處于較低水平，不僅遠低于全國69.6%的水平，而且全年進出口總額僅占全國的0.7%左右，可見，與全國相比，安徽省外貿出口額占GDP的比重、人均水平均明顯偏低，對外貿易發展的差距還很比較大。
為此，安徽省委、省政府提出把對外開放作為主戰略、把招商引資作為經濟工作重中之重的戰略思想，但是對外貿易對安徽省經濟增長是否具有促進作用，以及促進作用大小如何，如何促進安徽省對外貿易的發展，這是安徽省對外經濟貿易必須要解決的問題，也是本文研究的目的所在。
二、對外貿易與經濟增長關系的相關文獻綜述
（一）國外有關對外貿易與經濟增長關系的論述
第一，“對外貿易促進”論。該理論創始人是英國古典經濟學家亞當·斯密，他提出，分工的發展是促進生產率長期增長的主要因素，而分工的程度則受到市場范圍的強烈制約。對外貿易是市場范圍擴展的顯著標志，因而對外貿易的擴大必然能夠促進分工的深化和生產率的提高，加速經濟增長。
第二，“對外貿易無關”論。其主要觀點是：從短期來看，一國經濟增長主要取決于投資需求、消費需求和凈出口需求三個因素。但是，如果從長期供給的角度分析，經濟增長的主要因素則是要素供給的增加和全要素生產率的提高兩大類，與對外貿易沒有關系。
第三，“對外貿易悲觀論”，其主要觀點是自由貿易不利于經濟發展，尤其是不利于發展中國家的經濟發展：自由貿易會加劇發展中國家貿易條件的惡化，導致發展中國家出現外貿與國際收支逆差，不利于發展中國家的資源利用和產業發展，而且自由貿易所決定的生產專業化對發展中國家十分不利，可能會導致更大的國際不平等。因此，發展中國家往往有必要采取保護措施，重新安排投資和配置資源。
（二）國內有關對外貿易與經濟增長關系的論述
改革開放以來，快速發展的進出口貿易一直被視為拉動中國經濟增長的“引擎”，但也有不同的聲音。例如，張小濟等（1999）等發現“貿易順差與國內生產總值增長之間呈負相關”；彭福偉（1999）提出“凈出口對經濟增長的拉動往往與國民經濟增長呈反方向運行趨勢”等。
隨著國內有關對外貿易對經濟增長的影響分析日益成熟，越來越多的學者就這一問題紛紛提出自己的觀點：李健（1998）概括了出口對經濟增長的作用；張明玉（1999）則認為在經濟起飛過程中，出口對經濟增長顯示出強大的推動作用，自改革開放以來，進口對經濟增長的作用更為明顯；許啟發和蔣翠俠（2002）通過實證分析發現中國對外貿易與經濟增長之間存在著極強的相關性，主張進口貿易與出口貿易并重。
三、安徽省對外貿易與經濟增長的相關性分析
（一）數據的選取
本文數據的選取取自《中國金融年鑒》和《安徽統計年鑒》，樣本數據為安徽省1990-2007年度的數據（見表1）。
（二）協整關系檢驗
為了分析對外貿易與經濟增長的相關性，在假定其他因素對經濟增長的影響不變或影響是平穩的基礎上，以GDP為因變量，分別以進出口總額、出口額和進口額為自變量進行協整檢驗。用Y表示GDP，X表示進出口總額，X1表示出口額，X2表示進口額，借助 Eviews5.0軟件進行協整關系檢驗（見表2）。
協整方程為：
Y=-1098230+66365.45*X1-66322.76*
X2+66357.35*X+994*T
X=6.29-1.02*X1-0.99*X2+669*T
表2說明，安徽省經濟增長（GDP）與出口、進口、進出口之間存在著長期穩定的均衡關系。協整方程還表明，經濟增長與出口、進出口之間呈現出同方向變動關系說明，安徽經濟增長過程中存在顯著的“外貿驅動”跡象。
（三）安徽省進出口額增長率與GDP增長率的相關性分析
如圖1所示，安徽省進出口總額的年增長率與安徽省GDP的年增長率并沒有存在顯著的相互依存性，這表示安徽省進出口對GDP的增長雖有著影響，但不是起決定性作用，說明安徽省對外貿易需要進一步發展，才能促進安徽省經濟的發展。
四、安徽省發展對外貿易的政策建議
（一）優化出口商品結構
安徽省出口商品結構不太合理，還沒有擺脫依靠初級產品、簡單加工、以量取勝的傳統模式，仍處于粗放式數量增長型發展階段。工業制成品出口提升速度較慢，機電產品、高新產品等具有高附加值產品出口份額較低，國際市場競爭力弱；且未形成多元化的出口市場，難以有效地規避風云變化的國際局勢對外貿出口的影響。因此，要優化安徽省的出口商品結構擴大機電產品和高新產品的出口，推動出口貿易持續、健康的發展。
（二）積極有效利用外資，提高利用外資質量
