时间：2023-07-21 17:28:38
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇经济增长的指标，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
一、国内外关于经济增长质量的研究综述
对于经济增长的理解，萨缪尔森认为，经济增长代表一国潜在GDP或者国民产出的增加，是一国生产可能性曲线(PPF)的向外推移。库兹涅茨为经济增长做了更为全面的阐述，“一个国家的经济增长，可以定义为向它的人民提供品种日益增加的经济商品的能力的长期提高，这个增长的能力，基于改进技术，以及它要求的制度和意识形态的调整。”根据这种理解，经济增长不仅仅在于生产能力的增长，更强调在技术改进、制度和意识形态的调整，后者正是经济增长质量的反映。马克思在论述扩大再生产的实现途径时也指出，“生产的逐年扩大是由于两个原因，第一个是投入资本的逐年增长；第二个是资本使用效率的提高。”
虽然不少经济学家注意到经济增长的质量，但是关于经济增长质量的专著很少，比较有代表性的是苏联经济学家卡马耶夫于1977年出版的《经济增长的速度和质量》。他对经济增长的理解是：“物质生产资源变化过程的总和，以及由此而增加了产品的数量和提高了产品的质量，通常被称为这一社会经济结构的经济增长”，并强调“在经济增长这个概念中，不仅应该包括生产资源的增加，生产量的增长，而且也应该包括产品质量的提高，生产资料效率的提高，消费品的消费效果的增长。”另一本关于经济增长质量的著作是由世界银行的托马斯等著的《增长的质量》，他对增长质量的理解是，“作为发展速度的补充，它是指构成增长进程的关键性内容，比如：机会的分配、环境的可持续性、全球性风险的管理以及治理结构。”
在国内的相关研究方面，以王积业、李京文、汪同三、胡少维等学者为代表的关于中国经济增长质量的研究较有影响。王积业从多恩布什与费希尔对经济增长的理解，即经济增长过程“是生产要素积累和资源利用的改进或要素生产率增加的结果”出发，认为“所谓生产要素积累，指的是资本和劳动力在数量上的不断增加，是经济增长实现数量扩张的主要源泉。所谓资源利用的改进或要素生产率增加，指的是资本和劳动力的更加有效使用和科学技术在生产中的应用，它们构成经济增长质量的主要源泉。决定经济增长的这两组因素既紧密交织，又相互区别，共生于经济增长过程当中。在一定时期，由于这两组因素作用的力度不同，引致经济增长或者以数量扩张为主，或者以提高质量为主，形成粗放型和集约型两种形态。李京文等研究了中国经济增长过程中(1953～1990年)生产率的变化，并与美国、日本等国的生产率变化进行了对比。汪同三等分析了中国经济增长的情况，提出了“增长成本”的概念，即用一些描述经济运行质量的重要指标对GDP增长速度的平均弹性来描述中国经济增长质量；胡少维对研究经济增长质量的方法进行了综述，对我国经济增长的质量做了一些评价，并指出贯彻和谐社会理念是提高经济增长质量的根本。其余大部分则集中于操作层面，即集中于经济增长质量评价指标体系的构建和测算研究，方法上有一定的创新，但是缺乏对于经济增长质量的理论问题的整体性和系统性研究。钟学义等在《增长方式转变与增长质量提高》一书中把衡量经济增长质量的指标概括为三个方面：反映经济增长效率的指标(全要素生产率对经济增长的贡献率、投入产出率、劳动生产率及其增长率、资本生产率、物耗指标、能耗指标等)，反映经济增长是否稳定、健康的指标(经济波动情况、通货膨胀率、就业状况、环境污染指标等)，反映经济结构及其变动的指标(产业结构、贸易结构、劳动力结构、地区经济结构等)；戴武堂认为影响经济增长质量的因素包括：劳动生产率、经济效益、就业率、居民消费水平和消费质量、收入差距的合理程度。其他比较有影响的研究成果包括梁亚民从经济增长方式转变、过程效率、产出结果、增长潜能四个方面设计的由21个评价指标构成的指标体系；李周为、钟文余通过六个反映经济增长集约化水平的指标以及反映经济增长方式转变的源泉与机制的一系列指标体系来评价经济增长的质量；李变花认为衡量经济发展质量的指标体系应该包括经济增长水平、经济效益、经济结构、科技进步、环境保护、竞争能力、人民生活、经济稳定八个方面；单薇从经济增长的稳定性、协调性、持续性、潜力四个方面，确立经济增长质量的评价指标体系，采用熵的评价理论，对1995～2000年我国经济增长质量进行了探讨；赵英才等对1978～2002年中国经济增长的质量进行了综合评价，得出了中国经济增长质量提高与数量扩张并不同步的结论；而徐辉、杨志辉则用密切值模型对1995～2003年经济增长的质量进行了评价。
在前人研究成果的基础上，根据前文有关的理论研究，笔者认为经济增长质量的内涵可以界定为：经济增长质量是指一个经济体在经济效益、经济潜力、经济增长方式、社会效益、环境等诸多品质方面表现出的与经济数量扩张路径的一致性、协调性。经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。
二、指标体系的构建及方法选择
1.模型指标变量设定
前文对经济增长的质量已经做了大量的定性分析，但如何进行量化评估，还没有统一的标准。笔者认为，经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。经济增长质量综合评价是基于经济增长质量的内涵及其评价理论，运用反映经济增长质量状况的指标进行综合分析得出的。在参考国内外众多专家学者研究成果的基础上，结合笔者对经济增长质量的理解，本文设定了反映中国经济增长质量的15个指标变量，构造了中国经济增长质量的评价指标体系。各个指标及含义具体如下：xl——人均GDP指数(1978年价格)；x2——财政收入增长指数；x3——全社会劳动生产率(1978年价格)；x4——第二、三产业产值占GDP比例；x5——投资效益系数；x6——出口总值占GDP的比重；x7——外商投资额占GDP比重；x8——城乡居民家庭人均收入比(倒数)；
x9——R&D占GDP的比重；
x10——单位产值工业固体废物排放(倒数，1978年价格)；
x11——单位产值工业固体废物排放(倒数，1978年价格)；
x12——万元产值能耗率(1978年价格，倒数)；
x13——经济稳定性系数(取倒数)；
x14——城镇化水平；
x15——养老保险覆盖率。
在运用因子分析前，将影响经济增长质量的各负向指标调整为其倒数形式，使其成为与经济增长质量正相关的指标变量。
2.因子分析方法
在定义经济增长质量的研究中，需要对反映其客观情况的多个指标进行大量的观察，而在很多情况下，许多变量之间存在一定的相关关系，从而有可能用较少能用较少的综合指标分析存在于各变量中的各类信息，而各综合指标之间是彼此不相关的，这些代表性的综合指标称为“公共因子”，而因子分析就是用较少的几个因子来反映原资料的大部分信息的统计学模型。
在建立因子分析模型时，用尽可能少的不可测公共因子的线性函数与特殊因子之和来描述原来观测的每一个变量或指标。因子分析模型可以表示为：
其中，x1、x2…xp。为p个指标，apm。为影响因子载荷，F1、F2…Fm为m个公共因子，m小于p，ε为特殊因子。
因子分析法通过研究指标体系的内在结构关系，从而将多个指标体系转为少数几个相互独立且包含以上指标大部分信息(80%以上)的综合指标。其优点在于它确定的权数，不受主观因素的影响，有较好的客观性，而且得出的综合指标(公共因子)之间相互独立，减少信息的交叉，这对分析极为有利。
三、中国经济增长质量的实证分析
反映中国经济增长质量的各指标代码以及描述性统计分析结果如表l所示。
在进行因子分析前，应首先检验模型及相关指标的设计是否可以应用因子分析。KMO检验和Bartlett''''s球形检验是两个测度因子分析模型是否可行有效的
检验方法。
KM0(Kaiser—Meyer—Olkin)测度采样充足度。检验指标变量的偏相关是否足够小。KMO的统计量值一般界于0和1之间，若该统计指标在0.5和1之间则表明可以进行因子分析，若小于0.5则表明因子分析的结果可能难以接受。
根据相关数据，SPSS给出的相关计算结果表明，KMO检验的结果为0.588(大于0.5)。Bartlett检验统计指标检验相关矩阵是不是单位矩阵(原假设为相关矩阵为单位阵)。卡方检验结果表明，Bartlett’s球形检验的卡方统计值为401.362，p值近似为O，拒绝原假设，即相关矩阵不是单位阵。因此。以上两项统计指标的检验表明适合采用因子分析进行研究。
在此基础上，SPSSl3.0的输出结果如表2、表3、表4所示。表3是因子分析后因子提取和因子旋转后的结果。
从表3的因子载荷矩阵可以看出，旋转后第一公因子F1在指标变量x1、x3、x4、x13、x14和x15上有较大的载荷，而这些指标综合反映了中国经济增长质量中的宏观环境因素，可以作为经济增长质量的宏观环境影响因子。旋转后第一公因子F+在指标变量x2、x5、x6、x8上有较大的载荷，而这些指标综合反映了中国经济增长质量中的要素收入的变化，可以作为要素生产率因子。旋转后第三公因子F3在指标变量x7、x9、X10、x11和x12上有较大的载荷，反映了经济增长的环境和资源变化以及竞争力，这些可代表经济增长的可持续性与潜力，可以作为经济增长质量的可持续性与潜力因子。
因此，反映中国经济增长质量的15个指标变量，可以用F1，F2和F3这3个完全不相关的公共因子来表征，即中国经济增长质量包含了宏观经济环境因素、要素生产率因素和经济增长潜力及可持续性因素。
通过对表3的观察可以得出，宏观环境影响因子F1、要素生产率因子F2和经济增长潜力及可持续性因子F，反映了中国经济增长质量全部变量信息的90.97%，由此可见，这3个因子包含了反映中国经济增长质量的绝大部分信息。
为了计算各公共因子的综合得分，以便求出反映经济增长质量的综合评价指标的数值，需要对这3个因子进行量化。本文采用回归法(regression)来计算因子F1、F2、F3得分，计算结果如表4所示。
历年经济增长质量因子分析的综合得分Qt，表示为公式：
其中，λi是X的相关矩阵R所对应的特征值。
四、结论
通过对全国1990～2005年经济增长质量的实证分析，可以得到结论。
1.中国经济增长质量水平不断提高
根据综合评价指数的相关数据，自1990～2005年16年间，中国经济增长综合质量指数年平均提高约6.4个百分点，经济增长质量呈现出不断改善的趋势。
2.在经济发展的同时，中国也呈现出较为明显的质量提高与数量扩张不同步的现象
巾国16年来经济增长质量提高(QI)与数量扩张(SI)存在不一致的现象。虽然中国在16年间经历了QI的持续上升，但是由于中国保持了更高的数量扩张速度，QI的提高并未与SI呈现出较高的同步l生，经济规模总量迅速扩张的同时并没能带来同比的质量提高。这一定程度表明中国经济的高速增长仍然没有摆脱以数量扩张为主的粗放型低质量增长的窠臼。
3.最近几年扩张不同步系数不断扩大的趋势应引起重视
根据扩张不同步系数的计算结果，自1995年以来扩张不同步系数变为负值，而其仍呈现出逐年扩大的趋势。这就为当前经济运行提出了一个警示，即在关注经济数量扩张的同时要更加关注经济增长质量的改善。这也从实证的角度反映出当前遵循科学发展观、实现可持续发展的迫切性和重要性。
4.影响经济增长质量的相关因素的不同变化趋势应引起重视
经济增长质量的高低主要由于公因子F1、F2和F3的影响。F1得分上升意味着经济增长过程中宏观环境的改善；F2得分上升意味着经济增长中要素生产率的提高，F3得分上升意味着经济增长潜力及可持续性的上升；反之相反。
自1991年以来，反映经济增长质量的宏观经济环境因子F1，随着经济的增长，宏观经济环境状况呈现出持续上升的趋势；反映中国经济增长质量的要素生产率因子F2则呈现出波动性，经历一个先提高到逐步降低再稳步上升的过程，这表明自1990年要素生产率呈现出较大的波动性，但是最近几年F2稳步上升，表明要素生产率的上升。反映中国经济增长潜力及可持续性的因子F3呈现出“倒u型”趋势，在1997年以前逐步上升，而在1997年以后呈现出较为明显的下降趋势。这说明中国经济增长的潜力没有得到明显的改善，反而有下降的趋势。这点尤其要引起重视。
从金融体系人手对金融发展与经济增长关系的实证研究主要有三种思路：一是研究金融中介与经济增长的关系，二是研究股票市场与经济增长的关系，三是研究整个金融体系与经济增长的关系。
(一)金融中介与经济增长关系的实证研究
