时间：2023-08-08 17:09:37
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篇经济增长分析，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。
关键词： 经济增长； 产业结构
中图分类号： F061.2 文献标识码： A 文章编号： 1009-8631（2011）04-0048-01
一、短期经济增长理论的主要观点
凯恩斯认为：导致经济的短期非均衡增长的主要原因是有效需求不足，包括消费需求和投资需求的不足。市场调节本身不能弥补总供给与有效需求之间的缺口，政府应该通过减税和增加预算支出，以刺激投资与消费和通过投资支出乘数效应，带动更多的民间投资，从而提供大量的就业机会，以实现经济增长的政策目标[1]。
二、长期经济增长理论的主要观点
新古典增长理论认为，技术进步导致经济的增长，但是其把技术进步归因为长期经济增长的外生因素。商业周期理论认为，政府无须干预经济，因为政府花费大量成本来稳定经济，往往可能对经济不利。新经济理论认为，知识是经济增长的动力和源泉，知识的作用表现在两个方面：一方面，知识导致了新技术的产生（及技术进步）； 另外一方面，知识促进了知识的积累。
三、长期经济增长和短期经济增长的区别
（一）关注的重点不同。短期经济增长理论主要关注的是引起短期经济非均衡的增长。所以短期经济增长理论认为，导致短期经济失衡的原因是总供给与有效需求的失衡。所以政府需要采取积极的财政政策和货币政策加以调节，以实现经济的短期增长，主要是人为的扩大和增加需求。而长期经济增长理论主要关注的是在各要素的约束下的均衡增长。所以长期经济增长理论认为，导致经济长期增长的原因是技术进步，而新经济增长理论进一步认为，导致技术进步的是知识，所以认为科技是经济长期增长的核心。
（二）政策目标不同。由于关注的重点不相一致，导致了实现所关注的政策目标也不相同。短期经济增长理论的政策目标是通过减税增支等措施来实现人为地增加有效需求的非均衡增长，旨在于摆脱经济的低迷和困境；但是长期经济增长理论的政策目标应该是有利于促进科学技术的进步和劳动力水平的提升等方面，以至于改变限制经济长期增长的各种要素的边际限制，这样可以为一国长期的技术创新提供条件和可能。以实现经济的长期稳定增长。
（三）政策效果不同。短期经济增长理论的政策主要在于解决短期的经济低迷和过热等非均衡问题。其没有长远性和全局性，往往对于长期经济增长不利。然而，长期经济增长理论又只注重于经济长期发展的政策和产业结构等的调整等方面，以免带来经济的周期性波动。
（四）短期经济政策转换到长期经济政策需要一个过度和转变的过程。短期和长期的政策目标和手段差异较大，效果也存在较大的差异。短期经济增长是指标的行为，而长期经济增长是治本的行为。所以经济增长要从短期的政策转换到长期的增长政策需要一段时期的过渡和调整。
四、产业结构与经济增长
我国经济的持续增长，上世纪末的产业结构调整功不可没。这说明了，经济结构的改善与经济长期的增长之间是密切联系的。对于正处于经济转型和社会转型时期的中国，如何保持经济的长期持续健康增长，无疑显得犹为的重要。结合我国的实际情况，根据过去的经验和经济增长理论可知，改善和调整产业结构无疑是一种保持我国经济长期较快增长较为有效的政策选择。
从长远看来，虽然影响经济增长的决定因素是技术的进步，但是一个好的产业结构也可以有效地促进技术进步和社会生产均衡。技术进步不仅与一国的科技水平有关还和人类对于自然科学的研究和探索程度、深度有关。然而，各国的产业结构却往往差异较大。对于我国所处的发展阶段和现状，研究产业结构对于经济的增长更加具有现实意义。
研究产业结构，也就是研究国民经济各产业部门、区域之间以及各产业部门内部的比例构成。如果社会经济各个产业部门之间是按照一定比例增长的，那么将有利于社会经济的长期健康持续的增长，即有利于经济的长期增长。如果社会经济各个产业部门之间的变化不是按照一定的比例进行的，那么将导致社会经济的局部甚至是总体经济（通过产业链的传导关系作用于总体经济导致的）的失衡，导致局部或总体经济的过热或过冷等经济现象。简单说，参与社会生产的各个部门之间如果是协调发展的就有利于产业的总体提升级，也就有利于经济的长期稳定增长，反之就不利于经济的长期经济增长，即出现短期的经济波动。
产业结构的比例发展也就是产业结构的协调发展。产业结构的协调发展不是简单的改变第一、二、三产业的比重问题，而是长期的持续的改变第一、二、三产业中各个行业或产业对于其他行业或产业的贡献率问题。以实现各个行业和产业都能够一起提升以更好的带动经济的增长和社会的进步。例如，改善基础设施以利于交通运输业及物流业的发展，从而可以带动其他行业的全面发展。这就说明产业结构具有了以下的特征：
（一）产业结构的协调发展应该是一个长期的不断变化和调整的过程。因为只有进行不断的调整才能够适应不断增长的经济的要求；才有利于更好的促进经济的协调发展；才能不断的推动社会进步和人民生活水平的提高。这就注定了产业结构的调整是一个动态的长期不断变化的过程，也只有这样才能够适应和满足不断进步的科学技术。
（二）产业结构的协调发展的调整是非市场行为主导的。由于市场经济的逐利性和盲目性，导致市场经济不可能自动地使得各个产业能够协调发展。所以要能够实现产业结构的协调发展就应该是政府通过一系列的政策措施，包括财政政策措施来引导、鼓励、支持产业结构的合理配置，当然必要的时候也可以通过提高税收等政策措施来限制一些对经济长期增长不利的产业发展。比如，对我国一些高耗能高污染低效率低产出的行业进行整顿等等。
（三）产业结构的协调发展对政府的要求更高。产业结构的协调发展对政府的管理水平和服务型政府的要求都提到了一个新的高度。这不仅要求政府的行为都应该是有效的，而且作为管理者的政府还应该根据国家战略的要求来确定各个产业之间的关系和比例发展。
综上可知，一国政府要想在已有的技术水平条件下来提高和改善经济的长期增长，那么就得建立较为有效和合理的产业经济结构。也就是有利于经济长期增长并且协调发展的产业经济结构。
从产业结构与经济增长的角度来看，经济的长期增长就是在一定的技术条件下各个产业经济协调发展的结果，由于各个产业都处在最佳的发展状态，并且还有利于其他产业的发展。这使得每个产业都是繁荣的景象，导致一国经济总体的繁荣，经济得以持续增长。由于产业结构是动态的协调发展，在产业结构没有失衡的情况，一国的经济就可以实现长期的增长。
从产业结构与经济增长的角度来看，短期的经济波动是在产业结构不相适应或不协调的时候，出现局部或总体经济失衡的现象。产业结构的长期协调是不现实的，也就是说经济增长的短期波动这是存在的，并且伴随经济的长期增长而存在。主要是由于市场做事或多或少的存在着摩擦。
也就是说，短期经济的波动只是长期经济增长的一部分，当波动较大的时候对经济长期增长影响较大；当波动较小的时候对经济长期增长影响有限。所以，长期经济增长和短期经济波动的关系就是包含与被包含的关系。长期经济增长在短期波动中持续增长，短期经济波动也好在长期经济增长中得到修正。
一、农村经济增长能够推动农村基础设施的发展
加强农村基础设施建设，从而有利于提升农民群众的收入，而且还有利于我国农业生产持续保持稳定。然而，农村地区的基础设施建设还相当依赖于本区域整体经济的协调发展，这就需要某种程度的区域经济成为基础以及支撑性的条件。农村经济增加之所以能推动农业基础设施建设，主要体现为：农村经济发展程度之提升能够为农村基础设施的建设提供足够多的资金支撑，而农业基础设施建设需要的资金量非常大，只是依赖于中央财政的投入是难以为继的，而我国农村地区的经济发展能力之提高，能够让政府有更加多经费投入至当地基础设施的建设之中。同时，我国农村经济之发展也能对促进基础设施的建设起到推动与促进作用。随着我国农村经济发展水平的持续提升，极大提升了农民群众的收入，促进了农民群众消费的升级，这就要求我国农村地区的医疗、卫生以及文化等各项基础设施得到持续提升，让原有的基础设施能够得以升级。
二、农业基础设施发展和农村经济增长实证研究