繼續將招商引資作為經濟工作的重中之重，推動全省利用外資總量上較大跨越，質量上明顯提升。把承接國際產業轉移與推動全省產業結構升級更好地結合起來，著力提高對外資技術和管理的消化、吸收、創新能力，在更高層次上發揮外資對安徽省經濟社會發展的積極作用。
（三）大力培育新的出口增長點
越來越多統計數據和研究成果表明，中小民營經濟已成為主宰地區經濟發展快慢強弱的重要標志，各地區經濟差距主要體現在中小民營經濟上。但是安徽省的中小私營企業發展水平較低，沒有發揮它們應有的作用。政府要將對扶持中小企業的政策落實到位，大力促進中小企業的健康發展，引導中小民營企業“走出去”，培育新的出口增長點，從而拉動安徽省經濟的發展。
（四）利用區位優勢，發展安徽省經濟
安徽省地處華東經濟板塊的腹地，有著較好的產業基礎，投資成本也相對較低。在經濟全球化的大背景下，世界制造業基地正向中國轉移，東部沿海發達地區產業正在向中西部梯度轉移，安徽省應該充分利用自身的區位優勢和比較優勢，積極融入長江三角洲的經濟圈中，學習相鄰發達省市的經驗，實現在更大范圍內、更高層次上參與國內國際經濟交流與合作，拓展安徽在國內外市場的空間，保持促進經濟加快發展的強大需求能力，促進自身經濟的發展。
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【關鍵詞】人力資本；經濟增長；貢獻；影響因素
人力資本（Human capital）是指勞動者受到教育、培訓、實踐經驗、遷移、保健等方面的投資而獲得的知識和技能的積累，亦稱“非物力資本”。由于這種知識與技能可以為其所有者帶來工資等收益，因而形成了一種特定的資本——人力資本。經濟學以及新經濟增長理論都認為人力資本是經濟增長最重要的因素。隨著世界經濟的發展，人力資本對經濟增長的作用顯得越來越重要。本文主要就人力資本與經濟增長關系的研究進行綜述，并針對人力資本對經濟增長的作用機理進行分析。
一、人力資本與經濟增長的理論研究進展
英國古典政治經濟學創始人之一的威廉·配第（William Petty， 1623-1687）在其代表作《政治算數》中提出：“土地是財富之母，勞動是財富之父”的觀點，認為勞動和土地共同創造價值，并在1976年將作戰中的武器和其他軍械的損失與人類生命的損失進行比較，這是首次運用了人力資本的概念，被認為是人力資本最早的思想萌芽。亞當·斯密（Adam Smith，1723-1790）首次較為系統地論述了人力資本對經濟增長的影響。他不僅分析了勞動、土地和資本三個要素對經濟增長過程的作用，還論述了技術進步和勞動生產率提高的問題。亞當·斯密認為分工“實際上是經濟進步的唯一因素”[1]。另外，亞當·斯密還對人力資本的收益問題進行過相應的論述，“學習是一種才能，需要教育，需進學校，需做學徒，所費不少。這樣費去的成本，好像已經實現并且固定在學習者身上。這些才能，對于他個人自然是財產的一部分，對于他所屬的社會，也是財產的一部分”[2]。古典經濟增長理論強調了知識創造生產力的重要性，但是，古典經濟增長理論只是用定性的方法來表述各個因素之間的相互作用，并沒有在數量上反映出這些因素對經濟增長貢獻的大小。對此，舒爾茨說：“雖然古典經濟學家在著作中看到了人力的現實意義，但是人力資本很少被納入經濟學的正規核心內容之中”[3]。
現代經濟增長理論發端于20世紀40年代，其理論可以根據時間順序進行劃分，從哈羅德-多馬模型（Harrod-Domar Model）開始，到新古典經濟增長模型，再到新劍橋增長理論，最后到新增長理論。
哈-多模型的一個重要結論是經濟增長的根本動力在于物質資本的積累。這在他們說明勞動、技術不變時，增加物質資本能提高經濟增長率是正確的。哈-多模型的主要缺陷在于，它是用通常的短期分析工具來分析長期問題，從而造成了有保證的增長率與自然增長率之間的根本對立。
新劍橋學派的經濟增長理論和新古典學派的增長理論幾乎是在同一時期形成的，其經濟增長理論有兩個主要特點：一是認為新古典模型各個要素很難均衡地變動，因此其內在不穩定；二是把收入分配作為經濟穩定增長、實現充分就業的重要因素。
美國經濟學家羅默（P.M.Romer）、盧卡斯（R.E.Lucass）和英國經濟學家斯科特（M.F.G.Scott）等人，在對索洛等新古典增長模型提出批評的基礎上運用數學化、微觀化的新方法，分別建立了具有各自特點的經濟增長模型，從而形成了流行于西方國家的“新經濟增長理論”。
二、人力資本對經濟增長的作用機理