金融中介促进经济增长的实证研究方面开创性的工作是从金融功能的角度人手，在内生增长理论的基础上采用最优化方法研究金融中介发展对经济增长的影响。King等从77个国家1960-1989年的数据中进行采样，并且系统地控制了影响经济增长的其他因素。选取人均实际GDP增长率、物质资本积累率、国内总投资与GDP的比率、经济效率增进即物质资本的使用或配置效率作为衡量经济增长的指标，选取Depth指标(其等于M2/GDP)用于衡量金融中介的规模，选取Bank指标(其等于商业银行的信贷资产除以商业银行的信贷资产与中央银行国内资产之和)用于衡量一国商业银行相对于中央银行的规模，选取Private指标(其等于商业银行对私营企业的贷款除以国内信贷总量减去银行间贷款之差)和Privy指标(其等于商业银行对私营企业的贷款除以GDP)两个指标用于衡量商业银行对私营企业的贷款。采用最小二乘法进行回归，结果表明金融中介的测度指标和经济增长的测度指标存在较强的正相关关系。同时尝试地考察了1960年的金融深化程度是否能够用来预测此后30年的经济增长率差异，运用工具变量法估计，结果表明。初期的金融深化率确实可以作为预测此后30年经济增长水平的有效预测因子。因此，该研究认为金融发展对经济增长具有解释和预测能力(1993)。
Beck等运用工具变量法研究其因果关系，首先将法律起源指标作为工具变量，以去除金融中介体发展中的外生性因素，然后对71个国家1960-1995年间的纯横截面数据进行回归分析，同时使用差分动态面板估计量和系统动态面板估计量去校正纯横截面估计量所引致的误差。在此基础上，用广义矩方法对71个国家1961-1995年间的以5年为单位进行分段的面板数据进行计量分析。工具变量法的结果表明，金融中介发展的外因与长期经济增长之间存在很强的关系，金融发展在经济学意义上对经济增长有较大的影响。
Benhabib运用面板数据，分析了金融中介机构发展指数与经济增长、投资和总产出增长因素之间的关系。发现金融机构的发展与总产出增长因素、人力与物质资本投入的累积因素有很强的相关性，而且不同的金融机构发展指数与不同的经济增长因素有关(Benhabib等，2001)。短期中银行信贷是金融危机和经济停滞的重要指标(Loayza等，2006)。
(二)股票市场和经济增长关系的实证研究
1993年，Atie和Jovanovic研究了1980-1985年包括发达国家和发展中国家在内的40个国家股票市场和经济增长之间的关系。结果表明，这些国家的经济增长与股票市场发展有明显的相关关系，股票上升的时期同时也是经济增长率提高的时期(Atie等，1993)。
由于Atie和Jovanovic提出的衡量股票市场的指标单一，其他学者采用多指标研究，提出了六个较为全面的指标，在这基础上提出四个总体指标，运用这些指标并以44个发展中工业化国家1986-1993年的数据进行横截面跨部门分析得出：一般说来，在人均实际GDP较高的国家，股票市场发展程度也较高(Demirga Kunt，1996)。
对于股票市场发展和长期经济增长之间的关系，许多学者也做了相关的研究。莱文和泽沃斯(1996)使用41个国家1976-1993年的数据，把整个样本期以1985年为界划分为两个子时期，得出在股票市场总体发展和长期经济增长之间有很强的相关关系的结论。莱文(1996)细化了选取的指标，采用GDP增长、资本形成率作为衡量经济增长的指标，采用股票市场规模、成交量、交易率、国际一体化水平和股票市场波动率等6个指标来衡量股票市场的发展水平，用47个样本国1976-1993年的数据回归分析后，发现股票市场成长与现在及未来的经济增长、资本形成及生产率提高之间存在着高度的相关性，股票市场不只是反映经济增长的变化，而且股权交易能力的提高有利于资源的有效分配、资本的形成和经济的快速增长。
(三)整个金融体系与经济增长关系的实证研究
一些学者致力于从整个金融体系角度研究二者之间的关系。莱文和泽沃斯(1998)在King和Levine模型的基础上引入反映股票市场发展状况的指标对金融功能从不同侧面给予研究。实证结果表明，银行指标和股票市场指标都与同期经济增长率、资本积累率以及生产率增长率有着显著正相关关系，是经济增长率、资本积累率以及生产率增长率很好的预测指标。
虽然Levine和Zervos在这方面的研究很具有代表性，但遗憾的是这个研究并没有为我们指明金融体系与经济增长之间因果关系的方向，在格兰杰因果关系法发展下，有学者使用时间序列数据和格兰杰因果关系法检验巴西1980-1997年经济增长和金融发展是否存在因果关系，首先通过Dicky-Fuller检验来判断经济增长率和金融发展指标这两个时间序列是否平稳，以避免出现由非平稳变量带来的伪回归，紧接着用格兰杰因果关系检验来判断影响关系及其方向，结果表明经济增长和金融发展互为因果关系(Akerlof，1993)。
以上研究所选用的金融发展指标无法刻画出各国金融体系的差异，因而无法解释金融发展与经济增长在一些国家具有因果关系，而在另一些国家却不具有因果关系或者回归结果不显著的现象。于是，有学者把金融体系划分为银行主导型和市场主导型来进行研究。结果表明，银行主导型和市场主导型在促进经济增长方面在金融部门发展的不同阶段所起的作用是不同的。在金融部门不发达时，银行主导型所起的作用要大于市场主导型所起的作用；而在金融部门相对发达时，市场主导型所起的作用则要大于银行主导型(Ta-desse，2002)。另外，有学者使用VAR模型实证研究了两种金融体系的经济绩效，结果发现一方面股市发展对经济增长的促进效应远远小于银行部门发展的效应(Arestis等，2001)。这些研究正好解释了金融发展与经济增长之间的因果关系在某些国家显著，而在另一些国家却不显著的结论。
以上研究中，不管是对横截面数据还是对时间序列数据进行计量分析，不可避免地存在着因遗漏了一些变量而产生的偏误，以及应用联立方程组去描述变量之间的相互关系时可能存在的联立性偏误。新近的研究成果采用了面板数据和广义矩估计方法进行研究，这些方法能更好的控制不同时期其他影响因素，可以提高数据的差异，较精确地证明因果关系。较著名的研究是通过对40个国家1975-1998的数据进行面板回归，用广义矩方法消除差分统计量潜在的估计
有偏问题，同时为了从长期的角度来考察股票市场、银行和经济增长的关系，将时间按每五年划分为一个阶段后再取平均数，实证的结果表明，股票市场发展和银行发展对经济的增长起到了一定的作用；但股票市场的规模与经济增长率之间不存在紧密的联系(Beck等，2004)。这表明并不是公司上市本身对经济增长有促进作用，而是经济个体能否在市场上交易以及能否带来高生产率的生产技术所有权，才是影响经济增长的重要因素。还有学者采用一个差分面板估计量去消除由尚未观察到的国家特定因素所引起的偏误。并力图消除由联立性偏误所引致潜在的参数的非一致性。在此基础上，利用面板分析技术对47个国家1980-1995年间的年度数据所进行的计量分析表明，银行和股票市场的发展都能在一定程度上解释经济增长(Rousseau等，2000)。
从前面的文献综述可以看出，金融中介的发展有利于经济增长，股票市场的发展也有利于经济的增长，从金融中介与股票市场结合的角度看金融中介与股票市场都能促进经济的增长。但是，金融中介的促进效应大于股票市场的促进效应，同时，如果股票市场波动较大不利于经济的增长，这也暗含股票市场如果发展好的话即波动不大的话将会对经济产生促进作用。
二、西方学者从样本国家选取角度对金融发展与经济增长关系的实证研究
本文第一部分从金融体系角度综述了金融发展与经济增长的关系，得出的结论是金融发展促进经济增长。但是，在实证研究中，样本的选取对实证结果存在影响，在此研究中，不同国家金融发展状况不同，可能对经济增长影响不同，因此，有必要从样本国家选取角度进一步分析。
(一)对发达国家跨国数据的实证研究
关于发达国家跨国数据的分析，有的学者使用单位根检验、VAR模型中的Johansen协整检验和弱外生性检验考察了德国、美国和韩国金融发展与经济增长的因果关系。样本为1979年第四季度-1991年第四季度，德国和美国检验结果相似即股市发展是促进经济增长的原因，而金融深化与经济增长是互相促进的。韩国的金融发展用金融抑制指标来测度，样本为1956-1994年，检验结果显示韩国金融发展与经济增长之间存在两个协整关系，金融抑制指标是弱外生变量，这表明韩国的金融自由化进程促进了经济增长(Arestis等，1997)。
有的学者选取美国、英国、加拿大、挪威和瑞典五个国家的三变量系统(GDP、货币基础和由金融部门资产值度量的金融密集度)1820-1929年的数据进行金融发展与经济增长的关系的研究，用向量误差修正模型的因果关系检验和水平VAR格兰杰因果关系检验这两种方法检验了这两个变量之间的因果关系，实证结果表明，这五个国家的金融发展对经济增长都有显著的促进效应，而反馈效应并不显著(Rous-seau and Waehtel，1998)。有的学者进一步拓展了关于金融发展在美国经济增长中的历史性作用的研究，加进了股票市场，并对1790-1850年的数据采用多变量时间序列方法进行分析，考察了银行、股票市场同投资、进口和建立公司之间的关系，结果支持金融发展导致经济增长的理论(Rousseatl等，2005)。
由于各个国家的金融体系存在差异，有的学者选取德国、美国、日本、英国、法国五个工业化国家作为研究对象，其中德国、日本和法国的金融体系是银行主导型的，美国和英国是市场主导型的。结果发现在德国、日本和法国这三个银行主导型的国家中，金融发展显著地促进经济增长，而在美国和英国这两个市场主导型的国家中，经济增长微弱的影响金融发展。另一方面，日本、法国和英国股票价格多变性对经济增长有负面影响，在德国不显著，只有在美国有正面影响(Arestis等，2001)。这说明股票价格多变性可能增加了实体经济的不确定性，进而削弱了经济增长。
(二)对发展中国家跨国数据的实证研究
有的学者使用71个发展中国家1960-1980的年度数据，选取实际GDP增长率、劳动力增长率、投资与GDP之比、对外出口增长率作为衡量经济增长的指标，选取金融深化即金融体系流动性负债与GDP之比作为衡量金融中介的指标。将样本数据分为三组，使用最小二乘法，分别进行了估计。首先，对所有国家的面板数据进行回归，其次，将国家按地区分为不同的组分别进行回归，最后，单独对每一个国家进行回归。实证结果表明：一是跨国和跨地区的面板分析表明金融发展对经济增长具有正效应；二是85％的国家金融发展与经济增长存在强的、正相关关系；三是低收入国家金融发展对经济增长的正影响强于高收入国家；四是金融中介与出口扩张、资本形成率对经济增长所发挥作用比劳动力增长因素更为重要；五是金融中介对经济增长的促进效应主要存在于低收入的发展中国家。有趣的是，结果发现在不同的国家和地区金融中介促进增长的模式却是相同的。即研究结果间接的说明了金融发展导致经济增长(Odedokun，1996)。
由于最小二乘法的局限性，有的学者采用面板数据单位根检验和面板协整分析，考察了10个发展中国家1970-2000年金融发展和经济增长之间的关系。结果表明，从长期来看，是金融发展促进了经济增长，而短期不存在这种因果关系(Christopoulus等，2004)。有的学者则对样本数据划分了层次，选择14个中、低收入国的数据，利用时间序列和动态异构面板方法进行跨国研究，分析不同的金融结构与经济增长的敏感性。他们利用自举法对数据进行分析，发现这些样本国家存在金融发展、金融结构和经济增长之间显著的异构性(Luintel等，2008)。
(三)把发展中国家和发达国家同时作为样本进行的实证研究
从Atie和Jovanovic对发达国家和发展中国家在内的40个国家实证研究已表明经济增长与股票市场发展有明显的相关关系。除此之外，有的学者利用向量自回归模型检验了41个国家1960-1993年金融发展对投资和产出的增长效应。实证结果拒绝了金融发展的需求跟随型假说，支持供给导向型假说(Xu，2000)。即拒绝了经济增长导致金融发展的假设，认为金融发展对经济的长期增长作用显著。
有的学者则运用面板VAR模型和Geweke分解技术检验了109个发展中国家和发达国家1960-1994年金融发展与经济增长的因果关系。通过分别回归得出：一是把发达和发展中国家结合在一起得出金融发展一般都能导致经济增长；二是把发达和发展中国家分为两个样本分别进行回归，结果发展中国家和发达国家的金融发展与经济增长都是双向的格兰杰因果关系；三是发展中国家金融发展的增长效应显著强于发达国家；四是样本区间越长，金融发展的增长效应越明显，这表明金融发展对经济增长的影响是长期的；五是金融发展通过促进资本积累和技术进步来促进经济增长，且该效应在发展中国家强于发达国家(Calder6n C6sar等，