1.模型与数据。本文选用双对数生产函数模型，对农业基础设施建设与农村经济增长之间的动态关系实施实证分析，其基本模型为：LnY=β1nx1+β2nx2+β3nx3+μ。在此模型之中，被解释变量Y为农村经济发展的变量，分别代表了农业生产、非农业生产以及农民群众收入等三大变量，解释变量X1、X2和X3是分别对应于各个不同发展变量的基础设施，而μ则属于随机误差项，β1、β2、β3是需要加以估计的回归系数，分别体现出不同基础设施对于农村经济发展所产生的影响程度之差异。
2.研究结果。使用SPSS11.5统计软件，对以上计量模型实施统计测算，所得到的结果具体如下。
2.1农业基础设施发展和农业生产关系的测算结果。Ln（AY）=-6.508+0.821Ln（ROAD）+0.184Ln（ELEC）+1.934Ln（EDU）（R2=0.875，F=66.229）。该回归式测算出农业基础设施对于农业生产所产生的影响度。被解释变量AY表示的是各省（市、自治区）的农业总产值，数据来源于《中国统计年鉴1997》，而三个解释变量ROAD、ELEC以及EDU表示的则是各省（市、自治区）农村公路里程、农村用电总量以及平均受教育年份，前面两项数据来源于1996年全国农业普查的相关数据，而最后一项平均受教育年份则是依据农业普查中关于农村住户从业人员中文化程度的构成百分比所统计的数据，并且给予其以各不相同的文化程度年限权重之后实施加和运算之后所得到的。因为缺少的数据比较多，而山西省的数据进行分析之后属于样本奇异值，因而以上两个样本均予以排除，这样一来样本数量达到了28。研究结果显示：本方程的整体显著性良好，拟合优度也相对较高，调整R2达到了0.875之多，这充分证明了本模型具备了比较好的阐释能力。以上三个回归系数全部通过了5%的显著性验证，这就证明了农村道路、电力以及教育等三大类基础设施对于全国范围内农业生产发展所具备的统计学影响。其中，教育基础设施的贡献最为显著,道路设施则比电力设施发挥了更大的作用。据测算，在别的条件不可改变的状况下，农村公路的里程数、农村用电总量以及平均受教育年份每提升1%，那么农业总产值就会分别提高0.821%、0.184%以及1.934%。以上三种基础设施产出弹性之和大于1，这就显示出农村基础设施发展在农业生产中的规模经济效益。
2.2农业基础设施发展和非农生产关系的测算结果。Ln（NY）=-4.297+0.229Ln（ROAD）+0.856Ln（ELEC）+3.259Ln（EDU），AdjR2=0.909.F=90.993。本回归式计算出了农业基础设施对于非农业生产所产生的影响程度大小。其中，被解释变量NY所表示的是各省（市、自治区）乡镇企业的总产值，以上数据源自于《中国乡镇企业统计资料（1978—2012）》。解释变量和来源与前一回归式相同。由于与湖南缺少乡镇企业的产值数据，因而被排除于统计之外，样本总数同样是28。测算的结果意味本方程的整体显著性偏好，拟合优度相对较高，调整R2达到了0.909，这就证明了模型解释能力相当强劲。ROAD回归系数已经通过10%的显著性验证，而ELEC与EDU回归系数则通过了达到1%水平的显著性验证，这就证实了我国农村道路、电力以及教育基础设施等对于农村非农生产的发展具备了统计学的明显影响，其中教育基础设施所具有的贡献是最为突出的，但是和以上回归结果有所不同的是，电力设施要比道路设施在非农业生产领域之中能够发挥出更加突出之作用。在别的条件无法改变的状况下，农村公路的里程数、农村用电的总量以及平均受教育年份每提升1%，那么乡镇企业的总产值就会分别增加0.229%、0.856%以及3.259%。以上三类基础设施产出弹性的总和一样是大于1的，这就展示出我国农村基础设施的发展在农村非农生产之中所具有的规模化效益。
2.3农村基础设施和农民群众收入关系的测算结果。Ln（NI）=4.552+0.336Ln（EDU）+0.103Ln（AROAD）+0.293Ln（ATEL），Adj.R2=0.878，F=65.667。这一回归式能够测算出农业基础设施对于农民群众收入所产生的作用机制。其中，被解释变量NI所表示的是各省（市、自治区）农村居民家庭的人均纯收入，这些数据源自于《中国统计年鉴2007》。解释变量为农业基础设施的平均值，分别用AROAD、ATEL以及EDU来表示各省（市、自治区）的公路密度（km/10000km2)、每万人的电话拥有量以及平均受教育年份，这些数据均来源于农业普查。在排除了与海南两省缺失的数据之后，样本的总数是28。测算的结果意味着本方程的整体显著性偏好，拟合优度相对较高，调整R2达到了0.878，这就证明了模型具备了相当好的解释能力。AROAD以及ATEL的回归系数均在1%以上呈现出水平显著状态，而EDU的回归系数在则在15%以上才呈现出水平显著的状态，这就证明了我国农村道路、通讯设施以及教育基础设施均在提升农民群众的人均收入上具备了明显的统计学影响。这和前面两项的测算的结果保持一致，而教育基础设施之弹性系数还是高居首位，但是其解释能力已经有了明显的降低。以上三类基础设施之回归系数总和均小于1，证实了存在着本模型所难以解释的其他因素也会影响到农民群众的人均收入得到提升，比如，国家提升粮食收购的价格、大量农民进城务工等诸多因素均有可能对农民群众收入的提升产生积极的影响。
三、结语
综上所述，本文应用计量经济的模型对农业基础设施和农村经济增长之关系实施了实证验证，结果证实了农村道路、电力、通讯以及基础设施建设水平对促进中国的农业生产、非农生产和农民群众的人均收入均具有直接的影响，而且农业基础设施在农业以及非农生产的发展过程增长中都发挥了明显的规模成效，这样一来就能够为加强我国新农村建设提供更多、更好的理论依据，展示出我国农村基础设施建设的新成就，进而在经济社会协调发展中发挥更为重要积极作用。
作者：张艳 单位：潍坊学院建筑工程学院
传统观点认为，寻租导致资源非有效配置，引发了对寻租的经济增长效应进行经验检验的大量研究。由于分析方法和数据不同，得出的结论也不尽相同。我国目前处于转型时期，制度设计的不足或缺失导致寻租出现，这就有必要了解寻租对我国经济增长的影响，为制定应对政策提供数据支撑。
国外主要有三种思路：通过寻找寻租和生产的替代指标进行分析，结果都表明寻租对经济增长有负面影响；采取内生和外生经济增长模型进行分析，一般认为寻租阻碍了经济增长；从政治经济学和内生增长模型的分析框架出发，显示寻租促进了经济发展。
以上研究对分析我国寻租的经济增长效应提供了方法和基础。然而，国内对该问题的研究较少，目前只有杨灿明和赵福军就腐败的经济增长影响进行了定量研究，发现行败降低了经济增长率。而对寻租的经济增长效应进行经验分析的文献基本没有。本文在借鉴国外对寻租及其影响的研究基础上，对我国寻租的经济增长效应进行定量分析，并得出一个基本结论。
二、模型和各指标计算
为研究寻租的经济增长效应，我们参考Brumm提出的分析方法，但对模型进行调整：用人均GDP增长率（PCGDP）替代GDP增长率、人均产值和人口增长率；税收结构（TS）用中央税收占全国税收比重表示；人力资本指标用人力资本存量增加量占当年GDP比重（HC）表示；投资收益率用投资效率（IE）替代。据此将模型转换成：
PCGDP=c+?茁1×RS+?茁2×TS+?茁3×HC+?茁4×IE+?着(1)
研究区间为1988～2002年。上述各指标中，1988～2002年的PCGDP、TS和IE以及1988年、1992～1996年的租金可直接获得，1991～2002年的HC可计算获得，缺少的数据参照文献计算得出。
参照孙景蔚（2005）的分析方法，得到1987～1989年的人力资本存量，进而得到1988～1990年的HC。由于数据获取不便，假定1987～1989年的卫生总费用和教育卫生消费总额占当年GDP比重与1991年相同，则根据1991年的相关数据，可得出1991年的教育卫生消费总额占当年GDP的1.88％。由1988～1990年的教育支出额，得出1987～1989年的人力资本存量分别为1552.22亿、2241.78亿和3031.25亿元。