人力資本理論及其作用的研究大致存在以下兩個方面的問題。第一，人力資本拓展了資本的內涵，但人力資本與人們通常所說的資本區別是什么，如何界定它們的不同；第二，許多經濟學家在人力資本測量方面做了大量工作，目前定量檢驗人力資本對經濟增長貢獻的文獻不少，但定量分析仍沒有獲得令人信服的結果。針對這些問題，可以進行如下分析：
人力資本不同于一般意義上的資本，它屬非物質財富，需要依靠人和物質來承載，不能作為直接的投入要素，它對經濟增長的作用主要是通過自身承載的智慧作用于創新、勞動工具承載的智慧作用于生產來實現的。在人力資本與一般資本的概念界定清楚之后，人力資本的計量問題和實證研究方法選擇是人力資本研究中的一大難題，未來的研究是要開發出一套衡量人力資本大小的指標和計量人力資本對經濟增長影響的新方法。另外，還要注重人力資本的影響路徑、人力資本與生產結構的匹配，以及激勵人力資本發揮影響的制度安排等。
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關鍵詞 人口規模；資源稟賦；經濟增長；交易效率
中圖分類號 F061.2 文獻標識碼 A 文章編號 1002—2104（2012）10—0158—06 doi：10.3969/j.issn.1002—2104.2012.10.023
“人口規模”假說和“資源詛咒”假說是經濟學領域的兩個熱點問題。前者認為，人口規模越大，經濟增長越快；后者認為，自然資源貧乏的國家比相對豐裕的國家經濟增長得更快。我國人口眾多，人均資源貧乏，雖然兩種假說在學界至今還沒有取得共識，但在當今人口危機和資源危機的大背景下，重新審視人口規模與資源稟賦在經濟增長中的作用顯得尤為緊迫和重要。我國是否存在“人口規模”假說和“資源詛咒”假說？如果不存在，什么因素才是促進我國經濟增長的支撐點和動力源？本文綜合考慮人口規模與資源稟賦兩種因素對經濟增長的作用，建立新興古典模型并進行超邊際分析，對提出的命題進行實證檢驗，為政策工具的設計提供借鑒和參考。
1 文獻綜述
人口規模、資源稟賦是經濟增長的重要因素，一直以來都受到國內外經濟學者的高度關注。Malthus T R[1] 認為過快增加的剩余人口會消耗數量有限的自然資源，打破經濟增長的正常秩序，降低人均消費水平。Solow[2]認為，資本一定情況下，人口規模越大，單位產出就越少。Krugman[3]將D—S模型的最新研究成果應用于國際貿易中，預見人口規模越大，均衡的消費品種類越多，生產率越高，每種產品的成本越低，人均真實收入就越高。Easterlin[4]發現沒有合理的數據顯示人口規模與經濟增長之間存在任何關系。
自Gelb[5]首先提出資源詛咒以來，學術界關于資源稟賦與經濟增長之間的關系展開了更為激烈的爭論。Wright，Czelusta[6]認為以往對資源詛咒的實證研究中存在統計學選擇性誤差問題。Lederman，Maloney[7]認為，資源詛咒的結論缺乏穩定性，部分指標的篩選缺少相關性，另外，限于數據的制約，以往對資源詛咒的實證研究所依據的跨國數據難以準確描述經濟增長的整個過程。Alexeev，Conrad[8]用人均資源占用率來代替自然資源豐裕度，結果表明，在長期，自然資源豐裕度與經濟增長顯著正相關。
在國內，學界對于是否存在資源詛咒，并沒有達成一致。徐康寧、王劍[9]，胡援成、肖德勇[10]等以我國省級面板數據為樣本進行實證分析，發現在這個層面上資源詛咒存在。方穎、紀衎、趙揚 [11]轉換了自然資源豐裕度的衡量指標，發現在城市數據層面資源詛咒并不成立，不過資源豐裕的城市對省內其余城市具有正向的溢出效應。
我們認為，關于“人口規模”假說和“資源詛咒”假說，學界之所以得到不同的結論，主要原因在于理論依據和檢驗技術兩個層面。在理論分析層面，現有文獻大多運用新古典經濟學的理論框架，將研究重點放置于資源分配，而忽略了組織結構。在實證檢驗層面，現有文獻一方面各自獨立地對“人口規模”假說和“資源詛咒”假說進行檢驗，忽略了兩者之間的聯系，另一方面僅注意搜尋經濟增長的一般要素，而忽略了對經濟增長真正支撐點和動力源的研究。本文立足于分工演化，運用新興古典全局均衡分析方法，將資源分配和組織結構融為一體，綜合人口規模和資源稟賦，系統闡述了兩者與經濟增長之間的關系。我們認為，資源稟賦或人口規模與經濟增長之間沒有必然的關系，在一定程度上，“資源詛咒”和“人口規模”等命題均是偽命題，交易效率才是一國經濟增長的核心源動力。只有通過交易效率的傳導作用，資源稟賦或人口規模才會影響一國的經濟增長。