2003)。
另外，有的学者对74个国家1966～1995年的数据选择不同的分位数作为高低两个分界点，把每个国家的金融发展水平分为高、中、低三个区域，采用广义距方法对面板数据的分析表明，在金融发展的低水平阶段，金融对经济增长的作用是不确定的；在中级阶段，金融对经济增长具有比较大的正向作用；而在高水平阶段，作用虽然也是正向的，但是比中级阶段小(Rjoja and Valev，2004)。
从以上分析看，对发达国家的研究中，有力证明了金融发展对经济增长的促进作用。但是，尽管发达国家资本市场非常发达，银行对经济增长的作用仍然明显大于股票市场的作用；对发展中国家的研究中，其结论也支持了金融发展促进经济增长的观点；在把发展中国家和发达国家同时作为样本进行的实证研究中，其结论也支持了金融发展促进经济增长的观点。但是，部分研究证明金融发展对经济增长的作用效果发展中国家(低收人国家)要大于发达国家。
三、中国学者对金融发展与经济增长关系的实证研究综述
进入20世纪90年代，中国学者借鉴西方学者的的研究方法，检验了中国金融发展与经济增长的关系，形成了一批成果。
(一)金融中介与经济增长关系的实证研究
我国这方面的研究不管从时间上还是技术方法上都比较落后，早期的研究采用1993-1998年的时间序列季度数据，运用普通最小二乘法对中国金融发展与经济增长进行线性回归分析，以检验在中国金融发展和经济增长之间是否有某种程度的线性关系。其中金融发展用金融深化指标(其等于金融中介的流动负债M2与当季GDP的比率)和存款货币银行在配置国内信贷过程中相对于中央银行的重要性指标来表述，经济发展指标用季节调整后的GDP环比增长率和当季进出口贸易总额与当季GDP的比率来表述，研究结果表明，在中国，金融中介特别是存款货币银行在配置国内信贷过程中相对于中央银行的重要性和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系(谈儒勇，1999)。
考虑到谈儒勇没有进行因果关系检验及选取的样本比较短，有的学者采用格兰杰因果检验法对其研究进行补充检验，结果显示，金融发展是经济增长的重要原因，并认为金融发展对经济增长的促进作用主要是通过金融资产数量扩张来实现的，而不是通过提高金融资源配置效率实现的(曹啸，吴军，2002)。后来又有学者扩大了样本，利用中国1952～1999年的时间序列数据，建立了一个多变量向量自回归模型系统实证研究了金融发展与经济增长的因果关系。实证结果表明，金融中介发展规模与经济增长之间不存在任何方向的因果关系，金融中介效率与经济增长存在双向因果关系，金融中介规模的扩大对经济的作用主要表现在促进投资规模的增长；而金融中介效率的提高与国有、非国有工业的增长之间存在双向的因果关系(李广众等，2002)。
以上学者都是把中国作为一个整体来研究，而对中国金融发展与地区差距方面的探讨比较少，有的学者利用中国1988~2002年期间金融中介发展水平和经济增长的时间序列数据，分东、中、西三个地区分别对他们之间的相关关系和因果关系进行实证研究。运用单位根检验、协整检验和格兰杰因果关系检验。实证结果表明，金融中介的规模指标和金融中介的效率指标与经济增长指标之间在东中西部地区均存在显著的长期相关性。另外，东中西部金融发展与经济增长的关系是不同的，在东部地区，金融发展与经济增长之间存在双向因果关系，形成了良性互动的关系，而中西部地区金融发展与经济增长之间的因果关系不显著(周好文，钟永红，2004)。还有学者对中国大陆除和重庆29个省1978-2004年的时间序列数据单独对各省金融发展对经济增长的影响进行了实证检验。运用单位根检验、Johansen协整检验和因果关系检验，结果显示，就长期而言，中国金融发展是供给导向型的，即金融发展是经济增长的原因。就短期而言，中国金融发展是需求跟随型的，即经济增长带动了金融发展(孙力军，2007)。
(二)股票市场与经济增长关系的实证研究
我国学者仿照Demirgu-Kunt和Levine(1996)的做法用1993-1998年的季度数据得出在样本区间中国股票市场发展对经济增长的作用是相当有限的(谈儒勇，1999)。对股票市场与经济增长的定量的分析运用一些传统计量经济学方法，且以经验性的单方程为主，在确定自变量和因变量方面存在较大的随意性，在应用格兰杰因果检验时，在滞后期的选择上存在很大的任意性，因此得出的结果存在一定程度的不确定性。
鉴于此，有的学者又做了进一步的研究，基于向量自回归模型框架下格兰杰因果检验和冲击响应方法对中国1995-2001年股票市场发展与经济增长的动态关系进行实证分析，选取季度人均实际GDP的对数值作为衡量经济增长的指标，选取资本化率、交易价值、季度周转率作为衡量股票市场发展状况的指标。实证结果表明，中国股票市场与经济增长之间只存在着由经济增长到股票市场发展的单向因果关系，而股票市场规模扩张冲击对经济增长的动态影响十分微弱(冉茂盛，张宗益，陈梅，2003)。有的学者得出反映股票市场规模的指标与经济增长有正的相关关系，而反映股票市场流动性的指标与经济增长没有明显的相关关系(冀志斌，彭克强，2004)。有的学者采用1996―2005年的季度数据运用序列单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验进行检验。实证结果表明，一方面，代表经济增长的GDP增长率指标和代表股市规模的资本化指标、代表股票市场流动性的交易价值指标以及代表股市流动性的换手率指标之间都存在正向的协整关系，并且存在由GDP增长率到资本化和交易价值的单向格兰杰因果关系，但经济增长指标GDP增长率和换手率指标之间不存在单向格兰杰因果关系(李冻菊，2006)。
(三)整个金融体系与经济增长关系的实证研究
对于中国金融市场、金融中介与经济增长的关系，我国学者也做了相关的研究。有的学者对指标做了改进，选取家庭部门所持有的直接证券数量和企业部门所发行的直接证券数量作为衡量金融市场的发展指标，选取银行对家庭部门的主要负债额一储蓄总额和对企业部门的资产一信贷总额作为衡量金融中介发展水平的指标。实证结果表明，尽管金融中介和金融市场的发展都是经济增长的原因，但相比较而言，金融中介的发展对经济增长的影响更为重要(战明华等，2002)。有的学者采用带有控制变量的向量误差修正模型和格兰杰因果检验方法，运用中国1981～2002年的季度数据，进行实证研究，结果表明中国金融发展与经济增长之间有密切联系且存在双向的因果关系(王志强等，2003)。
有的学者则使用单位根检验和Johansen协整检验技术对1994―2002年的季度数据检验了中国信贷市场发展和股票市场发展对经济增长的影响。实证结果发现，信贷市场对经济增长的显著效应是通过信贷比重的增长起作用的，而股票市场对经济增长的作用并不明显(赵振全等，2004)。有的学者在控制股市流动性和波动性的情况下，采用多元VAR模型对1991-2004年的季度数据对中国股市发展、银行发展与经济增长之间的关系进行研究。结果表明，银行发展与经济增长之间有着显著的双向因果关系，而且相关关系为正，说明银行发展促进了经济增长。然而，股市发展和股市流动性指标与经济增长之间均没有任何因果关系，在考虑银行发展的情况下，股市发展对经济增长有着负面的影响。考虑到系数的非显著性，认为股市发展没有对经济增长产生任何促进作用。相反，股市的波动性与经济增长和银行发展之间有着显著的双向因果关系，而且相关关系为负(粱琪等，2005)。
最近这两年，有学者基于1952-2007年中国数据利用VAR因果关系检验和方差分解探索中国金融发展与经济增长之间的关系，实证结果表明，中国的金融发展对经济增长产生了积极影响，同时说明银行业体系对中国经济增长占据重要地位，其作用大大高于股票市场(陈伟国等，2008)。
【关键词】金融发展 经济增长 协整检验
一、变量的选取
在选取代表金融发展和经济增长的有关指标上，本文参考了戈德史密斯（1969）、赫斯顿（1994）等学者提出的有关指标，并结合保定市的实际情况进行了相应的调整。
（一）保定经济增长指标的选取
本文采用实际人均gdp作为衡量保定市经济增长的指标，实际人均gdp剔除了物价水平和人口总量对经济增长的影响，因此能真实的反应一个地区经济的发展水平。
（二）关于金融发展指标的选取
本文关于衡量金融发展的指标主要选取了以下三个：
1.金融发展规模指标（FIR）。我们将采用保定全部金融机构存、贷款余额之和作为金融资产总额FT所占GDP的比重来衡量保定市的金融发展规模的指标，记为FIR，即：FIR=FT/gdp。
2.金融效率指标（FE）。根据保定的实际情况，我们将用金融机构贷款余额（D）与金融机构存款余额（L）的比值来表示金融机构的效率，记为FE，即FE=D/L。
3.固定资产投资指标（FAI）。本文选用保定固定投资总额与名义GDP的比值作为固定资产投资指标，用来衡量固定资产投资对保定经济增长的贡献率。
基于上述分析，建立保定市金融发展与经济增长的实证模型为：
Lngdpt=a0+a1FIRt+a2FEt+a3FARt+■
t=1、2、3、4、5……（所选取的样本的数量）
（三）样本数据的来源
本文选取的样本数据为保定市1995-2010年金融发展与经济增长的年度数据，各年度数据均由《河北经济年鉴》、《河北金融年鉴》、《保定年鉴》和中国人民银行保定支行调查统计整理而得，（居民消费价格指数1995年=100），本文分析通过计量软件Eviews6.0来完成。
二、计量模型的检验
（一）变量的单位根检验
本文将采用ADF方法对各时序变量一阶差分序列进行检验。检验结果汇总如下：
表1 单位根检验结果
综上所述，LNgdp、FIR、FE和FAI为一阶平稳变量。
（二）Johansen协整检验分析
本文采用Johansen协整检考察保定市金融发展与经济增长之间的长期相关性。
表2 滞后期运行结果
注：*表明有信息准则选择的滞后期
然后，确定协整向量的个数。从表迹检验统计结果可以看出，4个变量中存在2个协整向量。
表3 迹检验统计结果
注：*表明在5%的显著水平下拒绝原假设
由上表可知，在显著水平为5%的情况下，各个变量之间存在两个协整关系，说明了经济增长、金融发展规模、金融效率和固定资产投资之间存在长期均衡关系，具有共同的随机趋势。
表4 协整向量系数矩阵
标准化后的协整方程为：Lngdp=0.540890FIR+0.203255FE+ 2.371132FAI。
由上面方程系数可知，保定金融发展规模、金融效率和固定资产投资与保定经济增长均存在长期的正向关系，而且固定资产投资对经济增长的作用要远远大于金融规模和金融效率对保定经济增长的作用。
（三）格兰杰因果关系检验
本文在研究保定市金融发展与经济增长因果关系时，主要是通过受约束的F检验来实现格兰杰因果关系检验的。所以在格兰杰因果检验中需要计算F检验的统计量：
F=■～Fa（n，m-i）
若计算的F>Fa（n，m-i），则原假设不成立。下面我们运用Eviews6.0软件件来检验保定市金融发展的三大指标与保定经济增长之间的格兰杰因果关系，检验结果如下表5所示：
表5 各变量的格兰杰因果关系检验
表5检验结果表明，1995-2010年保定市金融发展与经济增长存在着格兰杰因果关系：保定金融发展在一定程度对保定经济的增长有促进作用，同时保定经济增长的同时也对保定对金融发展的产生了一定的影响，但是二者之间长之间还没有形成完全的双向因果关系。
三、实证结果分析
通过对保定市金融发展和经济增长的实证研究，从而发现保定金融发展和保定经济增长之间存在着一定的因果关系：金融发展规模表现为经济增长的单向格兰杰原因，经济增长表现为金融效率和固定资产投资的单向格兰杰原因。也就是说，保定金融发展与经济增长之间存在着互相影响、促进的双向作用，但这种作用并不完全的，主要表现为：保定金融发展只是通过固定资产投资数量的扩张促进保定经济增长的，而金融效率对保定经济增长的促进作用较小。此外，本文依据协整检验的结果，建立的协整方程，也可以从另一方面反映保定市金融发展与经济增长的关系。对应的协整方程为：
Lngdp=0.540890FIR+0.203255FE+2.371132FAI
（0.10791） （0.17021） （0.25379）
协整方程显示，金融发展规模、金融效率和固定资产投资三大指标和保定经济增长都是成正相关的，而固定资产投资对保定经济增长的作用远大于金融规模和金融效率，和我们上面得出的结论一致。
参考文献
[1]陆静，唐小我.金融发展推动经济增长的理论模式及实证分析[J]，管理工程学报，2009年03期.