采取万安培（1998）提出的四分法来计算其它年份租金：（1）基本持平的租金包括公共福利待遇基金、税差、杂项租金以及股份制和房地产开发产生的租金，总计为2100亿；（2）持续减少的租金指企业亏损补贴和价格补贴。但1996年的实际价格补贴为453.91亿，而非330.50亿；（3）基本消失的租金指汇差。考虑到该项租金1988年为930.43亿、1992年为1157.1亿和1992年后为零，将1988～1992年的汇差进行平均计算，得到1989、1990和1991年的汇差分别为987.1亿、1043.8亿和1100.4亿；（4）持续增加的租金指利差租金。中国人民银行1998年12月7日公布的六个月短期贷款利率为6.12％，5年期以上贷款利率为7.56％，而2002年2月26日分别为5.04％和5.76％。考虑前人研究，设定1988～1991年的实际利差为10％，1997年为7％，1998年及以后为6％。此外，万安培（1998）计算1993～1996年银行贷款总额用的是国家银行信贷资金运用额，但采取了金融机构法定贷款利率。为与文献保持一致，1988～1996年间，将国家银行信贷资金运用额视为银行贷款总额；1996年以后，为与利率保持一致而采取金融机构贷款总额。结合文献和上述分析，得到1988～2002年的租金。
三、寻租与经济增关系的定量分析
按照Brumm的分析，β2小于0、β3大于0和β4大于0。将上述各数值代入方程（1），得到方程（2）（见表1）。发现除HC外，其它指标都通过了5％的显著检验，方程整体拟合较好。各指标与PCGDP的关联性与Brumm的研究保持一致，即与TS负相关、与HC正相关、与IE正相关。此外，方程（2）还表明，RS与PCGDP负相关，即寻租占GDP比重越大，经济增长率就越小。
注：(1)括号内为P值，以下规定相同。
(2)*、**分别表示通过1％、5％和的显著检验。
为考察各指标对寻租的经济增长效应影响，将方程（1）变形，得到方程（3）～（8）。可以看出，TS和IE对PCGDP的影响符合上述分析，并且一般较为显著；HC对PCGDP的影响存在两种可能，一是与上述分析不相吻合，一是与上述分析吻合但未通过显著性检验；RS对PCGDP的影响均为负相关，但方程（7）没通过显著性检验。
上述分析表明，寻租占GDP的比重与人均经济增长率表现为负相关。然而，由测度寻租的方法可以看出，随着汇差消失、企业亏损补贴和价格补贴逐渐减少以及持平租金基本稳定，资本市场不完全的利差逐渐成了寻租的主要部分。社会信贷额增加将导致租金增加，但与此同时，社会投资对我国经济增长有促进作用。这隐含着当经济发展到一定水平，寻租与经济发展应呈现出正相关。由此提出一个问题，寻租的经济增长效应是否会随着经济发展水平不同出现转向，即两者是否存在倒U关系。为分析二者的关联性，构建如下方程
式（12）表明，当人均GDP为7291.2元，寻租占GDP的比重最小。分析发现，当人均GDP小于7291.2时，寻租占GDP的比重与人均GDP负相关，当人均GDP大于7291.2，两者呈现正相关。由此得到结论：当我国经济发展比较滞后，寻租阻碍了经济发展，当发展到一定水平，寻租促进可经济发展。这种情况可能是我国现有的金融体制造成的。经济的快速发展，尤其是私有企业发展迅速，需要畅通的融资渠道，但金融体制阻碍了企业发展需要的配套资金。为实现可持续发展，企业要花费巨额成本来获取贷款，导致社会成本增加，从而出现寻租与经济发展齐头并进。
四、基本结论
关键词：经济增长；政府消费；协整检验；误差修正模型
中图分类号：F127 文献标识码：A
原标题：政府消费对经济增长影响的实证分析―以甘肃省为例
收录日期：2011年11月4日
一、引言
在国外需求不足的情况下，扩大内需成为拉动我国经济增长的重要手段。政府消费与居民消费一起构成总消费，是一国最终需求的重要组成部分，增加政府消费支出，是扩大内需的重要手段。政府消费对经济增长的影响，长期以来在国内外的理论和经验研究中，都是有争议的。一种观点认为，政府消费能够提供公共教育、国防和社会凝聚力等纯公共物品和服务，这些公共物品和服务有助于促进民间部门生产率的提高，因而政府消费的增加对民间产出具有正的外部效应，有利于经济增长。但另一种不同的观点则认为，政府消费也存在“挤出效应”，由于政府的消费来源主要来自于税收，增加政府消费，就等于将一部分资源用于公共用途，减少了民间部门的使用，其结果是缩小了经济活动的规模，从而导致资源配置偏离最具生产效率的状态，阻碍经济增长。本文以甘肃省为例，运用计量方法，通过协整检验、格兰杰因果检验、误差修正模型，量化政府消费支出与经济增长之间的关系，重在考察政府消费支出对经济增长的作用机制和作用方向，为调整我国财政支出结构等问题提供实证依据。
二、政府消费对经济增长实证分析
1、数据来源。本文选择的数据是1978～2010年甘肃省的经济增长（GDP）与政府消费（GOC）的年度数据。数据资料来源于甘肃经济信息网。为了减弱时间序列的异方差性，分别对经济增长与政府消费进行对数处理，分别用LGDP、LGOC表示经济增长和政府消费。
2、时间序列的平稳性检验。假定上述两个时间序列服从AR（P）过程，使用ADF统计量进行单位根检验。（表1）由表1可知，LGDP与LGOC时间序列ADF统计值分别比对应的显著性水平为10%的临界值都要大，因而它们都是非平稳的，存在单位根。经过一阶差分后，LGDP、LGOC的ADF统计值分别比对应的显著性水平为5%的临界值都要小，所以LGDP与LGOC只存在一个单位根，即二者都是1阶单整的。
3、协整检验。由表2的检验结果可知，LGDP与LGOC存在协整关系，甘肃省经济增长与政府消费存在长期均衡关系。可见，残差序列通过ADF检验，并且DW值接近2，不存在自相关问题。（表2）
两个非平稳序列有协整关系可用普通最小二乘法进行回归分析，回归方程：
LGDP=1.589484+1.049643LGOC
估计式表明，甘肃省政府消费乘数约为1.05，即政府消费每增加1单位，将带动经济增长1.05个单位。
4、建立误差修正模型。协整关系表述的是变量之间的长期均衡关系，而误差修正模型表述的是变量之间的短期调整关系。对其建立误差修正模型为：
LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc
在上述误差修正模型中，误差修正项ecm的系数大小反映了偏离长期均衡的调整力度，从系数估计值（-0.217191）来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以-0.217191的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
5、格兰杰因果关系检验（表3）。通过检验，我们得到在滞后1～4期经济增长与政府消费的关系一直比较稳定：政府消费对经济增长存在显著的格兰杰影响，而经济增长对政府消费不存在这种关系。
三、结论
通过以上实证分析可得，1个单位的政府消费可以促进1.05个单位的经济增长。政府消费对经济增长具有显著的格兰杰关系。格兰杰因果检验表明政府消费对经济增长存在显著的格兰杰影响。政府消费是社会总需求的组成部分，政府消费支出扩大可以提高消费率，直接促进经济增长。建立误差修正模型为：LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc估计的结果表明经济增长与政府消费之间存在短期调整关系。在短期，政府消费对经济增长的作用明显，当期政府消费增长率每增加1%，经济增长率增加0.373119%。误差修正项系数的大小反映了短期对长期均衡的调整力度，误差修正系数为-0.217191，表明调整力度较为有力。
四、政策建议
由以上分析可知，甘肃省政府消费对经济增长具有显著的促进作用，可以通过政府消费带动内需，扩大消费对经济增长的拉动作用。由于中西部省区医疗、教育、文化、卫生、体育等比较落后，扩大政府消费支出，可以提高劳动力的素质和劳动生产率，促进人力资本的积累，推动经济增长路径从要素投入驱动型向生产效率提高型转变，为经济增长注入持续的动力，从而改变依靠资本、资源与劳动力等的高投入的发展模式。
主要参考文献：
[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模：EViews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2006.