2 構建模型與超邊際決策
王智新等：人口規模、資源稟賦與經濟增長實證分析
中國人口·資源與環境 2012年 第10期2.1 產品和資源不存在固定費用的新興古典模型[12]
經濟系統有M個事前相同的消費者—生產者，包括兩種產品x，y。該經濟系統的決策問題可以表示為：
摘要 雖然在學界“人口規模”假說和“資源詛咒”假說至今還沒有取得共識，但在當今人口危機和資源危機的大背景下，重新審視人口規模與資源稟賦在經濟增長中的作用顯得尤為緊迫。我國是否存在“人口規模”假說和“資源詛咒”假說？本文構建了新興古典經濟學模型和面板數據模型，得出以下結論：兩種假說在中國根本不存在；無論人口規模或資源稟賦狀況如何，不同地區均可通過交易效率傳導機制實現經濟增長。具體來說，不同人口規模或資源稟賦的地區可以積極探索制度改革，提高社會分工水平，大幅改善交易效率，誘導不同類型的社會實驗和組織創新，就有可能創造出新的生產力，實現區域經濟增長。這些結論一定程度上解決了學界存在的爭論，具有重要的理論價值。在政策層面上，由于人口規模、資源稟賦僅是經濟增長的兩種要素，交易效率才是經濟增長的支撐點和動力源，所以政府應該更加重視如何擴大市場容量、促進分工深化和提高交易效率。
關鍵詞：經濟增長 就業效應 就業彈性
一、問題的提出
從世界各國經濟發展的歷史來看，人口就業和經濟增長一般有著正相關的關系。經濟增長速度越快，越能更多地吸納勞動力就業。我國經濟20余年持續高速增長，1978～2005年平均經濟增長率高達9.46％，理論上我國不應該有失業問題。但我國的實證數據卻顯示，經濟增長與人口就業變動之間存在較強的非一致性，即經濟持續高速增長伴隨著就業壓力和失業人數的不斷增大。本文主要從實證上對人口就業與經濟增長的關系展開分析。
二、我國經濟增長與就業效應的實證分析
一個國家和地區經濟增長的就業效應可以通過計算和比較、分析就業彈性的變化來反映。所謂就業彈性(或就業彈性系數)是指反映經濟增長率與就業增長率之間關系的系數，即GDP每增長1個百分點所能帶來的就業增長的百分點。無論國內還是國外，理論界研究經濟增長的就業效應問題通常都會借助于就業彈性指標加以分析。
一般地，彈性定義為：
E=(Y/Y)/(X/X)=(Y/X)(X/y)
或者：
E=(dY/Y)/(dX/X)=(dY/dX)/(X/Y)
它表示變量X發生一個微小的百分比變動時所引起的變量Y的變化率。通常來講，就業彈性大于零，當其越大時，說明經濟增長帶動的就業量大；當其小于零時，經濟增長就不能拉動太多的就業增長，即使保持較快的經濟增長，解決就業的效果也不會明顯。另外，就業彈性也可能小于零，在這種情況下。說明經濟增長對就業不具有拉動作用，相反還排斥就業。
那么，以GY表示GDP的增長率，以GL表示就業的增長率，經濟增長的就業效應就可以用GDP的就業彈性來表示。即：
就業彈性E=GY/GL
從上表中可以看出中國經濟增長的就業彈性的大致情況，除了1990年就業增長率突然提高，導致就業彈性的大幅上升使得該年的就業彈性值為4.47，從而不具有可比性以外，其余年份的就業彈性的變化就沒有如此巨大。1990年以前，就業彈性稍微高一些且變化幅度稍微大一些，平均為0.34，最低年份為1983年為0.229。最高年份為1981年為0.615：1990年以后的就業彈性稍微低一些且變化幅度稍微小一些，平均為0.11，最低年份為0.07，最高年份為2001年為0.173。下圖表明，從反映經濟增長與就業增長關系的GDP就業彈性看，20世紀90年代以來，GDP就業彈性不斷下降。這表明自20世紀90年代以來，中國經濟增長在一定程度上是排擠就業的。
三、關于我國經濟增長和就業增長不一致的解釋
為什么會出現經濟增長和就業增長不一致的現象呢?20世紀90年代以來的高增長和低就業并存的一個重要原因是，投資對就業的拉動作用下降。當前我國主要是由投資拉動經濟高速增長的，節約勞動型的經濟增長帶來了就業彈性的下降和就業人數的相對減少，甚至絕對減少。90年代以來，中國工業走的是一條資本深化的工業化發展道路，經濟增長以資本的推動為主，這不但可能削弱未來增長的潛力，而且增加了解決就業問題的難度。觀察不同所有制部門的資本勞動比都可以看出這種變化的趨勢。投資的就業彈性下降導致高的資本投資率并不能相應地導致較高的工業勞動力需求的增長率，資本增長對就業增長的拉動作用減弱了。