[2]张朝兵.山西省金融发展与经济增长关系实证研究（1978～2007）[J].管理世界，2010年04期.
摘 要 经济增长质量的变化体现在经济社会发展的方方面面,包括许多经济指标,即包含经济增长的内在因素和外在因素,也包含宏观人民生活水平的变化,因此对经济增长质量的评价是个系统工程。如何从整体上对经济增长质量进行综合性评价是评价经济增长质量的关键。在总观现有的各种综合评价方法,本文选用国内外较受欢迎的层次分析法(AHP)作为评价经济增长质量的方法。层次分析法提供了应用数学方法定量分析多类别指标的思路与实践,十分适合于定性、定量兼有的复杂对象的系统分析。本文以秦皇岛市近些年来的多种经济指标为对象,应用层次分析法建立经济模型分析秦皇岛市经济增长质量的变化情况。
关键词 AHP 经济质量 评价
一、层次分析法评价经济增长质量的应用
1.背景材料
秦皇岛市是我国首批开放的沿海城市之一,也是我国著名的旅游城市。在近些年来,以打造“宜居、宜业、宜游”与“富庶、文明、和谐”的新秦皇岛为目标,加快经济发展步伐,加大产业结构调整力度,以科技创新为重点引领经济快速发展。本文选取的2000～2008年经济指标体系中包括18种经济指标。具体见表1。
2.层次分析法评价经济增长质量的步骤
(1)构造层次结构
对经济发展质量定为目标层(A),经济增长质量指标体系定为准则层(B)包括:经济增长的规模性(B1),经济增长的有效性(B2),经济增长的协调性(B3),经济增长的可持续性(B4),经济增长的分享性(B5)五个方面。
将经济指标定为方案层(C)包括经济增长规模性指标:GDP增速(C11)、财政收入增速(C12)、财政收入平均收益率(C13);经济增长有效性指标:劳动生产率(C21)、投资产出率(C22)、耕地产出率(C23);经济发展协调性指标:第一产业对GDP的贡献率(C31)、第三产业对GDP的贡献率(C32)、消费对GDP的贡献率(C33)、税收占财政收入的比重(C34)、外贸依存度(C35);经济增长可持续性指标:单位产值能源耗量(C41)、能源消费弹性系数(C42)、研究与开发占GDP的比重(C43)、高新技术产业化程度(C44)。经济增长分享性指标:居民收入增长率(C51)、恩格尔系数(C52)、城乡居民人均收入比(C53)。
(2)构造判断矩阵,利用yaahp层次分析法软件,求出最大特征指,及矩阵特征向量即权值,并进行一致性检验。
(3)层次单排序
由以上各表,可得出经济增长质量层次模型各层次的权值,进行层次单排序。
由以上判断矩阵可得知层次单排序为:
WA=(0.075,0.364,0.364,0.159,0.038)
WB1=(0.637,0.258,0.105)
WB2=(0.639,0.105,0.258)
WB3=(0.033,0.510,0.130,0.264,0.064)
WB4=(0.564,0.118,0.055,0.263)
WB5=(0.637,0.105,0.258)
(4)层次总排序
一致性检验:
CI=0.026,RI=0.827,CR=0.031
(5)归一化处理
由公式 进行归一化处理,Rj表示各年的经济质量综合指数。将相应的组合权重进行加权(即相乘后相加),即得出综合指数。见表8:
由表8,可得知秦皇岛市2000～2008年经济发展质量综合指数一年高于一年,尤其是在实施激励性财政政策后,经济发展质量综合指数明显加快,从表上也可看出,秦皇岛市经济发展质量朝着好的方向发展,且态势良好。
二、结语
通过以秦皇岛市为例,对18种经济指标构建层次结构模型,归一化处理后得出2000-2008年各年的经济增长质量综合指数,由经济增长质量综合指数大小就可一目了然的从整体上把握经济增长质量的变化趋势。利用层次分析法对秦皇岛市经济增长质量进行分析的结论与我国国民经济发展趋势是一致的,经济质量整体朝着健康的方向发展。也证明了层次分析法作为集定量与定性分析与一体的综合分析方法在经济研究领域有着广泛和实际的应用。
参考文献:
[1]杜栋等.现代综合评价方法与案例精选.北京:清华大学出版社.2008.
【关键词】金融发展 经济增长 耦合协调性 舟山市
一、引言
我国经济增长下行压力日趋增大，稳增长成为目前中国经济发展的首要任务。随着我国金融体制改革的推进和金融市场化进程的加快，金融在稳增长和促增长中的作用也将越来越重要。一直以来，金融发展与经济增长的关系是学术界关注的重点之一。许多学者做了大量的研究，比如Caporal G M（2015）、周天芸等（2014）、陈伟（2015）等都证实金融能积极促进经济增长。但多数研究都重在关注金融发展对经济增长的驱动作用，较少涉及金融发展与经济增长两者间的耦合协调性研究。在经济新常态下，一方面金融发展能积极有效地促进经济增长，另一方面反过来，经济增长将对金融发展提出更高的要求。因此，一个地区金融发展水平的高低必然与该区域的经济增长水平密切相关，两者的耦合协调性也将会对该区域的发展产生深刻影响。因此对金融发展与经济增长的耦合协调性进行分析和研究，有助于该区域金融发展水平的提高和经济增长的持续健康提升。由于我国金融发展水平、经济发展水平的区域不平衡性明显，因此从地区层面来把握金融发展与经济增长的耦合协调关系更有现实意义。由此，本文选择舟山市作为研究对象。
舟山市作为海港城市，是我国南北海运大通道和长江黄金水道的“T”形交汇要冲，我国境内的7条国际海运航线中，6条经过舟山，堪称要塞，是长江三角洲地区发展的重要增长极。进入21世纪来，舟山市积极优化经济发展布局，优先发展港口经济、海洋经济，金融、经济都取得了长足的发展，特别是“十三五”提出要重点实施“一带一路”、京津冀协同发展、长江经济带三大战略后，随着国家战略高度意义上江海联运服务中心建设的推进，使得舟山市的经济、金融得到了快速的发展。从金融总量上来看，到2015年末金融机构本外币存贷款余额为3152.64亿元，比2002年末增加了2801.64亿，金融对舟山港口经济和海洋经济的支持能力在不断增加。那么现阶段，舟山市的金融发展和经济增长已经处于一个什么样的水平了呢？它们之间又是一个怎么样的耦合协调关系呢？本文将运用舟山市金融发展和经济增长的2002～2015年指标数据，对舟山市金融发展和经济增长的耦合协调关系进行实证验证，寻求答案。
二、模型、指标和数据来源
要对舟山市金融发展与经济增长的耦合协调发展情况进行考察，首先明确研究方法，利用物理学上的耦合度及耦合协调度模型来进行计量;其次选定指标，确定衡量金融发展系统和经济增长系统的关键指标;最后收集指标数据。
（一）耦合协调评价模型
本研究为深入探讨金融发展与经济增长两者间的耦合关系以及反映两个系统的整体功效和协同效应，借鉴物理学中的容量耦合概念及容量耦合系数模型，构造了能较为全面反映舟山市金融发展与经济增长协调效应的耦合评价模型，计算公式如下：
（1）
式（1）中，C为金融发展与经济增长的耦合度;U1、U2为金融发展和经济增长这两个系统的综合评价指数，用于表示两个系统的综合发展水平。此耦合度模型可以反映金融发展与经济增长耦合的程度，但无法判断耦合是否为良性，即当两系统综合发展水平均较低时，仍然能够得到较高的耦合度，这样得出的结论与实际情况就不相符合。为避免这一不足，需要引入耦合协调度模型，来客观地反映金融发展与经济增长的协调发展水平，模型表达式如下：
（2）
式（2）中，D为耦合协调度，取值为[0，1]，D值越大表示耦合协调发展水平越高，D值越小则表明耦合协调发展水平越低;T为金融发展与经济增长两系统的综合协调指数，反映两系统的综合发展水平对协调度的贡献;α、β为待定系数。在两系统的耦合协调发展过程中，本研究认为金融发展与经济增长是具有同等重要性的，因此α、β均取值为0.5。
（二）耦合协调度等级划分
对于耦合度与协调度的划分，目前学术界尚无统一的标准。关于耦合度C，根据蒋天颖等（2014）研究：0<C≤0.3为低水平耦合，0.3<C≤0.5为阶段，0.5<C≤0.8为磨合阶段，0.8<C≤1高水平耦合阶段。而关于耦合协调度D，借鉴、丁正山等（2015）的研究，结合舟山市金融发展与经济增长耦合协调度的实际特征，将耦合协调度划分为10个等级区间，每个区间代表一个协调等级，每个协调等级对应一类协调状态，形成连续的等级阶梯，从而更为直观地反映两个系统间的耦合发展程度。具体见表1。
表1 耦合协调等级划分标准
（三）指标选取与数据来源
衡量金融发展程度的指标很多，但最常用的指标是金融相关比率。金融相关比率有多种计量方法，本研究用舟山市金融机构存贷款之和与GDP的比率来计量金融相关比率。因为这个指标既包括存款又包括贷款，在衡量金融资产与GDP比率的同时也在一定程度上衡量了国民储蓄率，而储蓄率也在一定程度上反映了金融市场化、金融深化及货币化的程度。衡量经济增长的指标用GDP增长速度来表示。上述指标数据均来源于舟山市2002～2015年的国民经济和社会发展统计公报。
三、耦合协调性研究
（一）舟山市金融发展与经济增长现状
由图1、图2可知，2002年～2015年，舟山市的金融发展水平分两个阶段：2002～2009年金融相关比率总体上处于上升阶段，2010～2015年处于略微下降态势。经济增长水平在2002～2015年虽有几次反复但总体处于下降态势。由此可见，2008年的金融危机对金融、经济发展的影响持续存在，在全国处于经济增长下行压力的大环境下，舟山市也不例外，经济增速放缓，金融发展放慢。
图1 2002～2015年舟山市金融相关比率
图2 2002～2015年舟山市GDP增长速度
（二）舟山市金融发展与经济增长耦合协调性
运用式（1）可获得2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合度（见图3）。由图3可知，这14年来舟山市金融发展与经济增长的耦合度始终没有超过0.3，整体上一直处于低水平耦合状态，受2008年金融危机影响近几年耦合度处于降低状态。
图3 2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合度
为了进一步探究舟山市金融发展与经济增长的耦合协调度状况，进一步运用式（2），计算获取其2002～2015年的协调度，见表2。有表2可知，舟山市除了2013年外，其他各个年份里金融发展系统与经济增长系统的协调度较为平稳，整体上处在0.5～0.6这样一个平稳的勉强协调发展阶段。
表2 2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合协调度
四、结论与启示
本研究运用耦合协调模型，对舟山市2002～2015年金融发展与经济增长的耦合度和协调度进行了计算和分析。主要结论如下：
第一，受2008年金融危机影响，舟山市近年来处于金融发展放缓，经济增长放慢状态。
第二，2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合协调发展还处于相对较弱的水平。该时期，舟山市金融发展与经济增长的耦合度一直徘徊在0.1至0.25的低水平耦合阶段，协调度始终没有突破0.6而一直处于勉强协调耦合阶段，距离良性耦合协调发展仍存在一定差距。
舟山市作为长三角经济圈中的枢纽港口城市，正在大力打造港口经济圈。从目前舟山市金融发展与经济增长的耦合协调度发展来看，两者契合度不高，说明舟山市金融发展水平对经济增长的拉动作用较弱。由此，迫切需要采取有效措施大力推进金融发展，创新金融服务，为港口经济圈构建提供强有力的金融支撑和保障。
参考文献
[1] Caporale G M，Christophe R，Anamaria DS，et al.Financial development and economical growth：evidence from 10 new European union menbers[J]. International Journal of Finance & Economics，2015.
[2]周天芸，岳科研，张幸.区域金融中心与区域经济增长的实证研究[J].经济地理，2014.
[3]陈伟.长潭株地区金融发展与经济增长相关性研究――基于2003～2012年面板数据的实证分析[J].经济地理，2015.
[4]蒋天颖，华明浩，许强，王佳.区域创新与城市化耦合发展机制及其空间分异――以浙江省为例[J].经济地理，2014.
[5]，丁正山，余茂军等.基于耦合模型的现代服务业与城市化协调关系量化分析――以江苏省常熟市为例[J].地理研究，2015.