[关键词]国内贸易；经济增长；计量分析
[中图分类号]F0632[文献标识码]A[文章编号]1005-6432（2013）46-0118-03
1引言
随着经济的全球化，国与国之间的竞争越来越激烈，国际贸易对一国经济增长的影响是不言而喻的。受美国次贷危机的影响，我国的出口疲软，在新的国际经济环境下如何保持我国经济持续稳定的增长成为了大家关注的问题，大家不约而同将研究的目光转向了国内市场。有数据显示，改革开放以来，我国社会消费品零售总额从1978年的15586亿元上升到了2012年的210307亿元，增长了超过130倍，国内贸易的快速发展对经济增长作出了巨大的贡献。
2文献综述
国际贸易和国内贸易在一国或一个地区经济发展过程中是同时存在的，在该国或该地区经济增长中都发挥了举足轻重的作用。可是，学术界对这两种贸易与经济增长之间的关系的研究热度却相差很大，主要集中在国际贸易与经济增长的关系上。国外有关贸易与经济增长关系的研究主要集中在外贸上，而研究国内贸易与经济增长关系的文献相对而言却不是很多。Helliwell和Verdier以加拿大为样本，运用人口加权平均测距法来研究贸易的省界效应，他们发现，规模较大的省份有较强的省内贸易偏好，而规模较小的省份这种偏好则相对较弱，也就是说，贸易的省界效应因省份的大小不同而不同。Frankel和Romer以德国为样本进行研究发现，对于拥有更多国内贸易机会的大国来说，控制国际贸易将更有利于其收入水平的提高，国内贸易如同国际贸易一样是通过增加资本积累和提高资本产出率来提高收入的。
在我国，虽然改革开放以来国内贸易发展较快，其对经济增长的贡献也与日俱增，但有关二者关系的研究却相对不足。高国力认为国内区际贸易在一定程度上扩大了区域经济增长的不平衡程度。熊贤良较早且较为深入地研究了二者的关系。他指出：如果我国轻易放弃适合于自己的贸易与发展战略，将可能为自己的长期发展带来极为不利的影响，铸成“历史性的错误”。周怀峰认为国内贸易对产品、产业以及国家竞争力提升具有重要作用。上述文献主要从理论方面对发展国内贸易促进经济增长的可行性、重要性及方式、方法进行分析。在实证分析上，徐映梅、田静运用格兰杰因果检验和协整检验验证了国内贸易对经济增长具有较强的正向作用。而沈坤荣、李剑运用逐步回归、残差分析等方法进行研究，发现国内贸易比重和人均产出呈现显著的负相关性。云松研究了国内贸易与经济增长之间的关系，得出国内贸易与经济增长之间存在比较密切的关系。
本文通过对各变量进行相关性检验和多元回归分析来考察国内贸易与经济增长之间的关系，并比较国内贸易、固定资产投资和进出口等变量对经济增长的影响。
3实证分析
31模型介绍
国内贸易并不是经济增长的唯一原因，所以有必要分析其他因素对经济增长的影响。为此，进行多元回归分析。
32数据说明
本文分析中，采用GDP（Y）代表经济增长，社会消费品零售总额（X1）来代表国内贸易，对于投资用固定资产投资（X2）来衡量，而进出口是用进出口额来衡量的（进口总额为X3，出口总额为X4），对这些数据取自然对数以消除时间序列中存在的异方差。所有分析用的数据都来源于相关年份的《中国统计年鉴》，分析时间段为1991—2011年。
33相关性分析
首先看各变量之间的关系，使用Eviews计量软件分析见表1：
从相关性系数看，各变量之间的相关系数都很大，其中社会消费品零售总额与固定资产投资的相关系数高达09931，固定资产投资与进、出口总额的相关系数都在098以上，进口总额和出口总额与社会消费品零售总额的相关系数比较接近，同样也很高。这说明社会消费品零售总额、固定资产投资、进口和出口之间存在着密切的联系。因此，各变量之间存在着高度的正向相关性，同时，也表明各变量之间很有可能存在严重的多重共线性。
34多元回归分析
影响经济增长的因素比较多，因此我们需要分析其他因素对经济增长的影响，来与国内贸易这个因素对经济增长的影响程度进行比较。我们在做多元回归之前，都需要看这些变量之间是否具有相关性，也就是检验变量之间是否存在多重共线性。
我们可以通过方差膨胀因子（VIF）来检验各变量之间是否存在多重共线性。
四个解释变量的方差膨胀因子都大于30，表明模型存在严重的多重共线性。
通过上面的分析可以得出这些自变量的相关性很高，且存在严重的多重共线性。在自变量存在多重共线性时，估计量的误差往往会变得很大，造成估计不精确，甚至无意义。为此需要寻找一个能够克服多重共线性的分析方法，处理多重共线性的方法有很多，比如逐步回归法、岭回归法和主成分回归法。因为本文分析的所有变量都是具有经济意义的，所以采用主成分回归法。
因此可得主成分表达式：
从回归方程可以看出，各变量对经济增长都起着正向的促进作用，当社会消费品零售总额（X1）增加1亿元时，GDP（Y）平均增加0499亿元。同理，当固定资产投资（X2）、进口总额（X3）、出口总额（X4）增加1亿元时，GDP平均增加05亿元。国内贸易在经济增长中的地位日益突出，前些年相对比较弱势的国内消费日渐壮大起来，这也表示促进国内消费是重要且正确的举动。
4结论与建议
本文主要运用定量研究的方法来对相关变量进行分析，通过以上分析可以得出，国内贸易与经济增长之间具有长期稳定的关系。为了进一步了解国内贸易对经济的影响程度，因此在原来的基础上加入了影响经济增长的其他因素——投资、进口和出口。通过实证分析，可以得知经济增长与国内贸易的相关性非常高，同时也说明两者之间存在长期稳定的关系。现实情况也与之相符合，在经济保持平稳发展的同时，全国消费品市场也保持了稳定的增长态势。国内贸易对经济增长的影响最大，固定资产投资次之。出口对经济增长的影响位居第三。因此，在关注国外市场的同时，对国内消费应该给予更多的引导，提高国内贸易的水平，改变过去依赖出口、投资来带动经济增长的做法。根据前面的分析，可以知道我们国内贸易与经济增长之间存在比较密切的关系。因此，为了加快经济增长，在继续开展国外市场的同时，应该主要着力于国内贸易水平的提高，为此给出以下建议。
41积极发展农村消费市场
随着我国经济持续较快的发展，国家对农村支持力度也在不断加大，农民收入相应稳步增长，农村消费状况逐渐改善，消费水平也逐步提升。可是与城市消费市场相比，农村消费市场的总体水平依然偏低，城乡之间的差距仍旧明显。我国农村约有8亿人口，占全国人口总数近2/3，却只消费了全国1/3的商品，由此可以看出农村消费市场潜力巨大。2009年以来，为应对金融危机，国家实施汽摩下乡、家电下乡等一系列政策，使得农村消费市场潜能得到开发，发展农村消费市场的政策效果比较明显。广大农村消费市场的启动，将会成为推动中国社会消费品零售总额快速增长的重要力量。
42促进零售业态发展
鼓励和引导连锁经营企业采取多种投资方式，促进连锁经营规模的迅速扩张。重视各种超市、折扣店、购物中心、便利店、百货店、专卖店及专业店等为代表的各类零售业态的发展。同时，鼓励和吸引国内外流通主体向我国投资、到我国发展。
43重视国内贸易，科学发展对外贸易
从世界其他国家内外贸发展历程来看，内贸发展一般是先于外贸，内贸是外贸的基础，外贸是内贸的补充和扩展。我国是一个发展中国家，现处于社会主义初级阶段的国情，使得我们需要依靠和发展外贸，但作为大国拥有大国优势，贸易应当立足国内，优先发展内贸，因此，发展贸易要讲求科学合理。