就業量減少與投資結構密切相關，不同行業和不同部門對就業的吸納程度有很大差別。在20世紀80年代，投資的主要領域是資本有機構成低的勞動密集型產業，從而產出的擴張能夠擴大就業。而90年代以來，資本紛紛投入IT行業和汽車制造業等，這些行業均屬于資本密集型產業，機器排擠工人，技術排擠勞動，就業增長必然緩慢。這正是這一階段投資就業彈性大幅下降的原因，投資就業彈性的下降導致對增長貢獻最大的資本投入，不僅不能吸納更多的勞動力就業，反而出現了資本對勞動的替代。那些原本在80年代對就業做出貢獻的傳統勞動密集型產業，食品加工和制造、飲料制造、家具制造等行業，在國家經濟結構調整的大背景下，也朝著內涵式擴大再生產方式轉變，資本密集程度顯著提高，吸收勞動力的能力減弱。從整體上看，中國企業走的是一條資本深化不斷加速的發展道路，必然會降低生產過程中資本對勞動力的吸納率。使得較高的資本投資率并不能相應地導致較高的工業勞動力需求增長率，所以90年代以來高經濟增長和低就業增長同時存在，就業率相對產出增長率下降成為必然。
四、我國經濟增長拉動就業增長的策略
(一)加大宏觀政策引導的力度，鼓勵配套行業的發展，從而充分吸納勞動力就業
在投資趨向資本密集型、技術密集型產業的同時，用政策導向刺激配套行業的發展，吸納勞動動力就業。我國生產力總體水平不高，勞動力資源豐富，而資本資源、自然資源和技術資源則相對貧乏。根據這種狀況，我國應該充分發揮勞動力資源豐富的比較優勢，用勞動力資源來替代資本、技術等稀缺資源，這也正是解決我國就業問題的最有效途徑。
(二)積極發展個體、私營等非公有制經濟，有利于大社會就業、緩解失業壓力，對全面建設小康社會加快社會主義現代化進程具有重大的戰略意義
非公有制經濟發展中仍然存在著一些問題，，因此，如何引導和促進非公有制經濟的發展就成為我國面臨的一個重要課題。當前，應結合我國非公有制經濟發展中存在的實際困難。選擇適合的經濟對策，促進我國非公有制經濟的發展，使之成為我國一個新的就業增長點。
農業經濟水平是一個國家綜合國力的顯示，是衡量一個國家富裕與否的標準。中國作為一個發展中國家，大部分人口還是在農村，農業經濟發展是中國經濟發展的重中之重。隨著我國改革開放的推進，中國與世界的聯系也越來越緊密，世界經濟對中國經濟的影響也越來越大。面對國內和國際的雙重壓力，只有對影響我國農業經濟增長因素進行分析，才能有目的的改善和提高影響農業經濟的積極因素，促進我國農業經濟更快更好更健康發展。
1.投資
1.1投資對農業經濟的影響
投資是對農業經濟的發展有重要影響的，從我國進入市場經濟以來，市場化促進了投資主體的多元化，進一步促進了農業經濟的資金投入。到了90年代，隨著農民收入增加幅度的緩慢和市場過剩等影響，農業投資逐漸減少，這說明投資對農業經濟增長起著很重要的作用，有效投資可以提高農業經濟增長的效率。
1.2投資對農業經濟增長的分析與研究
據統計局的相關資料顯示，在1999年的農業投資有56.49億元，這些投資包括國家預算、銀行貸款、外資、融資和自籌等，這些資金的投入也提高了農村集體的基本建設水平。近年來，政府對農業投資的主要手段是通過銀行貸款，但隨著銀行商業化推進，農業不能享受之前的貸款優先性和利率折扣性。加之國家對農村建設的政策性貸款取消，國家對農業的投資基本只有農產品收購資金。銀行的風險意識使銀行降低了對回報率低的農業的投資，導致農民收入增長緩慢和農業經營困難。
2.出口
2.1出口對農業經濟增長的影響
隨著中國經濟走向世界，世界經濟對中國經濟的影響也越來越大，中國經濟面臨的是挑戰和機遇并存。出口帶動國民經濟增長是許多發達國家常用的手段，我國是農業大國，如果大量的農產品可以出口國外，那么農業經濟自然增長幅度自然會變大，農民的收入也自然會增加。
2.2出口對農業經濟增長的分析與研究
我國是農業大國，物產比較豐富，但是農產品出口比重一直不高。所以提高我國農產品質量，增加一些特色農產品，會使我國農產品出口的比重增加。我國的勞動資源的優勢可以擴大農產品加工數量，也能為我國農產品出口提高競爭力。
3.消費
3.1消費對農業經濟的影響
消費是農業經濟增長的根本原因，消費可以刺激農業經濟發展。消費者對于農產品的需求和消費可以從根本上推動農業經濟增長。消費者對農產品需求增大，形成農產品供不應求的局面，那么農產品的價值就會上漲，農民收入就會增加，各行業就會對農業投資增加，使農業有更多的發展機遇。農產品屬于社會必需品，我國的眾多人口為農業結構調整和農民生活質量提高提供了條件。