关键词：对外开放 经济增长 内生经济增长模型
研究背景
自1978年实行改革开放的政策以来，我国的经济社会发展取得了举世瞩目的成就，经济保持了高速增长，GDP增长率一直处于发展中国家前列。与此相对应，我国也积极参与世界经济，逐步加入到世界经济一体化进程中，通过不断融入到世界经济中来进一步深化我国经济的对外开放程度。
我国的对外贸易水平越来越高，进出口总额占国家GDP的比重也比较高，净出口已经成为实现我国经济增长的重要引擎。除了在对外贸易领域不断提高开放程度之外，我国在投资领域也进一步强化了开放的力度和范围，我国的实际利用外资额连续多年保持了迅猛增长，尤其是外商直接投资更是伴随着我国经济的开放迅速发展。这不仅仅带来了先进的管理经验和生产技术，起到了示范扩散作用，更进一步加大了国内企业的生产管理压力，促使国内企业积极转变生产方式，优化产业结构，提升自身竞争力。
相比较于我国在投资以及贸易方面的开放程度，我国在金融领域的开放程度相对小一些，政策更为谨慎，但整体上是稳步推进，开放程度逐年提高，也产生了不小的积极影响。无论是我国的金融管理当局还是银行机构，持有的对外资产逐年增加，我国正积极通过有步骤的金融开放来进一步提升金融中介机构服务效率、强化内外风险调控、降低市场信息成本来增强市场活力，促进经济增长。
尽管我国在经济的各个领域都实现了较大程度的开放，也取得了许多成就，但是，我国学术界在这一课题上却缺乏相应的研究，大多数研究都集中在了改革问题上，较少有研究国家经济开放程度与经济增长之间的关系问题，没有从整体上来研究经济开放这一制度变迁是如何影响到国家经济的文献。这一方面是由于国家的经济开放程度是难以用指数来权衡的，这里面包括贸易的开放、金融的开放以及投资的开放等，因而也就难以将开放作为整体因素来加以研究其与国家经济增长之间的关系；另一方面则是由于现代经济增长理论跟制度变迁等分数与不同的学术分支，尽管从新制度经济学上来讲，开放对经济增长的作用有了理论框架，但是仍难以将开放等制度因素引入到经济增长分析框架中。因此，应当积极实践在经济增长框架下，包括贸易开放、投资开放以及金融开放在内的经济对外开放对经济增长的影响，并着重研究经济开放进程如何有效作用于经济增长这一客观结果。
经济对外开放程度对经济增长的影响机制研究
通过研究经济开放程度与经济增长之间的关系，改进之前的经济开放指标体系，完善经济开放程度的评价指标，保证其更为客观科学和相互之间的有效联系。真实反映经济的开放程度，避免之前指标间相对弱化的关联性和简单地定义为封闭或者开放。同时，为之前相对模糊的经济开放与经济增长之间关系的理论方面进一步提供经验支持，使其更加明晰确定，通过进行时间序列上的经济增长分析，理清经济开放与经济增长之间的关联。而且，作为发展中国家，对于研究哪一种内生经济增长发展模型更符合我国实际和开放进程较有帮助。之前的经济开放与经济增长之间管理模型大都是集中于技术扩散模型和边干边学模型，仅仅强调学习效应的作用，难以找到现实实证。
另外，通过研究测试我国经济的对外开放程度，促使人们进一步明确和清晰我国改革开放以来的经济发展进程和轨迹，并科学判断未来经济发展趋势，明晰贸易开放、金融开放、投资开放对经济增长的推进作用，以便把握开放重点，促进经济增长。
一般来讲，内生经济增长模型研究了经济持续增长的模式，其核心是假设资本存量增加时，边际生产率不降为零。借此，内生经济增长模型借用了两个机制，一个是外部经济效用，另外一个则是产品的多样性机制。
内生经济增长模型的建立，在较大程度上是引用了外部经济效果的理念，考虑了经济开放在经济增长过程中的作用和意义。在内生经济增长模型中，外部经济效果及经济开放是源于对资本要素k的积累。这个资本不一定是有形资本，但其参照物显然是有形资本。
根据数据统计，2012年全年我国国内生产总值519322亿，比上年增长7.8%；2012年全年进出口总额38667.6亿美元 增长6.2%；2012年新增贷款8.2万亿；2012年固定资产投资364835亿；西部增长较快；2012年城镇居民人均可支配收入实际增长9.6%。
由表1可知，对外贸易、外商直接投资跟国家经济增长之间存在着均衡关系，即，国家的经济开放与经济增长间有着长期的均衡关系，对经济的发展有着促进作用。
经济对外开放程度指标体系分析
一般来讲，通常采用这一国家参与到整个国际经济的程度来表示该国的经济开放程度，这一概念相对来讲具有抽象性，在选取指标方面不同的学者采取了不同的方式。但是总体来讲，对于经济开放程度指标的选择主要有以下两种。一种是通过直接描述某一国家的经济体制及其政府相关经济政策的开放性，比如投资开放性、贸易开放性、金融开放性等，通过直接描述刻画这些政策的开放性并将其作为指标来反映国家经济的开放性，它包含了外汇黑市交易费用的高低、平均关税率、与国际市场相比较国内市场价格的扭曲程度、非关税壁垒率以及上述指标的综合使用等。另外一种指标则是间接指标，通过衡量国家经济体在经济开放中产生的结果来逆向推导国家的经济开放程度，一般来说有对外投资比率以及外贸依存度等指标。
这两类指标在选取标准上有所不同，但是在实际应用中各有优势。前一种衡量指标，其测量结果更为直接，能够直接反映某一国家的经济开放程度，直接反映了某一个经济主体对于参与国际经济活动的积极性和主观意愿，但是其实际应用中也存在着困难。这主要是因为第一类指标的提出就某些概念来讲难以清晰定义和度量，在测量时难以真实确定而且常常需要通过其他指标的替代才能完成，因此采用第一类指标，其最终测试结果可信度会打折扣，尤其是某些开放程度不高的国家，相关指标数据的获取比较困难。
在采取指标替代时，替代指标的科学性也有待进一步考证，如使用消费者物价指数来替代价格扭曲程度时，物价指数是否受到国内不完善的市场影响，是否受到通货膨胀、外债等因素制约，外汇黑市交易费、价格扭曲指数、集成关税率到底能否完整体现国家贸易政策的扭曲性等等，这些不确定因素都使得替代指标难以有效替代国家经济的对外开放程度。
结论及政策建议
国家经济的对外开放总体上来讲具有很明显的阶段性，与国家实行的对外开放政策的强弱具有很大的关系。总体上来讲，我国在1980年之后，经济开放表现出了很明显的阶段性特征，一个阶段是1980年至1992年期间，另一个阶段则是1993年至2002年间。这其中，第一个阶段是在前面相对比较低的对外开放水平下实现的比较缓慢但是比较稳定的增长，而后一个阶段则是在经过前面经济开放的大幅攀升后，在一个相对比较高的经济开放水平下实现的进一步的经济开放，这一阶段的经济开放则表现出了一定的波动性特征。划分为两个阶段是和两个阶段前后经济开放所依赖的衡量指标不同有关系，显示了国家的经济开放程度与国家的开放政策具有很大的关联性，国家政策在其中占有主导地位。而且后一阶段经济开放的波动性更为明显，也意味着在后一阶段的开放过程中，国家经济更多地接受到了来自国际投资、贸易以及金融等因素的影响和冲击。但是总体来讲，我国实行经济开放政策以来，国家在贸易、投资以及金融等各个方面的开放程度都是在不断上升的。
与此同时，国家经济开放过程中，金融的开放占了较大的比重，金融的开放对于整个国家经济开放的权重也越来越高，从我国经济开放的实践来讲，金融开放与整个国家的经济开放类似，也具有两阶段特征。对于整个国民经济的开放具有支撑和决定意义。与此同时，国家金融领域的开放相对来讲比较谨慎和缓慢，波动性相对较小。而且就这一指标本身来讲，金融管理当局的开放程度占有最重要的比重。
国家的外贸领域开放伴随着经济开放进程，对经济开放有着重要的影响。依据数据分析，在施行经济开放后国家在商品进出口方面发展迅猛，不过服务贸易在这一进程中占据着更为重要的角色，依据国内外发展经验，服务贸易在整个贸易开放的进程中有着无可替代的地位。开放以来，我国在直接利用外资方面也表现出了较大的开放性，外商在华直接投资在整个的国家投资开放中占据主导的地位和作用，而且其开放的阶段性特征及波动性特征都是与国家整个经济的开放性特征相一致。
在国家经济对外开放和经济增长的相互促进发展进程中，我国的对外开放程度、劳动力以及资本投入、科学技术发展进步、经济产出等各个方面因素都在整个的开放大背景下相互协调和影响，表现出了长期的均衡关系。经济开放的程度能够显著影响到国家的经济增长水平，对于提高国家经济产出，促进经济增长具有重要意义。
通过分析比较内生经济增长修正模型，可以发现国家经济的产出水平、技术进步水平以及资本物质人力的投入都是国家经济开放短期造成的，而且经济开放程度与它们之间存在着相互影响相互促进的双向因果关联关系。这都进一步表明了开放程度能够对国家的技术创新和资本积累形成有效的促进作用，并进一步刺激国家的经济增长，通过国家人力资本积累多渠道地实现对国家经济增长的促进作用。
基于国家经济开放程度对于国家经济增长的刺激作用，本文提出以下建议：首先，国家要进一步加大开放力度，通过经济开放提升国家知识存量和产出存量，并为企业进一步搭建完善国际贸易、投资平台，促使企业更好地融入到国际经济大环境中。其次，加大金融领域政策扶持力度。国家金融开放在整个经济开放中占有举足轻重的地位，要进一步探索新的形式和模式，促进非政府金融领域的开放进程，避免对贸易自由化和外资金融的壁垒形成。再次，积极改善投资环境，以此来吸引更多的外资投入，通过进一步理顺投资吸引机制，实现资本的积累，并以此促进国家在技术和管理以及人才等各个方面的扩散示范作用，促进产出的长期稳定增长，实现经济增长的平稳运行。
参考文献：
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关键词：丝绸之路经济带；金融发展；经济增长
基金项目：2012年甘肃省教育厅项目：“甘肃农村金融生态环境建设研究”阶段性成果
中图分类号：F832.7 文献标识码：A
收录日期：2016年8月9日
一、引言
2013年，国家提出建设“丝绸之路经济带”的战略，这一战略的提出给沿线地区的金融发展与经济增长带来新的机遇。甘肃作为联系中亚、西亚的枢纽，对整个经济带的建设具有不可替代的独特优势和重要作用。金融作为经济资源配置的核心，在经济运行中起到交易媒介、动员储蓄、配置资本、分散风险等作用。但由于甘肃经济增长相对缓慢，金融发展相对薄弱，金融发展对经济增长的支持作用还没有充分发挥出来，金融支持是构建丝绸之路经济带的关键，甘肃省应抓住机遇，以金融支持丝绸之路经济带的建设，对深化甘肃与丝绸之路沿线地区的经济合作、促进甘肃经济转型升级具有重大而深远的意义。
“丝绸之路经济带”是国家提出的全新发展战略，涉及金融支持丝绸之路经济带建设的研究较少。姚宇、李忠民等（2015）认为，金融支持丝绸之路经济带建设，就是以金融机构、金融资本、金融市场、金融政策、货币资金等金融要素为基础，从微观和宏观两个方面发挥金融功能。王保忠等（2015）认为在“丝绸之路经济带”的建设阶段应以开发性金融形态的支持为主，以商业性金融的支持为辅。
关于金融发展与经济增长之间的关系，国外学者Noman Loayza（2006）基于动态计量经济模型指出，金融深化程度对经济增长有明显的正向促进作用；Guglielmo Maria Caporale（2009）研究发现，一个国家的金融发达程度对这个国家的经济增长存在的影响不同，金融越发达，金融市场对经济增长的贡献越大。国内学者也始终关注着经济增长与金融发展之间的关系，并进行了大量的理论与实证研究。一些学者认为，金融发展与经济增长之间存在着显著的促进关系。周立等（2003）通过实证检验得出，中国各地区金融发展与经济增长高度相关，金融发展可促进经济快速增长。在对中国东、中、西部金融发展与经济增长之间的关系研究中，杨龙等（2011）指出东、中部地区金融发展对经济增长有正的影响；闫丽瑞等（2012）指出中部地区金融发展对经济增长的促进作用最大，东部次之，西部最小；俞立平等（2012）将金融发展分为金融规模与金融调控两个部分，并通过实证综合得出，金融规模对经济增长具有促进作用。