44完善信用体系，创新国内贸易方式
信用是市场经济的灵魂，完善的信用体系是贸易得以发展的必要条件。完善国家信用体系有利于促进国内贸易发展，在完善信用体系的同时，要积极借鉴国际贸易经验，创新国内贸易方式，从而平衡信用体系建设滞后对内贸发展带来的不利影响。
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关于进出口贸易与经济增长的关系,亚当•斯密提出了“剩余的出路”理论,认为将国内闲置的资源用来生产产品并将之出口,会促进一国经济增长;罗伯特逊提出对外贸易是经济增长的发动机的命题。而关于进出口贸易与经济增长的关系最直观、最经典的莫过于凯恩斯的国民经济恒等式(用支出法表示):Y(GDP)=C+G+I+(EX-IM)。凯恩斯认为出口是可以使一国GDP增加的因素,而进口是使一国GDP减少的因素,即凯恩斯从静态的角度分析了进出口贸易与经济增长的关系。
(二)进口对经济增长的促进作用
大卫•李嘉图指出:通过进口从国外获得较便宜的食品等生活必需品及原材料,就能稳定物价,阻止工资上涨,保证资本积累,促进经济增长;约翰•穆勒认为,通过进口本国缺乏的原材料和机器设备等物质资料可以提高劳动生产率,加速储蓄的增加,从而获得资本积累的增加;罗伯特逊认为进口是经济成长的主要因素等。
国内学者从实证角度(梁琛等,2004;苏均和,2004;刘晓鹏等,2001)分析了进出口贸易与我国经济增长的关系,结论如下:梁琛等认为我国的进出口增长与经济增长三者存在着长期稳定的动态均衡关系,进口增长与GDP增长之间存在着互为促进、互为因果的关系,而出口仅能在短期内单向促进经济增长;苏均和认为应该对进口和出口对经济的促进作用进行再认识,他在文章中实证指出,进口不但能促进经济增长而且其贡献度比出口要大;刘晓鹏揭示了我国进口对国民经济增长具有较强的促进作用,并论证了为什么出口与我国经济增长存在弱相关性,也即进口在一国经济增长的作用方面,其重要性大大超过了出口。
中国与东盟进出口贸易基本情况
东盟(文莱、缅甸、柬埔寨、印度尼西亚、老挝、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南)与我国毗邻,目前拥有450万平方公里国土、约5亿人口,GDP接近1万亿美元,是我国比较稳定的贸易伙伴。1978-2007年中国与东盟的进出口贸易情况(见表1)。
中国与东盟双边贸易额逐年扩大,且增速较快。据中国海关统计,1990年至2003年间,中国与东盟贸易总额年均增长20.86%,比同期中国整体对外贸易的年均增长率快4.25%。2007年中国对东盟进出口总额突破2000亿美元,达到2025.08亿美元,是1978年的近2000倍。
20世纪90年代以前,中国与东盟的贸易都是中方顺差(1987年例外)。自1993年起,中方出现逆差并且逆差逐年扩大。2000年,中国对东盟的贸易逆差达48.4亿美元,东盟成为中国对外贸易逆差的主要地区之一。2004年,中国对东盟贸易逆差增至200亿美元,比上年增加了23%,是我国第四大贸易逆差地区。2005-2007年,中国与东盟的贸易逆差也平均保持在180亿美元以上。
从东盟进口与我国经济增长相关性分析
本文根据1985-2004年中国对东盟进口和GDP的情况绘制散点图(见图1、图2)。
从图1、图2可以看出,进口和经济增长的趋势基本相同,进口和GDP之间可能存在长期关系。
先对GDP和进口数据进行整理并取对数。由于GDP中包含有净出口额EX-IM,所以将其剔除,得到新的GDP,由于外贸对GDP的影响具有时滞效应,本滞后一期的分析。对1985-2007年的有关数据处理后用Eviews对从东盟进口对数增长率与GDP对数增长率进行最小二乘法回归分析,结果(见图3)。
由图3可知,当年进口每增加1%,促进经济下一年增长0.5133%;本例中S.E=0.094099,比较小,说明解释变量与被解释变量之间存在比较强的函数关系,代表性比较好;R-square=0.988244,说明样本回归直线的解释能力为98.82%,表示我国GDP的总变差中,由解释变量从东盟进口值解释的部分占98.82%,或者是,我国GDP变动的98.82%均可以从样本回归直线中得到解释,模拟的拟合优度比较高。同时,T=93.03090,说明从东盟进口对我国GDP有着显著性影响。
从东盟进口促进我国经济增长的机理分析
我国经济发展对东盟市场存在原材料依赖,对东盟进口原材料需求增加,导致逆差进一步扩大,生产性资料的进口无疑会促进国民经济的增长。随着我国近年经济的快速发展,从东盟进口的原材料也在增加,并且出现较大的逆差现象。如2004年1-5月份我国从印度尼西亚、马来西亚进口的木材及其制品分别为2亿美元、2.6亿美元,仅这一项两个合计逆差就达到4.48亿美元。
大量进口零关税的商品,有利于稳定物价,优化我国商品结构,促进经济增长。2002年我国与东盟签订了《中国-东盟全面经济合作框架协议》,拟在10年之内建成中国-东盟自由贸易区,并且规定在建设中国-东盟自由贸易区的过程中,从2004年1月1日起,开始实施早期收获计划。早期收获计划的实施是使中国与东盟各国之间的近600种农产品实施零关税,而在这些商品中我国的竞争力弱于东盟,因此早期收获计划实施之后,我国会进一步扩大对这些商品的进口,而他们的进口有利于稳定物价,改善农产品商品结构,最终促进经济增长。
从生产率角度看经济增长,经济增长的主要因素是要素供给的增加和全要素生产率的提高。要素供给投入的增加包括资本和劳动供给的增加,全要素生产率的提高则包括人力资本和物质资本质量的提高及制度创新、技术进步等。西蒙•库兹尼次认为“与现代经济增长相联系的按人口平均产值的高增长率,应主要归功于生产率的高增长率,即单位投入的高增长率”;“劳动力和资本质量的改进不是由资源的任何额外投入所引起的改进,是近代经济增长具有突出特征的按人口平均产值高增长率的主要原因”。这些要素与进口和利用外资关系密切,因为在进口的商品和服务中包含了大量的先进资本和技术,在当年是以静态的数字加入GDP总额中,大量的先进机器设备和技术的进口将带动科技进步和生产率的提高。我国从东盟10国进口的商品中,资本及技术密集型产品比重超过50%,其中从马来西亚、新加坡、菲律宾进口的机械及运输设备占60%,这些对经济的增长是有利的。
另外,约翰•穆勒认为,通过贸易可以得到该国经济获得持续进行所必须或不可缺少的物质资料,从东盟进口的机器设备并非我国不能生产,而是基于比较利益的需要。马克斯•科登提出,大量进口投资品,会使国内投资品对消费品相对价格降低,投资成本下降,投资率的提高无疑会带动经济增长率的上升。
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关键词：对外贸易；经济增长；现状；分析；政策建议
一、导言