3.2消費對農業經濟增長的分析與研究
據相關資料顯示，1994年，中國的畜類產品供大于求的現象明顯，但由于消費增長快，使供求比較穩定;1994年的全國糧食總產量也比之前有增長，但是總體還是低于當年的糧食總量;1994年的棉花產量低，紡織品的需求量明顯增大，但實際情況是供大于求。這種供大于求的根本原因是9億農民的實際消費能力沒有挖掘出來，農民消費水平低，想要提高消費水平，但實際經濟能力不行。目前，我國的農業面臨這樣的困境，比如玉米在北方過剩，在南方卻緊缺;一些農民自種的橘子、桃子等賣不出，但一些洋水果卻暢銷等。對于這樣的困境，我們要做的是增加農民收入，使農民的經濟能力跟得上消費水平的需求。
4.制度
4.1制度對農業經濟增長的影響
隨著農業經濟發展，農業體制改革也在推進，農業體制對農業經濟有著巨大的影響作用。是比較適合中國當時農業發展的，但隨著經濟發展，農業生產力的提高，使農業發展現狀發生變化。實際出現的一些問題證明，之前的農業相關政策已經不適應現代農業發展狀況。
4.2制度對農業經濟增長的分析與研究
想要農業經濟快速發展，讓中國農業在市場競爭中更有實力，就要促進新型農村合作經濟的發展。新型農村合作經濟是以一種主動的姿態去適應市場，服務市場，并實現企業化和股份化，可以降低農業的風險，提高農業的適應程度。
5.科學技術
5.1科學技術對農業經濟增長的影響
科學技術的進步給農業帶來的影響是不可估量的，科學技術可以推動農業經濟不斷增長。我們要高度重視科學技術對農業經濟增長起的關鍵作用。
5.2科學技術對農業經濟增長的分析與研究
我國農業一直在發展，但是與農業相關的科研體系卻不是十分健全的，一些科學技術無法轉變成生產力。要深化農業科研體制改革，扶持農業科學研究所，鼓勵農業技術創新，讓農業研究成果更好地為農業服務。
結束語
影響農業經濟增長的因素有很多，只有認真分析，并找出積極的作用，才能夠有的放矢，出臺相關政策，有針對地解決農業發展中遇到的問題，促進農業更好更快發展。
作者簡介：
【關鍵詞】河北省 壽險發展 經濟增長 格蘭杰因果關系
一、引言
壽險是主要險種之一，世界范圍內將保險行業劃分為壽險與非壽險進行分析已經成為了一個主流趨勢。目前壽險行業的發展與經濟增長方面的實證研究逐漸增多較多，但是由于使用數據和方法存在一定的差別，對于它們之間的相互影響關系還缺乏一個統一的結論。謝利人（2007）通過科布-道格拉斯生產函數，建立了信貸市場、證券市場、保險市場為主體的金融市場發展與經濟增長的模型，并綜合運用統計方法，最終得出了壽險行業的發展促進了經濟增長的結論。劉玉煥（2012）利用2001年至2012年的壽險保費收入和GDP數據，通過VEC模型及格蘭杰因果關系檢驗進行分析。表明了壽險發展和經濟發展之間的關系隨著期限長短存在差別，如在短期二者互為因果關系，然而在長期二者并不存在Granger因果關系。張玉凱（2012）通過實證分析對我國2000～2010年季度壽險保費和 GDP進行研究，結果表明二者存在長期穩定關系，且GDP是壽險保費的格蘭杰原因，然而壽險保費并非GDP增長的格蘭杰原因。胡文龍（2014）通過運用面板數據的經典回歸模型和誤差修正模型對我國保險業與經濟發展數據進行分析處理，得出了壽險行業與經濟增長之間存在協整關系，在低收入地區對經濟增長的促進作用大于高收入地區，且對經濟發展的影響更多的體現為長期影響。
鑒于以上文獻評述，本文以壽險為研究對象，以河北省的統計數據為依據，對壽險行業與經濟增長情況進行實證研究。
二、壽險發展與經濟增長的理論分析
（一）壽險發展對經濟的促進作用
壽險發展對于經濟增長的促進作用主要體現在以下兩點上：一，從壽險本身的保障功能上，社會個體投保壽險有助于減輕政府福利制度壓力，減輕財政負擔，使得政府將財政用于其它方面。二，壽險資金的特點上，壽險資金擁有規模性、穩定性、長期性的特點，可以為金融市場提供更多資金，增加市場上的資本量，促進投資，推動經濟增長。
（二）經濟增長對壽險發展的促進作用
經濟增長對于壽險發展的促進主要表現在下面幾點上：一，壽險產品是一種非渴求性商品，消費者不了解壽險產品，或者即使了解也可能因為收入有限，認為購買保險并不劃算而不會主動購買。因而一方面表現經濟增長會促進教育的發展，同時隨著教育水平的提高，在一定程度上有助于提升消費者的風險意識，增進對保險產品的了解，進而增加對保險產品的需求。另一方面表現在在消費者收入低于一定程度時，對壽險產品的需求較低，隨著經濟增長，消費者的收入增加，對壽險產品的需求也會相應增加。二，隨著經濟增長，社會的醫療衛生事業發展，在人們的平均壽命在穩步增加，伴隨著相應醫療費用的增加，人們希望能夠通過事先購買壽險產品來進行一定的費用分擔，因而對壽險產品的需求增加，促進了壽險行業的發展。