然而，综合冉光和（2006）、王纪全（2007）和马轶群（2012）的分析可知，在不同的区域条件约束下，金融发展与经济增长之间可能并没有稳定一致的关系，甚至还会降低经济增长的持续性，尤其对于经济资源匮乏的西部而言，金融发展与经济增长之间不存在显著的因果关系，甚至存在负向因果关系。甘肃为我国西部五省之一，在对其金融发展与经济增长的研究中，王晓鸿（2008）基于甘肃1990～2004年的数据，从金融化、证券化和保险经济化三方面对经济增长指标实际GDP的影响进行分析，指出金融发展与经济增长不协调；费和（2011）基于甘肃1994～2008年的数据，从金融发展规模方面对经济增长指标GDP环比增长率的影响进行定量分析，指出金融发展与经济增长存在不显著的正向因果关系；根据郭志仪等（2013）从金融规模和金融效率两方面对经济增长指标人均GDP的影响进行实证研究可知，长期内甘肃金融发展规模的扩大显著推动了经济增长，金融中介效率却随着经济的增长而下降。
综上所述，金融在丝绸之路建设中发挥着不可替代的作用。本文在建设“丝绸之路经济带”战略背景下，基于甘肃省金融发展与经济增长的角度，研究“丝绸之路经济带”甘肃段的金融支持。
二、丝绸之路经济带甘肃段金融支持实证研究
（一）指标选取与数据说明。在选取经济增长指标与金融发展指标时，一方面要能充分反映甘肃的金融发展和经济增长水平；另一方面还要考虑到甘肃金融市场数据的可得性。本文对甘肃人均GDP以1978年为基期做平减处理，剔除价格的影响，得到实际人均GDP，作为衡量甘肃经济增长的指标（Y）。
金融发展指标中，金融规模指标（X1）采用戈德史密斯提出的金融相关比率，综合戈德史密斯的计算方法和甘肃的实际情况，本文将该指标定义为甘肃金融机构存款总量与金融机构贷款总量之和与甘肃GDP的比值；金融效率指标（X2）反映了金融机构将储蓄转化为投资的效率，本文参考张婷（2015）的研究，将其定义为甘肃城乡居民储蓄存款余额与全省固定资产投资的比值；固定资产投资（X3）是区域金融发展的重要组成部分，本文选取甘肃固定资产投资额与甘肃地区生产总值的比值来衡量甘肃的投资水平。
本文选用甘肃1978～2014年度数据作为研究对象，数据来源于《甘肃发展年鉴》、《中国统计年鉴》、《甘肃金融运行报告》以及国家统计局、甘肃统计局、Wind数据库等。采用Eviews7.0对数据进行整理和分析。
（二）单位根检验。若时间序列的均值或自协方差函数随时间改变，则该序列就是非平稳时间序列，对非平稳时间序列进行时间序列分析会产生伪回归问题。单位根检验是一种检验时间序列是否平稳的方法，为了消除异方差现象出现，我们对所选取的指标均进行对数处理，分别记为LnY、LnX1、LnX2、LnX3。运用Eviews进行ADF检验，检验结果如表1所示。（表1）
从表1可以看出，各个变量的原时间序列都是非平稳的时间序列，对其进行一阶差分处理后即为平稳的时间序列，并且在1%的置信水平下均表现为平稳。因此，变量人均实际GDP、金融规模、金融效率以及投资水平均为一阶单整。
（三）协整检验。本文根据综合原则确定VAR模型最优滞后阶数为3，VAR所有的各特征根的倒数值均位于单位圆之内，表明VAR模型是稳定的。协整检验是确定变量之间是否存在长期的均衡关系，本文采用Johansens协整检验方法来进一步分析LnY和LnX1、LnX2、LnX3三个变量之间是否存在长期的均衡关系，检验结果如表2所示。（表2）
由表2可知，当原假设协整方程个数为0个时，迹统计量59.96005>47.85613，拒绝原假设，表明LnY、LnX1、LnX2、LnX3存在协整关系；当原假设协整方程个数至多为1个时，迹统计量27.06779
（四）Granger因果关系检验。由Johansens协整检验可知，变量之间存在协整关系，而Granger因果关系检验能够为经济关系中的因果方向提供证据，即在另一个变量变化之前，一个时间序列变量一致的且可预测的变化，如表3所示。（表3）
由Granger因果检验结果可知，滞后一阶时，在5%的显著水平下，人均实际GDP与金融效率之间存在着单向Granger因果关系，即人均实际GDP是金融效率的成因，这说明经济快速发展，城乡居民储蓄存款增加，全社会固定资产投资水平提高，进而全省储蓄转化为投资的效率得到有效提升。在5%的显著水平下，人均实际GDP与投资水平之间存在单向Granger因果关系，即人均实际GDP是投资水平的成因，这说明经济的高速发展和社会生产力的提高会使社会有效需求增加，从而促进全社会固定投资水平的提高，截至2014年底，甘肃全社会固定资产投资达到了7，884.12亿元，相比1978年增加了847倍。
三、结论及建议
本文基于1978～2014年甘肃的数据，通过Johnsen协整检验、Granger因果关系检验，对甘肃金融发展与经济增长之间的关系进行实证研究，并得出结论：（1）甘肃的金融发展与经济增长之间存在着长期的均衡关系；（2）基于格兰杰因果检验，经济增长是金融效率和投资水平的原因，即经济增长带动了金融的发展。综合以上结论可以推断出，代表甘肃金融市场发展水平的金融规模、金融效率以及投资水平发展实力薄弱，与经济增长并不协调，短期内对经济增长的贡献是有限的。
在建设“丝绸之路经济带”的战略背景下，如何促进区域金融发展与经济增长相互协调发展是促进丝绸之路整个经济带发展的关键。首先，促进金融业多元化发展，提升金融规模质量。在金融规模量快速增长的同时，更加注重金融规模质的增长，充分发挥证券业和保险业的后发优势，通过放宽金融机构市场准入、设立独立的政策性金融机构以及提高甘肃地方金融机构的比重促进金融业多元化发展，做到金融结构与经济结构相匹配，从而利于经济的增长；其次，促进资本市场多元化发展，提高金融效率。积极发展多层次资本市场，通过提升甘肃股票市场融资和债券市场融资加快资本市场的发展，促进社会闲置资金集聚并充分运用到实体经济中，提高储蓄转化为投资的效率，为丝绸之路经济带甘肃段的建设提供充分的资金支持；最后，拓宽国内外投资渠道，优化投资结构。通过对产业结构优化升级、深化体制改革以及加大基础设施建设优化甘肃投资结构，同时加大甘肃企业和中亚地区的投资项目合作，以提高投资水平对经济增长的可持续性。
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关键词：现代物流 经济增长 关系 研究
理论界普遍认为现代物流与经济增长之间的关系是相互的，现代物流的发展能在一定程度上促进经济的增长，而同样，经济的增长也会带动现代物流的发展。如果这一论点成立，则推断出经济增长无形拉动了现代物流需求，而现代物流的发展又为经济运行提供了更好的条件，随后物流工作也会开展得更加顺利。如此看来，现代物流和经济增长之间的关系是相互的，甚至可能存在双向因果关系。基于此，笔者现结合格兰杰因果检验方法，利用具体实例对现代物流和经济增长的关系进行论证。
一、现代物流与经济增长之间的互动关系
1.物流发展在经济增长中所发挥的作用。部分学者利用物流推动论来分析问题，站在物流推动论的思路分别从三个方面对物流发展在经济增长产生的作用作了分析，得出以下三个相应的结论：一，现代物流发展细化了社会分工，使社会行业及社会工作变得更加规范，进而促进了在社会经济的增长；二，现代物流建立物流联盟的目的在于控制交易费用，而交易费用一旦降低，经济增长便不是难题；三，如果结合区域经济增长理论分析，现代物流对经济增长的影响在经济非均衡发展、梯度推移等多个方面都会发生作用，最终结果同样是促进经济增长。由此看来，现代物流多少会对经济增长产生作用，明显结果是，现代物流发展，经济也会跟着增长，反之，物流滞后，经济势必也会跟着降低。所以不难看出，现代物流和经济增长之间是存在互动关系，经济会随着物流的发展而增长。
2.经济增长对现代物流发展的拉动作用。另一部分学者利用经济拉动理论来分析物流和经济间的关系，指出现代物流仅仅只是经济发展下的产物，经济增长会对物流发展产生决定性作用，这主要体现在以下两个方面：其一，经济大幅度增长会在一定程度上拉大市场的物流需求量，进而促进物流发展，反过来，物流 需求量大大增加以后，市场经济，乃至社会总体经济都会得到相应的发展；其二，经济发展水平决定着现代物流的发展水平，因为无论如何，物流始终是经济发展下的产物，始终受限于社会经济。
按照经济拉动逻辑，经济大幅度增长之后，物流业对物资的需求也会越来越大，物资产品流动规模同样得到相应的扩大，这些连锁反映都是经济发展所引起的，是经济发展的必然规律，同时也是现代物流在经济发展下的必然趋势。比如上世纪50年代的日本，该国也是利用庞大的物资交易，从世界各地将物资产品运回国，再销售到国内和国外，产生巨大的物资产品需求，实现了物流发展。这一行为的实施建立在经济发展条件上，是经济增长所导致的必然结果。从这一点来看，经济增长对物流发展的作用是极大的，一旦经济显现出增长趋势，物流便随之跟着发展。
3.物流发展和经济增长间的互动关系。由上述两大理论可知，现代物流发展与经济增长之间的关系是相互的，一方面现代物流发展可促进经济增长，另一方面经济增长也可拉动物流内需，带动物流发展。如果应用因果图来解释现代物流和经济增长之间的关系，可将其视为双向因果关系，即物流发展势必会提高物资产品的供给能力，从而加大市场对物资产品的需求以及物资产品的供给，缓解物资短缺问题，最终推动社会经济发展；反过来，经济增长也会在一定程度上加大市场对物资产品的需求，从而拉动物流行业内需，频繁造成物资短缺问题，带动物流行业发展。
二、物流发展与经济增长的关系实证分析
为了进一步论证现代物流与经济发展之间的双向互动关系，笔者预结合格兰杰因果检验方法来对其进行论证，详细步骤如下：
1.选取适当数据与指标。现代物流和经济增长互动关系实证时，第一步骤是先做好数据、指标选取。综合考虑现代物流性质，数据指标选取主要包括以下四种，即物流供给能力指标、物资产品需求指标、发展成效指标以及经济增长指标，四种指标缺一不可。需要注意的是，以上四种指标在选取时都会受到价格因素的影响，而本文为了论证方便，剔除了一切价格因素，论证时并不考虑价格因素对指标的影响。
2.格兰杰因果检验方法的应用。（1）斜整关系检验。由于上述时间序列都为一阶非平稳序列，对在检验两个变量之间的因果关系之前，我们须对两个变量之间的长期稳定性进行检验，也就是对两个变量之间的协整关系进行检验，在这里本文采用常用的Johansen协整检验方法，利用EViews统计软件进行分析，得出相关结果。
（2）因果关系检验。利用EViews计量经济软件对上述两两变量进行因果检验，得出最终的关系检验结果，即①案例中某省市的物流网络里程与国内生产总值存在联系；②某省市现代物流需求的增长水平较高，且增长原因为格兰杰原因；③某省市现代物流发展和经济增长之间呈现出双向因果关系。
三、结束语
综上所述，现代物流与经济增长之间存在相互关系，且这种相互关系是双向的，能相互影响和作用。本文结合格兰杰因果检验方法及检验理论对物流与经济之间的关系进行了分析，指出物流发展促进经济增长，经济增长带动物流发展，物流和经济二者间存在双向互动关系，相辅相成。同时强调，现代物流和经济增长一荣俱荣，一损俱损，必须做好合理控制，确保两者发展的协调性。
参考文献：
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改革开放以来，我国经济已经历了30多年的高速增长，人力资源、自然资源、资本、技术创新被看作拉动经济增长的四大马车。随着技术创新对经济增长的影响越来越显著，技术创新对经济增长的贡献率高低，经济增长是否主要靠技术创新能力来拉动等问题目前已成为研究的热点。
二、研究方法、指标选取
20世纪50年代中期，美国著名经济学家Solow提出solow余值法，其基本表达式为：Ga=y-ɑk-βl。其中：Ga为科技进步的年平均增长速度，y为产出的年平均增长速度，一般用国内生产总值来计算，k为资金的年平均增长速度，l为劳动者的年平均增长速度，ɑ、β分别为资本和劳动力的产出弹性系数。劳动力、资本和技术创新被称为经济增长的三要素，根据solow余值法，笔者选定的研究指标分别为：产出（Y）、资本投入（K）、劳动投入（L）。
三、基于solow余值法的数据处理