随着中国改革开放由沿海向内地的加速推进和国家“中部崛起”战略的实施，安徽省的区位优势逐渐显现。安徽省是长三角地区的纵深和腹地，是沿海发达地区江、浙、沪等最毗邻的一个省。改革开放以来，安徽省外贸进出口额由1978年的不足1000万美元，发展到2008年的41.8亿美元，年均增长率近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达到8874亿元，全年进出口总额达204.35亿美元，实际利用外资达34.89亿美元，经济外向度迅速上升至17.07%。但是，目前安徽省的经济外向度还处于较低水平，不仅远低于全国69.6%的水平，而且全年进出口总额仅占全国的0.7%左右，可见，与全国相比，安徽省外贸出口额占GDP的比重、人均水平均明显偏低，对外贸易发展的差距还很比较大。
为此，安徽省委、省政府提出把对外开放作为主战略、把招商引资作为经济工作重中之重的战略思想，但是对外贸易对安徽省经济增长是否具有促进作用，以及促进作用大小如何，如何促进安徽省对外贸易的发展，这是安徽省对外经济贸易必须要解决的问题，也是本文研究的目的所在。
二、对外贸易与经济增长关系的相关文献综述
（一）国外有关对外贸易与经济增长关系的论述
第一，“对外贸易促进”论。该理论创始人是英国古典经济学家亚当·斯密，他提出，分工的发展是促进生产率长期增长的主要因素，而分工的程度则受到市场范围的强烈制约。对外贸易是市场范围扩展的显著标志，因而对外贸易的扩大必然能够促进分工的深化和生产率的提高，加速经济增长。
第二，“对外贸易无关”论。其主要观点是：从短期来看，一国经济增长主要取决于投资需求、消费需求和净出口需求三个因素。但是，如果从长期供给的角度分析，经济增长的主要因素则是要素供给的增加和全要素生产率的提高两大类，与对外贸易没有关系。
第三，“对外贸易悲观论”，其主要观点是自由贸易不利于经济发展，尤其是不利于发展中国家的经济发展：自由贸易会加剧发展中国家贸易条件的恶化，导致发展中国家出现外贸与国际收支逆差，不利于发展中国家的资源利用和产业发展，而且自由贸易所决定的生产专业化对发展中国家十分不利，可能会导致更大的国际不平等。因此，发展中国家往往有必要采取保护措施，重新安排投资和配置资源。
（二）国内有关对外贸易与经济增长关系的论述
改革开放以来，快速发展的进出口贸易一直被视为拉动中国经济增长的“引擎”，但也有不同的声音。例如，张小济等（1999）等发现“贸易顺差与国内生产总值增长之间呈负相关”；彭福伟（1999）提出“净出口对经济增长的拉动往往与国民经济增长呈反方向运行趋势”等。
随着国内有关对外贸易对经济增长的影响分析日益成熟，越来越多的学者就这一问题纷纷提出自己的观点：李健（1998）概括了出口对经济增长的作用；张明玉（1999）则认为在经济起飞过程中，出口对经济增长显示出强大的推动作用，自改革开放以来，进口对经济增长的作用更为明显；许启发和蒋翠侠（2002）通过实证分析发现中国对外贸易与经济增长之间存在着极强的相关性，主张进口贸易与出口贸易并重。
三、安徽省对外贸易与经济增长的相关性分析
（一）数据的选取
本文数据的选取取自《中国金融年鉴》和《安徽统计年鉴》，样本数据为安徽省1990-2007年度的数据（见表1）。
（二）协整关系检验
为了分析对外贸易与经济增长的相关性，在假定其他因素对经济增长的影响不变或影响是平稳的基础上，以GDP为因变量，分别以进出口总额、出口额和进口额为自变量进行协整检验。用Y表示GDP，X表示进出口总额，X1表示出口额，X2表示进口额，借助 Eviews5.0软件进行协整关系检验（见表2）。
协整方程为：
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说明，安徽省经济增长（GDP）与出口、进口、进出口之间存在着长期稳定的均衡关系。协整方程还表明，经济增长与出口、进出口之间呈现出同方向变动关系说明，安徽经济增长过程中存在显著的“外贸驱动”迹象。
（三）安徽省进出口额增长率与GDP增长率的相关性分析
如图1所示，安徽省进出口总额的年增长率与安徽省GDP的年增长率并没有存在显著的相互依存性，这表示安徽省进出口对GDP的增长虽有着影响，但不是起决定性作用，说明安徽省对外贸易需要进一步发展，才能促进安徽省经济的发展。
四、安徽省发展对外贸易的政策建议
（一）优化出口商品结构
安徽省出口商品结构不太合理，还没有摆脱依靠初级产品、简单加工、以量取胜的传统模式，仍处于粗放式数量增长型发展阶段。工业制成品出口提升速度较慢，机电产品、高新产品等具有高附加值产品出口份额较低，国际市场竞争力弱；且未形成多元化的出口市场，难以有效地规避风云变化的国际局势对外贸出口的影响。因此，要优化安徽省的出口商品结构扩大机电产品和高新产品的出口，推动出口贸易持续、健康的发展。
（二）积极有效利用外资，提高利用外资质量
继续将招商引资作为经济工作的重中之重，推动全省利用外资总量上较大跨越，质量上明显提升。把承接国际产业转移与推动全省产业结构升级更好地结合起来，着力提高对外资技术和管理的消化、吸收、创新能力，在更高层次上发挥外资对安徽省经济社会发展的积极作用。
（三）大力培育新的出口增长点
越来越多统计数据和研究成果表明，中小民营经济已成为主宰地区经济发展快慢强弱的重要标志，各地区经济差距主要体现在中小民营经济上。但是安徽省的中小私营企业发展水平较低，没有发挥它们应有的作用。政府要将对扶持中小企业的政策落实到位，大力促进中小企业的健康发展，引导中小民营企业“走出去”，培育新的出口增长点，从而拉动安徽省经济的发展。
（四）利用区位优势，发展安徽省经济
安徽省地处华东经济板块的腹地，有着较好的产业基础，投资成本也相对较低。在经济全球化的大背景下，世界制造业基地正向中国转移，东部沿海发达地区产业正在向中西部梯度转移，安徽省应该充分利用自身的区位优势和比较优势，积极融入长江三角洲的经济圈中，学习相邻发达省市的经验，实现在更大范围内、更高层次上参与国内国际经济交流与合作，拓展安徽在国内外市场的空间，保持促进经济加快发展的强大需求能力，促进自身经济的发展。
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【关键词】人力资本；经济增长；贡献；影响因素
人力资本（Human capital）是指劳动者受到教育、培训、实践经验、迁移、保健等方面的投资而获得的知识和技能的积累，亦称“非物力资本”。由于这种知识与技能可以为其所有者带来工资等收益，因而形成了一种特定的资本——人力资本。经济学以及新经济增长理论都认为人力资本是经济增长最重要的因素。随着世界经济的发展，人力资本对经济增长的作用显得越来越重要。本文主要就人力资本与经济增长关系的研究进行综述，并针对人力资本对经济增长的作用机理进行分析。
一、人力资本与经济增长的理论研究进展
英国古典政治经济学创始人之一的威廉·配第（William Petty， 1623-1687）在其代表作《政治算数》中提出：“土地是财富之母，劳动是财富之父”的观点，认为劳动和土地共同创造价值，并在1976年将作战中的武器和其他军械的损失与人类生命的损失进行比较，这是首次运用了人力资本的概念，被认为是人力资本最早的思想萌芽。亚当·斯密（Adam Smith，1723-1790）首次较为系统地论述了人力资本对经济增长的影响。他不仅分析了劳动、土地和资本三个要素对经济增长过程的作用，还论述了技术进步和劳动生产率提高的问题。亚当·斯密认为分工“实际上是经济进步的唯一因素”[1]。另外，亚当·斯密还对人力资本的收益问题进行过相应的论述，“学习是一种才能，需要教育，需进学校，需做学徒，所费不少。这样费去的成本，好像已经实现并且固定在学习者身上。这些才能，对于他个人自然是财产的一部分，对于他所属的社会，也是财产的一部分”[2]。古典经济增长理论强调了知识创造生产力的重要性，但是，古典经济增长理论只是用定性的方法来表述各个因素之间的相互作用，并没有在数量上反映出这些因素对经济增长贡献的大小。对此，舒尔茨说：“虽然古典经济学家在著作中看到了人力的现实意义，但是人力资本很少被纳入经济学的正规核心内容之中”[3]。