為了研究壽險發展與經濟增長相互影響的程度，本文通過建立VAR模型對雙方的關系進行驗證。
三、壽險發展與經濟增長的實證分析
（一）數據來源
本文利用1998年到2014年反映河北省經濟增長和壽險發展狀況的數據，分別選用河北省生產總值（GDP）和壽險保費收入（bfinc）作為指標。因為經濟數據很大，因此分別對生產總值和壽險保費收入取自然對數，并根據所得數據進行一階差分，得出生產總值和壽險保費收入的變化率，河北省經濟生產總值（GDP）和壽險保費收入變化率情況如圖1所示。
本文數據來源為《河北經濟統計年鑒》和國家統計局官網。
（二）數據平穩性檢驗
本文擬通過建立VAR模型來分析河北省經濟發展狀況和壽險保費收入相互間的影響情況，建立VAR模型要求數據平穩或協整，因此模型首先對數據進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1所示。
從表1的檢驗結果可以看出，dlngdp和dlnbfinc的ADF統計量的P值均小于0.05，說明不存在單位根，兩組數據均是平穩的，可以建立VAR模型。
（三）建立VAR模型
通過平穩性檢驗的兩組數據可以建立VAR模型。根據AIC和SC最小準則將模型的階數確定為4，此時方程多項式特征根的倒數全部在單位元圓之內，滿足VAR的要求，如圖2所示：
（四）格蘭杰因果關系檢驗
格蘭杰因果關系是指兩組變量之間的影響程度，在格蘭杰因果關系檢驗中，兩個變量分別作為原因和結果，作為原因變量的變化引起作為結果變量的變化，原假設是兩個變量不存在格蘭杰因果關系。
值得一提的是格蘭杰因果主要檢驗測量對作為結果的變量進行預測時作為原因變量的前期信息是否可以減少均方誤差MSE，并以此作為因果關系的判斷標準，用與不用作為原因變量的前期信息相比，若MSE無變化，則稱兩個變量在格蘭杰意義下無因果關系。但是如果兩個因素之間不存在在格蘭杰因果關系，并不等于說兩者之間沒有任何因果關系。
河北省經濟發展狀況和壽險保費收入情況的格蘭杰因果關系檢驗結果如表3所示，從表3中可以看出，GDP的變化不能格蘭杰引起壽險保費收入變化的P值為0.87，遠大于0.05的拒絕臨界值，接受原假設，說明GDP的變化并不能格蘭杰引起壽險保費收入的變化；壽險保費收入變化不可以格蘭杰引起GDP變化的P值為0.03，小于0.05，因此拒絕原假設，說明壽險保費收入的變化率可以格蘭杰引起GDP的變化率。因此，在統計意義上，河北省壽險保費收入的變化是河北省GDP變化的一個原因，但是河北省GDP的變化并不能引起壽險保費收入的變化。
（五）脈沖響應分析
由于VAR 模型是一種非理論性的模型，因此在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發生變化即模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，或者說VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量帶來的影響，這種分析方法稱作脈沖響應函數方法1。在VAR模型的基礎上對GDP變化和壽險保費收入變化進行脈沖響應分析，圖3給出了各變量對來自其他內生變量沖擊的響應，橫軸表示追蹤期數，本文設置為10，縱軸表示因變量對各變量沖擊的響應程度的大小，實線是脈沖響應函數曲線，兩條虛線代表兩倍標準差的置信帶。
首先，分析河北省GDP增長率對壽險保費收入的響應情況和響應途徑。從圖3中可知，給河北省GDP增長率一個正向沖擊，壽險保費收入變化并不明顯，說明河北省GDP變化并不會對河北省壽險保費收入產生太大影響，這與格蘭杰因果檢驗的結果是一致的。說明在河北省GDP增長率發生變化后，并不會對壽險保費收入的增長率產生重大影響。