自《中国统计年鉴》中收集2004～2013年的各指标数据，如表1所示。（表1）1、回归分析。采用SPSS－回归分析对上述数据进行分析，得出R=0.991，R2=0.983，回归方程：ln（Q/L）=1.025+1.298ln（K/L）。ɑ的估计值为0.06，β的估计值为1.298。solow余值法模型为：GA=GQ-0.06GK-1.298GL。2、solow余值法分析。分离技术创新、资本、劳动力对经济增长的贡献率：其中，GDP增长速度（GQ）、固定资产投资增长速度（GK）、全社会从业人员增长速度（GL）、乘以弹性系数后的资本增长速度（aGK）、乘以弹性系数后的劳动增长速度（bGL）、技术创新增长速度（Ga）、经济增长中技术创新贡献率（Ea）、经济增长中资本贡献率（Ek）、经济增长中劳动力贡献率（El）。各指标的计算公式如下：
①Ga=GQ-0.06GK-1.298GL
②Ea=Ga/GQ×100%
③Ek=aKG/GQ×100%
④El=bGL/GQ×100%可以看出技术创新的贡献率一直处在一个较高水平，但时有波动。从2004年的85.77%，一直缓慢上升至90.87%，自2007年开始下降，到2008年降至73.68%，2009年达到最高点93.25%，此后又缓慢下降，2012年为82.95%。各年的资本在经济增长中的贡献率波动幅度较大，稳定性差。年平均贡献率约为10.12%，略高于劳动投入贡献率。劳动力投入年平均贡献率是3.71%，水平较低，波动较大。2007年以前一直在不断下降，至最低点2.31%，2009年开始快速上升并在2011年基本持平。由此可见，劳动力投入在促进经济增长的各因素中作用力最小。
四、结论
关键词:制度变迁;经济增长;内在关系;实证检验;
中图分类号:F061.2 文献标识码:A 文章编号:1003―5656(2007)05―0018―09
标准的经济增长理论把制度看作是既定不变的,所以无法认识到制度变化对经济增长的重要性｡那么,为什么世界上许多国家都把社会和制度变革作为带动经济增长的动因?为什么在资源､人口､技术都没有巨大变化的中国,自改革开放以来短短的二十多年时间里会发生如此大的变化?为什么有些贫穷国家在最近的几十年里能获得快速的增长,而有些国家却仍在零增长线上挣扎?制度变革与经济增长间到底是一种什么关系,这个问题确实值得深究｡本文就是想通过对中国经济转轨和经济增长内在关系的实证研究来试着说明这一问题｡
一､制度变迁与经济增长关系研究回顾
人们对于当今经济增长模型批评最多的是,模型在强调人力资本､知识和技术作用的同时,却忽视了制度要素｡诺斯在评价内生增长模型时指出:“这些模型都取决于一个能驱动模型的暗含的激励结构的存在,如果不将制度中派生出来的激励结构作为这一研究的重要组成部分,这一研究对我来说将是一个无结果的试验”｡[1]诺斯从制度安排的]进角度,提出了经济增长由制度“启动”的论断,科斯也把交易成本作为解释和比较不同制度或体制效率的重要因素｡交易成本和制度变迁理论的引入,极大地扩展了经济增长理论的解释力和应用空间,它揭示了制度的动态发展对经济增长的重要影响｡
从目前来看,关注制度与增长间关系最多的还是新制度经济学家｡正是他们的不懈努力,才使人们逐渐认识到研究制度与增长间关系的必要｡当然,其他一些主流学者也从相关研究中得出了相似的结论,如Schulley的经验研究就证明了制度是经济增长的影响因素;Jones and Keeper则用考虑有制度背景的影响模型和实证检验突出了这一点;Acemoglu,Johnson and Robinson发现制度变迁和经济增长是互相促进的,两者并不能截然分开;而lener的实证研究也证实了这一点;Tomell和Eicher分别从产权制度和制度实施效率这个角度分析了内生制度与经济增长的关系｡[2][3][4][5]
除了国外学者的研究外,一些国内学者也在考虑制度与增长间到底是什么样的一种关系｡如卢荻､沈坤荣､张军､林毅夫和雷钦礼等学者都对该问题做了一些研究｡[6][7][8][9][10]他们认为,技术进步对经济增长的贡献易于在短期内被人们观察到,而制度变迁对经济增长的贡献可能表现不明显或者不易衡量,这可能是许多经济学家忽略制度变迁对经济增长重要作用的原因之一;他们还从不同的视角考虑了制度变迁与经济增长的关系｡也有国内的一些学者通过把制度因素引入到内生增长模型来进而揭示制度与增长的关系,如雷钦礼在其博士论文中做了一个尝试;刘红和唐元虎､皮建才,王泽填等青年学者也在这方面做了努力和尝试｡[10][11][12][13]但总的来看,关于制度和增长之间到底是一种什么样的关系,这还是一个不清晰的问题,本文就想换一个思路,通过检验当代制度变迁与经济增长的内在关系来揭示这一问题｡下面,本文就通过把中国经济体制转型的过程当作一个制度变迁的过程,来探究经济增长与制度变迁之间到底是一种什么样的关系｡
二､转型指标的设定及量化标准
把经济体制转型作为制度变迁的实例来研究,首先必须量化转型指标｡欧洲复兴开发银行(EBRD)编制的改革进展指数(IRP)指标体系中,包括了企业､市场与交换､金融体制和法律改革4个领域的共10项指标｡在世界银行完成的《1996年世界发展报告:从计划到市场》(《World Development Report: From Plan to Market》)报告中,世界银行对经济转型进展与评估是分类独立进行的｡[14]世界银行对经济转型的评估集中在四个领域,分四大类着手考察,它们分别是自由化､财产权和私有化､机构以及社会政策｡
卢中原､胡鞍钢选择了投资市场化指数､价格市场化指数､生产市场化指数､商业市场化指数四个单项的市场化指标｡[15]国家计委课题组是从商品市场化程度和生产要素市场化程度进程测算向市场体制转型的程度,生产要素市场化程度按劳动力和资金市场化程度考察,劳动力程度由市场化劳动力占总劳动力比重决定,资金市场化程度由银行信贷资金的市场化程度来近似反映｡陈宗胜等学者通过对企业､政府､市场三个方面的考察来测度市场化进程[16]｡
在构造转型指标时必须做到科学性和可行性的结合,即所构建的转型指标应该能够较好地反映出转型的实际进程和结果｡中国自1978年改革开放以来呈现的经济增长和经济转型的趋势是同步的,这种耦合的趋势可以很好地揭示经济增长与制度变迁(经济转型)的内在关系｡在刻画中国经济转型的指标方面,我们参考世界银行､欧洲复兴开发银行[17]､陈宗胜等学者的相关研究,并结合国内外其他相关学者对这一问题的见解,我们把反映中国经济转型的量化指标确定为以下四个方面(见图1):
(1)非公有制经济发展水平(NL)｡本文用工业总产值(或增加值)中非国有工业的总产值(或增加值)来表示｡公式如下:NL:非国有工业的总产值(或增加值)/工业总产值(或增加值)｡
(2)市场化程度(ML)｡目前衡量我国市场化程度的方法很多,我们选取投资的市场化指数来表示,即用全社会固定资产投资中“外资､自筹资金和其他投资”三项投资占总投资的比重来表示,公式如下:ML=(外资+自筹资金+其他投资)/全社会固定资产总投资｡
(3)对外开放程度(OL)｡反映经济外向型的程度,本文采用进出口总额占GDP的比重来表示,公式如下:OL=(GDP-进出口总额)/GDP｡
(4)政府对经济干预程度(GL)｡我们以财政支出占GDP的比重来表示地方政府对经济干预程度的变化程度｡
参照ERBD对改革进展指数(IRP)编制所设定的权重系数和国内､外学者对上述指标重要性的排序情况,我们设定非公有制经济发展水平(NL)､市场化程度(ML)､对外开放程度(OL)和政府干预程度(GL)对转型进展的刻画重要性分别为:0.4,0.4,0.2和0.2｡那么转型进程综合指数(TL)可以表示为(见图2):
三､经济转型与经济增长的关系检验
我们可以用图3来表示经济增长指数与经济转型进展指数之间的关系,我们发现仅从图中很难确定二者之间内在的关系,下面我们通过对二者之间进行协整和因果关系检验,来进一步确定二者之间的内在关系(经济增长指数是指把GDP以1978年设定为100计算的各年可比价格比增长指数)｡
本文的实证检验分4个步骤完成:第一,利用单位根检验确定时间序列lnGDP(GDP指数数据的自然对数形式),和lnTL(经济转型进程指数数据的自然对数形式)的平稳性;第二,确定lnGDP和lnTL之间是否具有协整关系;第三,采用格兰杰因果性检验考察lnGDP和lnTL之间的因果关系;第四通过VAR模型进一步验证二者的内在关系｡本文所有检验结果均使用Eviews4.0计量经济分析软件进行了多次回归分析而得｡
1.变量平稳性检验
数据选取本文采用前文计算的经济转型进程综合指数和历年经济增长指数的变化数据作为样本数据｡lnGDP和lnTL按照有关数据计算而得,其中,以上2个变量均取自然对数,是为了消除可能存在的异方差｡样本空间确定为1978―2004年,主要原因是想对中国整个经济转型期做一个全面和完整的考察｡
本文将利用单位根检验来确定lnIF和lnFDI两个变量的平稳性,具体采用的是ADF( Augmented DickeyFuller Test)方法,其模型为
按照AIC最小值法则选择最佳滞后期项数(2期),见如表2｡从VAR模型拟合结果也可以看出(见表3),经济转型确实不是经济增长的决定因素,经济转型对经济增长的作用是一种较弱的影响,并且这种影响的时间较长,且不会在短时间内衰减;而经济增长却是经济转型的内在决定因素,并且这种决定因素会在较短时间内衰减｡
LnGDP(经济增长)与LnTL(经济转型)之间存在协整关系与单向因果关系,这从表1和表2的检验结果就可以看出,LnGDP和LnTL之间存在一个协整关系,即两者之间存在一个长期均衡增长关系｡由于LnGDP和LnTL之间存在着协整关系,故GDP与TL之间也存在协整关系｡由表2和表3知经济增长与经济转型之间存在单向因果关系,即经济增长是带动经济转型的格兰杰原因,而经济转型并不是引致经济增长的格兰杰原因｡但二者的协整关系和VAR模型也充分说明,虽然经济转型不是经济增长的决定性因素,但经济转型对经济增长确实能有一定的影响,并且这种影响是长期的(如滞后1期与滞后2期影响系数比较接近)｡
四､结论与启示
很多人认为,制度变迁对经济增长会起到决定作用,如中国的经济体制转型推动了中国的经济增长就是一个很有说服力的现象｡但我们通过二者的内在关系分析却发现,结果恰好相反,正是经济增长直接推动了中国经济体制转型的深化,而不是制度变迁决定经济增长｡这也说明诺斯的推论是有疑问的｡当然,经济增长与经济转型之间存在的协整关系也说明,制度变迁与经济增长之间在某种程度上确实存在长期相关关系,但制度变迁对经济增长的作用却不是决定性的｡
我们再透过20世纪末期以来的世界范围内的经济转型来看待这个问题｡我们知道,在经济转型问题上提倡“华盛顿共识”的学者认为,所有的经济问题实际上都是稀缺资源的配置问题,而市场无疑是实现资源合理配置的最有效的方式,通过一系列快速走向市场化的策略,转型国家可以在较短时间内成功走向市场体制｡但事实证明“华盛顿共识”并没有取得预期的成效,其中主要原因是由于把目光局限在“为转型而转型”的狭隘目标以及忽略增长取向的实现途径上｡本文的研究也说明,经济增长对经济转型起着决定性的作用,只有把经济增长和经济转型同步考虑,只有在增长中来推动转型才是有效和重要的｡而这正是“中国模式”和“北京共识”内在涵义｡
制度变迁与经济增长的内在关系告诉我们,为了经济增长而重视制度创新是必要的,但过分倚重制度创新来达到经济增长的决策是没有根据的｡制度变迁并不是经济增长的直接原因,说明在推动经济增长中仅靠制度变革是行不通的,必须通过制度变革达到提高有效劳动､资本存量和技术进步改善才能达到｡制度变迁与经济增长之间的协整关系和VAR模型关系也说明,在经济增长中制度变迁的作用虽然不是决定性的,但这种作用还是不能忽视的,并且制度因素还会通过对其他增长因素的影响来长期影响经济增长｡
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关键词：经济增长质量；经济发展方式；全要素生产率
一、引言：
众所周知，改革开放三十多年来，我国经济建设取得了辉煌成绩，年均增长率为近百分之十。就经济总量而言，我国已经是全球第二大经济体。在我国经济实现高速增长的同时，经济增长过程中的一些问题也日益显现出来，比如生产要素利用效率不高、生态环境造成了一定程度的破坏、各地存在着不同程度的资源浪费和经济增长的结构性矛盾还比较突出。这些现象归根到底就是通常所说的经济增长质量问题。我国经济增长总体上来说是粗放式的，经济发展方式尚未得到根本转变。同时我们要明确，经济增长不等同于经济发展，两者既相互区别又相互联系。因此，如何恰当界定经济增长质量就显得十分必要了。