现代经济增长理论发端于20世纪40年代，其理论可以根据时间顺序进行划分，从哈罗德-多马模型（Harrod-Domar Model）开始，到新古典经济增长模型，再到新剑桥增长理论，最后到新增长理论。
哈-多模型的一个重要结论是经济增长的根本动力在于物质资本的积累。这在他们说明劳动、技术不变时，增加物质资本能提高经济增长率是正确的。哈-多模型的主要缺陷在于，它是用通常的短期分析工具来分析长期问题，从而造成了有保证的增长率与自然增长率之间的根本对立。
新剑桥学派的经济增长理论和新古典学派的增长理论几乎是在同一时期形成的，其经济增长理论有两个主要特点：一是认为新古典模型各个要素很难均衡地变动，因此其内在不稳定；二是把收入分配作为经济稳定增长、实现充分就业的重要因素。
美国经济学家罗默（P.M.Romer）、卢卡斯（R.E.Lucass）和英国经济学家斯科特（M.F.G.Scott）等人，在对索洛等新古典增长模型提出批评的基础上运用数学化、微观化的新方法，分别建立了具有各自特点的经济增长模型，从而形成了流行于西方国家的“新经济增长理论”。
二、人力资本对经济增长的作用机理
人力资本理论及其作用的研究大致存在以下两个方面的问题。第一，人力资本拓展了资本的内涵，但人力资本与人们通常所说的资本区别是什么，如何界定它们的不同；第二，许多经济学家在人力资本测量方面做了大量工作，目前定量检验人力资本对经济增长贡献的文献不少，但定量分析仍没有获得令人信服的结果。针对这些问题，可以进行如下分析：
人力资本不同于一般意义上的资本，它属非物质财富，需要依靠人和物质来承载，不能作为直接的投入要素，它对经济增长的作用主要是通过自身承载的智慧作用于创新、劳动工具承载的智慧作用于生产来实现的。在人力资本与一般资本的概念界定清楚之后，人力资本的计量问题和实证研究方法选择是人力资本研究中的一大难题，未来的研究是要开发出一套衡量人力资本大小的指标和计量人力资本对经济增长影响的新方法。另外，还要注重人力资本的影响路径、人力资本与生产结构的匹配，以及激励人力资本发挥影响的制度安排等。
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关键词 人口规模；资源禀赋；经济增长；交易效率
中图分类号 F061.2 文献标识码 A 文章编号 1002—2104（2012）10—0158—06 doi：10.3969/j.issn.1002—2104.2012.10.023
“人口规模”假说和“资源诅咒”假说是经济学领域的两个热点问题。前者认为，人口规模越大，经济增长越快；后者认为，自然资源贫乏的国家比相对丰裕的国家经济增长得更快。我国人口众多，人均资源贫乏，虽然两种假说在学界至今还没有取得共识，但在当今人口危机和资源危机的大背景下，重新审视人口规模与资源禀赋在经济增长中的作用显得尤为紧迫和重要。我国是否存在“人口规模”假说和“资源诅咒”假说？如果不存在，什么因素才是促进我国经济增长的支撑点和动力源？本文综合考虑人口规模与资源禀赋两种因素对经济增长的作用，建立新兴古典模型并进行超边际分析，对提出的命题进行实证检验，为政策工具的设计提供借鉴和参考。
1 文献综述
人口规模、资源禀赋是经济增长的重要因素，一直以来都受到国内外经济学者的高度关注。Malthus T R[1] 认为过快增加的剩余人口会消耗数量有限的自然资源，打破经济增长的正常秩序，降低人均消费水平。Solow[2]认为，资本一定情况下，人口规模越大，单位产出就越少。Krugman[3]将D—S模型的最新研究成果应用于国际贸易中，预见人口规模越大，均衡的消费品种类越多，生产率越高，每种产品的成本越低，人均真实收入就越高。Easterlin[4]发现没有合理的数据显示人口规模与经济增长之间存在任何关系。
自Gelb[5]首先提出资源诅咒以来，学术界关于资源禀赋与经济增长之间的关系展开了更为激烈的争论。Wright，Czelusta[6]认为以往对资源诅咒的实证研究中存在统计学选择性误差问题。Lederman，Maloney[7]认为，资源诅咒的结论缺乏稳定性，部分指标的筛选缺少相关性，另外，限于数据的制约，以往对资源诅咒的实证研究所依据的跨国数据难以准确描述经济增长的整个过程。Alexeev，Conrad[8]用人均资源占用率来代替自然资源丰裕度，结果表明，在长期，自然资源丰裕度与经济增长显著正相关。
在国内，学界对于是否存在资源诅咒，并没有达成一致。徐康宁、王剑[9]，胡援成、肖德勇[10]等以我国省级面板数据为样本进行实证分析，发现在这个层面上资源诅咒存在。方颖、纪衎、赵扬 [11]转换了自然资源丰裕度的衡量指标，发现在城市数据层面资源诅咒并不成立，不过资源丰裕的城市对省内其余城市具有正向的溢出效应。
我们认为，关于“人口规模”假说和“资源诅咒”假说，学界之所以得到不同的结论，主要原因在于理论依据和检验技术两个层面。在理论分析层面，现有文献大多运用新古典经济学的理论框架，将研究重点放置于资源分配，而忽略了组织结构。在实证检验层面，现有文献一方面各自独立地对“人口规模”假说和“资源诅咒”假说进行检验，忽略了两者之间的联系，另一方面仅注意搜寻经济增长的一般要素，而忽略了对经济增长真正支撑点和动力源的研究。本文立足于分工演化，运用新兴古典全局均衡分析方法，将资源分配和组织结构融为一体，综合人口规模和资源禀赋，系统阐述了两者与经济增长之间的关系。我们认为，资源禀赋或人口规模与经济增长之间没有必然的关系，在一定程度上，“资源诅咒”和“人口规模”等命题均是伪命题，交易效率才是一国经济增长的核心源动力。只有通过交易效率的传导作用，资源禀赋或人口规模才会影响一国的经济增长。
2 构建模型与超边际决策
王智新等：人口规模、资源禀赋与经济增长实证分析
中国人口·资源与环境 2012年 第10期2.1 产品和资源不存在固定费用的新兴古典模型[12]
经济系统有M个事前相同的消费者—生产者，包括两种产品x，y。该经济系统的决策问题可以表示为：
摘要 虽然在学界“人口规模”假说和“资源诅咒”假说至今还没有取得共识，但在当今人口危机和资源危机的大背景下，重新审视人口规模与资源禀赋在经济增长中的作用显得尤为紧迫。我国是否存在“人口规模”假说和“资源诅咒”假说？本文构建了新兴古典经济学模型和面板数据模型，得出以下结论：两种假说在中国根本不存在；无论人口规模或资源禀赋状况如何，不同地区均可通过交易效率传导机制实现经济增长。具体来说，不同人口规模或资源禀赋的地区可以积极探索制度改革，提高社会分工水平，大幅改善交易效率，诱导不同类型的社会实验和组织创新，就有可能创造出新的生产力，实现区域经济增长。这些结论一定程度上解决了学界存在的争论，具有重要的理论价值。在政策层面上，由于人口规模、资源禀赋仅是经济增长的两种要素，交易效率才是经济增长的支撑点和动力源，所以政府应该更加重视如何扩大市场容量、促进分工深化和提高交易效率。