其次，分析河北省壽險保費收入變化對GDP變化的響應情況和響應途徑。從圖3中可知，如果給河北省壽險保費收入增長率一個正向沖擊，河北省GDP的增長率的變化比較復雜，在前兩期內，河北省GDP的增長率是下降的，從第二期到第四期是逐漸上升的，但是從第四期到第七期GDP的增長率還是呈現了下降的趨勢。結合現實情況，如果河北省壽險收入增長較快，在前兩期會使得GDP增長率有所下降，這是因為在一定時期，GDP增長率是一定的，而壽險保費收入增長率是屬于GDP增長率的一部分的，因此在短期內，如果給壽險保費收入增長率一個正向沖擊，河北省GDP增長率會有所下降。而在中長期內，壽險保費收入增長率獲得正向沖擊后，市場會對該現象產生一個好的預期，GDP會按照市場的預期發展，因此在中長期GDP的增長率是增加的，而在長期內，GDP增長率對壽險保費收入增長的變化可能是過度的，因此需要一個回調的過程，因此，又會有一個下降的過程。
（六）方差分解
脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。本文對壽險保費收入增長率和GDP增長率的方差分解的結果如表4所示。
從方差分解的結果中可以看出，在不考慮壽險保費收入增長率自身的貢獻率條件下，GDP增長率的貢獻率是逐漸上升的，GDP增長率的貢獻度在第10期達到最大，為41%。相反，在不考慮GDP增長率自身的貢獻度條件下，壽險保費收入增長率的貢獻度是逐漸上升的，在第10期達到最大，為32.87%。
方差分解的結果說明，河北省壽險保費收入增長率對GDP增長率的貢獻度較高，而GDP增長率對壽險保費收入增長率的貢獻度很小。
四、結論及分析
通過上述分析可以看出，無論是格蘭杰因果關系，脈沖響應還是方差分解，都說明河北省壽險收入增長率的變化對GDP增長率有一定的影響效應，但是GDP增長率的變化對壽險收入增長率并沒有很大的影響效應。
這說明，壽險在促進河北省生產總值的作用是不容忽視的，壽險在拉動經濟增長方面也發揮著重要的作用。從河北之前的實際情況來看，河北的壽險業近年來發展迅速，業務規模不斷擴大，特別是隨著保險資金投資范圍的逐步放開，是在整體經濟下行壓力較大的情況下，壽險業依然從惠民生、防風險、穩增長等方面做出了突出的貢獻。一方面，它通過壽險承保業務，將風險進行轉移，為居民提供保障。如在2015年河北推行城鄉居民大病保險，政府選擇商業保險機構進行承辦，不僅能夠利用保險公司的專業性提高效率，還有效的減輕了個人醫療費用負擔，同時也降低了政府的承辦成本，使得個人和政府的資金可以用于消費和投資，進而促進經濟增長。另一方面，壽險產品其具有規模大、使用周期長等特點，適用于建設基礎設施項目。以平安養老為例，截止2015年底，平安養老已經累計在河北引入資金251億元，參與了唐山二環路改造債權計劃、石安高速信托計劃及河北建投債權計劃等項目，為河北的建設和經濟發展做出了貢獻。正是這些原因使得壽險行業的發展在一定程度上促進河北省經濟增長。
而對于河北省經濟增長為何對壽險行業的促進作用并不明顯，本人認為可能存在以下問題影響了其促進作用的發揮：一，河北省的經濟雖然得到一定發展，但經濟狀況仍然相對落后，以2015年的統計數據為依據，雖然總體上河北省的GDP總量排名第8，然而其人均GDP排名20，低于全國平均水平；同時全省城鎮居民可支配收入為26152元，農村居民人均可支配收入11051元，也低于全國城鎮居民人均可支配收入31195元，農村居民人均可支配收入11422元。因而收入相對較低在一定程度上導致了經濟增長對于壽險業的促進作用并不明顯。二，經濟增長并不能直接促進壽險業的發展，經濟增長通過一系列的傳導來影響促進壽險業的發展，然而這其中的傳導因素又并非僅僅收到受到經濟增長的影響。如在保險意識方面，它還受到中國傳統觀念的影響，存在著即使人們收入增加，也會將其用于儲蓄，而不是購買保險產品，導致了經濟增長對于壽險業發展的促進作用并不明顯。
上述分析顯示壽險發展可以刺激經濟的增長，因而河北在經濟發展時要注意發揮其促進作用，特別是壽險資金對經濟的促進作用更為直接。今年3月，保監會公布《關于的決定（征求意見稿）》，提出保險資金可以投資資產證券化產品，同時保險資管管理機構還可以設立私募基金，進一步擴大了保險資金管理方式和規模，加大了保險資金對國家重大戰略和實體經濟的支持力度。對于河北而言，京津冀一體化重要國家戰略的提出給河北帶來了更多機遇，河北在促進產業技術升級，建設包括交通基礎設施等方面需要大量資金，而壽險資金具有規模性，穩定性，長期性等特點，與資金需求相契合，能夠為經濟發展提供資金的支持，河北可以合理利用壽險資金來進行投資建設以促進經濟增長。
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