二、经济增长质量的定义：
经济增长质量，说到底属于一种规范性的价值判断。显然，不同的学者由于研究的角度不同会产生不同的看法。总体上讲，学术界一般从狭义和广义两个角度来探讨经济增长质量问题。从狭义角度来说，就是指经济增长速度效果和经济增长的效率，是一种优劣性问题，而实质上是一种经济增长方式的转变问题。从广义角度来讲，各个学者尽管对经济增长质量的看法有许多交叉的地方，但仍旧有不少分歧。如刘树成（2007）认为提高经济增长质量就是指要不断提高经济增长发展态势的稳定性，不断提高经济增长方式的可持续性，不断提高经济增长结构的协调性，不断提高经济增长效益的和谐性。马建新、申世军（2007）在总结前人研究的基础上对经济增长质量定义为一个经济体在经济效益、经济潜力和社会效益以及环境等各方面所表现出的与经济数量扩张路径的一致性、协调性。钞小静和惠康（2011）进一步将经济增长质量的外延概括为：经济增长的结构、经济增长的稳定性、经济增长的福利变化与成果分配以及资源利用和生态环境代价等四个方面。
三、经济增长质量的测度：
测量经济增长质量，学术界一般采用全要素生产率法与综合评价指标体系法。一般来说，采用狭义经济增长质量定义的学者大多使用全要素生产率方法，而采用广义经济质量定义的研究者往往使用综合评价指标体系法。全要素生产率方法具体包括代数指数法、索洛剩余法、隐性变量法、随机前沿分析法和数据包络分析法等五种方法。其中数据包络分析法具有不需要对生产函数结构作先验设定，不需要对参数进行估计等优点，在实际应用中较多采用。然而全要素生产率法在测量经济增长质量时有一定程度的局限性，郑玉歆（2007）认为全要素生产率反映的是生产要素即期的经济结果，没有考虑要素的长期性，其测算难以避免投入和产出数据不一致的问题，并且全要素生产率的提高并不能保证资源的有效配置。综合评价指标体系测算目前主要有熵值法、相对指数法、层次分析法和因子分析法等四种方法。其中相对指数法没有考虑各分项指标之间也许存在着高度相关性，熵值法未能较好地反映相关指标之间的关系，层次分析法主观性较强，它们均有各自内在的缺陷，而因子分析法与主成分分析法两者都是依据数据本身的特点而非人为的主观判断来确定各指标的权重，从而可以很大程度上避免指标之间的高度相关性和设定权重的主观性（钞小静、任保平，2011）。
上文简要叙述了理论界对经济增长质量的定义和测试方法，接下来对从不同角度实证分析我国经济增长质量的文献进行综述。
四、外商直接投资和经济增长质量：
江小涓（2002）认为外资既可以形成高质量的新增资产也可以提升存量资产的质量，进而能够提高我国经济增长的质量。而汪春、傅元海（2009）运用统计分析和协整分析都说明FDI 降低了我国经济增长质量，并且通过实证分析表明FDI 主要是通过直接方式降低经济增长质量，此外，FDI 的正溢出效应影响经济增长质量在统计上也不显著。
五、人力资本与经济增长质量：
刘亚建（2002）阐述了影响我国经济增长质量的生产力因素, 认为科技竞争力对于经济增长质量起着至关重要的作用, 因此提高我国经济增长质量的根本出路就在于大幅度增加研究开发和教育投入，积极落实科教兴国战略。刘海英等（2004）在借鉴基尼系数反映收入差距的经典理论基础上, 对人力资本均化指标进行了量化。通过实证分析发现，各地区人力资本平均程度的基尼系数与反映各地区平均人力资本积累水平指标之间存在着统计上显著的负相关关系，并进一步表明将受教育的机会更多地提供给具有更低人力资本的普通劳动力，对中国经济增长质量的提高意义重大。
六、资源环境与经济增长质量：
从理论上来说，资源利用效率和生态环境都是影响经济增长质量的两个重要因素。资源利用效率的改进可以节约资源、改善生态环境，也有助于保持经济增长的持续性，从而促进经济增长质量的提高；而生态环境的改善可以显著地提高人民整体的福利水平，这也就自然而然提高了经济增长质量。妙小静、任保平（2012）利用中国经济转型时期的省际面板数据实证分析表明，中国经济转型时期资源环境代价与经济增长质量之间存在着统计上显著的正相关关系。杨斐、任保平（2011）利用改革开放后二十一年内的样本数据以环境库兹涅茨曲线模型为基础，从碳排放的角度对中国经济增长质量进行了分析，他们认为这样做的主要目的就是是寻求减排与保持经济增长的平衡路径。其实证结果表明经济增长质量与人均碳排放之间存在着三次曲线关系而不是传统的倒U型关系。因此，他们认为，对于减排措施需要持谨慎的态度，只有通过充分验证，才能够实现在减排目标的同时保持经济增长。
七、小结：
对于经济增长质量的内涵和外延的界定到目前为止学术界尚未形成统一的看法，但研究的深度和广度都在不断加大，这是可喜之事，因为对于经济增长质量的科学评价必须建立在怎样恰当地界定经济增长质量的理论内涵。当然，我们既不要盲目缩小经济增长质量的内涵和外延，更不能任意扩大其内涵和外延。在2008年全球金融危机阴云仍未散去的国际大背景下，在我国经济增长率最近几个月跌破百分之八的新形势下，我们的发展战略思路要进一步由比较优势向竞争优势转型, 战略目标要由低成本扩张型向高效率创新型发展转型。党提出的包容性增长模式不仅寻求的是经济增长过程的平衡与稳定和经济增长结果的合理分享，更多地还包括了经济增长的成本代价这一因素。在实现经济可持续健康发展目标下，我们既要更加合理地利用外资，不断提高人力资本对经济增长的贡献率，也要关注环境，关注子孙后代。
参考文献：
[1]刘树成，论又好又快发展，经济研究，2007
[2]马建新、申世军，中国经济增长质量问题的初步研究，财经问题研究，2007
[3]钞小静、任保平，中国经济增长质量的时序变化与地区差异分析，经济研究，2011
[4]郑玉歆，全要素生产率再认识，数量经济技术经济研究，2007
[5]江小娟，中国的外资经济对增长、结构升级和竞争力的贡献，中国社会科学，2002
[6]汪春、傅元海，FDI对我国经济增长质量的影响，湖南商学院学报，2009
[7]刘亚建，我国经济增长效率分析，思想战线，2002
[8]刘海英等，人力资本均化与中国经济增长质量关系研究，管理世界，2004
[9]钞小静等，资源环境约束下的中国经济增长质量研究，中国人口·资源与环境，2012
一、河北经济增长方式转变现状
建国56年来，河北经济建设取得了长足进展。与改革开放前相比，劳动者素质进一步提高、产业结构不断优化、企业技术自主创新能力逐渐确立、政府职能进一步转变、投资需求旺盛，这些因素都有利地推动了河北经济增长方式的转变。此外，河北还进一步健全市场体系、完善市场规则、规范市场交易主体，使市场对资源配置的作用更加明显。河北不断提高高校的办学质量和水平，把培养高素质人才与引进高素质人才并重，为资源节约提供了基本人才保证。尽管如此，河北经济增长方式没有实现根本性的转变，制约因素主要表现为：
（一）劳动力素质偏低，人力资本匮乏。劳动力素质越高，劳动生产率就越高，越有利于实现经济增长方式的转变。河北劳动力数量多、技能低，且分布不均匀。河北地处环京津区域，劳动力资源的流失比较严重。加上用工企业对劳动力培训的力度较小，使劳动力技能很难有所提高。劳动力市场的不健全，企业与劳动力之间用工信息的不对称，使劳动力的流动成本大大增加，妨碍了劳动力资源的合理配置。河北高校传统型人才培养模式依然占有主导地位，适应社会经济发展的高素质创新型人才很难培养出来。
（二）产业结构还不尽合理。集约式经济增长要求三大产业对经济增长的贡献度由大到小分别为：第三产业、第二产业、第一产业。发达国家的第三产业在该国经济总量中已达60％以上。目前，河北三大产业对经济增长的贡献度依次为：第二产业、第三产业和第一产业。其中，第三产业在河北经济总量中仅占30％。加快发展以通讯、信息和服务业为主的第三产业，是切实推进河北经济增长方式转变的关键环节。
（三）科技资金投入少，科技产出低。技术进步是实现集约式经济增长的质量型要素。与其他省份相比，河北科技资金投入较少，一方面是基础性研究资金投入不足，另一方面是应用性研究资金投入不足。在有限的资金投入下，河北科技成果产出率较低，使企业很难形成自主核心技术竞争力，阻碍河北经济增长方式的转变。
（四）制度建设仍然滞后。西方经济学家诺思、科斯最早把制度因素作为经济增长的内生变量来进行研究。他们认为一个良好的市场制度可以降低交易双方的成本，一个良好的企业制度可以降低企业的生产成本，一个各方面都比较完善的国家制度体系可以提高一国经济增长的内在质量。近些年，河北制度建设取得重大进展，在规范市场行为，增强企业活力上面已初见成效。但是，河北制度建设也有一些不尽人意的地方。首先，在某些领域，一些制度制定的过细，妨碍了制度规范主体的积极性、主动性、能动性的发挥。其次，一些好的制度制定出来了，由于人为因素，在执行过程中出现了偏差，使制度的应有效用没有发挥出来。最后，一些传统的、落后的意识形态和非正式组织，严重阻碍着正式制度的实施，使经济增长在与制度规则的相互博弈中举步维艰。
二、河北经济增长方式转变新探
转变经济增长方式是一个系统工程，需要举全省之力，从各个方面、各个环节进行不懈的艰苦努力。要以科学发展观为指导，推进经济增长方式的转变，坚持走低投入、高产出；低消耗、少排放；能循环、可持续的新型工业化经济发展道路。
（一）转变经济增长方式。首先，要树立科学的发展观，按照统筹城乡发展、统筹区域发展、统筹经济社会发展、统筹人与自然和谐发展、统筹国内发展和对外开放的要求，切实推进经济增长方式的转变。其次，要摒弃传统的经济增长与经济发展等同的观念。经济增长只强调经济增长的数量，而经济发展不仅仅强调经济增长的数量，更注重经济增长的质量和效率。经济增长，既可以是粗放式的经济增长，也可以是集约式的经济增长，而经济发展一定是一种相对集约式的经济增长。要真正实现经济增长方式的转变，就必须树立经济发展的观念。最后，要树立效率和节约观念。在实际生产中，落实资源开发与节约并举、把节约放在首位的方针，制定节约和综合利用资源的目标与措施，使经济增长更多地依赖于资源的节约、能耗的降低和浪费的减少来实现。
（二）改革现行的经济指标体系。经济指标体系是经济活动的指示器，也是考核各地政府官员政绩的主要标准。我国现行的经济指标体系，大部分是一种经济增长的数量指标，比如：GDP、人均GDP、投资总额、消费总额、国际贸易总额。其不足之处在于，它仅仅反映了一国（地区）经济增长的数量和收益，而没有反映一国（地区）经济增长的质量和成本，特别是资源浪费、环境成本、产品质量和社会效益。这种经济指标体系，往往容易导致一些地区不计代价地片面追求经济增长的高速度，而忽视经济增长的结构、质量和效益，忽视生态建设和环境保护。建立合理、标准的经济指标体系，就是要把经济增长的代价考虑进去，使经济指标对经济增长的评价更具有客观性和准确性。在这样的经济指标体系约束下，政府在追求一国（地区）经济增长的过程中，就会更加注重资源、能源消耗的降低、环境的保护和经济的可持续性。自上而下建立起一套“绿色”经济指标体系，为经济增长提供客观衡量标准，加快实现经济增长方式的转变。
（三）优化产业结构。产业结构在整个经济结构中居于主导地位。产业结构的优化、升级，是提高经济增长质量和效益的重要结构性因素。就河北而言，产业结构的优化升级，应更多地把着力点放在提高第一产业的质量、优化第二产业内部结构、扩大第三产业的规模上。提高第一产业的质量，就是要在优化农业内部产业结构基础上，不断提高农业的生产效率，实现土地的规模化经营。这就需要继续完善土地流转制度，允许和鼓励农民以承、包、租的方式转移土地的使用权。积极引导农民因地制宜地发展绿色农业、养殖业和农产品加工业，优化农业内部的农、林、牧、副、渔之间的比例关系。拓宽农业剩余劳动力的转移渠道，增加农民收入，使农民享受到由农业质量提高而带来的效益。优化第二产业内部结构，就是要在降低制造业能源消耗的基础上，采取收购、合并等方式，优化第二产业内部资源配置。制造业是以能源消耗为主的行业，降低能源消耗，可以通过企业内技术革新来实现。第三产业的发展，可以通过政府的税收优惠、产业政策、环境改造等手段的支持来实现。