关键词：经济增长 就业效应 就业弹性
一、问题的提出
从世界各国经济发展的历史来看，人口就业和经济增长一般有着正相关的关系。经济增长速度越快，越能更多地吸纳劳动力就业。我国经济20余年持续高速增长，1978～2005年平均经济增长率高达9.46％，理论上我国不应该有失业问题。但我国的实证数据却显示，经济增长与人口就业变动之间存在较强的非一致性，即经济持续高速增长伴随着就业压力和失业人数的不断增大。本文主要从实证上对人口就业与经济增长的关系展开分析。
二、我国经济增长与就业效应的实证分析
一个国家和地区经济增长的就业效应可以通过计算和比较、分析就业弹性的变化来反映。所谓就业弹性(或就业弹性系数)是指反映经济增长率与就业增长率之间关系的系数，即GDP每增长1个百分点所能带来的就业增长的百分点。无论国内还是国外，理论界研究经济增长的就业效应问题通常都会借助于就业弹性指标加以分析。
一般地，弹性定义为：
E=(Y/Y)/(X/X)=(Y/X)(X/y)
或者：
E=(dY/Y)/(dX/X)=(dY/dX)/(X/Y)
它表示变量X发生一个微小的百分比变动时所引起的变量Y的变化率。通常来讲，就业弹性大于零，当其越大时，说明经济增长带动的就业量大；当其小于零时，经济增长就不能拉动太多的就业增长，即使保持较快的经济增长，解决就业的效果也不会明显。另外，就业弹性也可能小于零，在这种情况下。说明经济增长对就业不具有拉动作用，相反还排斥就业。
那么，以GY表示GDP的增长率，以GL表示就业的增长率，经济增长的就业效应就可以用GDP的就业弹性来表示。即：
就业弹性E=GY/GL
从上表中可以看出中国经济增长的就业弹性的大致情况，除了1990年就业增长率突然提高，导致就业弹性的大幅上升使得该年的就业弹性值为4.47，从而不具有可比性以外，其余年份的就业弹性的变化就没有如此巨大。1990年以前，就业弹性稍微高一些且变化幅度稍微大一些，平均为0.34，最低年份为1983年为0.229。最高年份为1981年为0.615：1990年以后的就业弹性稍微低一些且变化幅度稍微小一些，平均为0.11，最低年份为0.07，最高年份为2001年为0.173。下图表明，从反映经济增长与就业增长关系的GDP就业弹性看，20世纪90年代以来，GDP就业弹性不断下降。这表明自20世纪90年代以来，中国经济增长在一定程度上是排挤就业的。
三、关于我国经济增长和就业增长不一致的解释
为什么会出现经济增长和就业增长不一致的现象呢?20世纪90年代以来的高增长和低就业并存的一个重要原因是，投资对就业的拉动作用下降。当前我国主要是由投资拉动经济高速增长的，节约劳动型的经济增长带来了就业弹性的下降和就业人数的相对减少，甚至绝对减少。90年代以来，中国工业走的是一条资本深化的工业化发展道路，经济增长以资本的推动为主，这不但可能削弱未来增长的潜力，而且增加了解决就业问题的难度。观察不同所有制部门的资本劳动比都可以看出这种变化的趋势。投资的就业弹性下降导致高的资本投资率并不能相应地导致较高的工业劳动力需求的增长率，资本增长对就业增长的拉动作用减弱了。
就业量减少与投资结构密切相关，不同行业和不同部门对就业的吸纳程度有很大差别。在20世纪80年代，投资的主要领域是资本有机构成低的劳动密集型产业，从而产出的扩张能够扩大就业。而90年代以来，资本纷纷投入IT行业和汽车制造业等，这些行业均属于资本密集型产业，机器排挤工人，技术排挤劳动，就业增长必然缓慢。这正是这一阶段投资就业弹性大幅下降的原因，投资就业弹性的下降导致对增长贡献最大的资本投入，不仅不能吸纳更多的劳动力就业，反而出现了资本对劳动的替代。那些原本在80年代对就业做出贡献的传统劳动密集型产业，食品加工和制造、饮料制造、家具制造等行业，在国家经济结构调整的大背景下，也朝着内涵式扩大再生产方式转变，资本密集程度显著提高，吸收劳动力的能力减弱。从整体上看，中国企业走的是一条资本深化不断加速的发展道路，必然会降低生产过程中资本对劳动力的吸纳率。使得较高的资本投资率并不能相应地导致较高的工业劳动力需求增长率，所以90年代以来高经济增长和低就业增长同时存在，就业率相对产出增长率下降成为必然。
四、我国经济增长拉动就业增长的策略
(一)加大宏观政策引导的力度，鼓励配套行业的发展，从而充分吸纳劳动力就业
在投资趋向资本密集型、技术密集型产业的同时，用政策导向刺激配套行业的发展，吸纳劳动动力就业。我国生产力总体水平不高，劳动力资源丰富，而资本资源、自然资源和技术资源则相对贫乏。根据这种状况，我国应该充分发挥劳动力资源丰富的比较优势，用劳动力资源来替代资本、技术等稀缺资源，这也正是解决我国就业问题的最有效途径。
(二)积极发展个体、私营等非公有制经济，有利于大社会就业、缓解失业压力，对全面建设小康社会加快社会主义现代化进程具有重大的战略意义
非公有制经济发展中仍然存在着一些问题，，因此，如何引导和促进非公有制经济的发展就成为我国面临的一个重要课题。当前，应结合我国非公有制经济发展中存在的实际困难。选择适合的经济对策，促进我国非公有制经济的发展，使之成为我国一个新的就业增长点。
农业经济水平是一个国家综合国力的显示，是衡量一个国家富裕与否的标准。中国作为一个发展中国家，大部分人口还是在农村，农业经济发展是中国经济发展的重中之重。随着我国改革开放的推进，中国与世界的联系也越来越紧密，世界经济对中国经济的影响也越来越大。面对国内和国际的双重压力，只有对影响我国农业经济增长因素进行分析，才能有目的的改善和提高影响农业经济的积极因素，促进我国农业经济更快更好更健康发展。
1.投资
1.1投资对农业经济的影响
投资是对农业经济的发展有重要影响的，从我国进入市场经济以来，市场化促进了投资主体的多元化，进一步促进了农业经济的资金投入。到了90年代，随着农民收入增加幅度的缓慢和市场过剩等影响，农业投资逐渐减少，这说明投资对农业经济增长起着很重要的作用，有效投资可以提高农业经济增长的效率。
1.2投资对农业经济增长的分析与研究
据统计局的相关资料显示，在1999年的农业投资有56.49亿元，这些投资包括国家预算、银行贷款、外资、融资和自筹等，这些资金的投入也提高了农村集体的基本建设水平。近年来，政府对农业投资的主要手段是通过银行贷款，但随着银行商业化推进，农业不能享受之前的贷款优先性和利率折扣性。加之国家对农村建设的政策性贷款取消，国家对农业的投资基本只有农产品收购资金。银行的风险意识使银行降低了对回报率低的农业的投资，导致农民收入增长缓慢和农业经营困难。
2.出口
2.1出口对农业经济增长的影响
随着中国经济走向世界，世界经济对中国经济的影响也越来越大，中国经济面临的是挑战和机遇并存。出口带动国民经济增长是许多发达国家常用的手段，我国是农业大国，如果大量的农产品可以出口国外，那么农业经济自然增长幅度自然会变大，农民的收入也自然会增加。
2.2出口对农业经济增长的分析与研究
我国是农业大国，物产比较丰富，但是农产品出口比重一直不高。所以提高我国农产品质量，增加一些特色农产品，会使我国农产品出口的比重增加。我国的劳动资源的优势可以扩大农产品加工数量，也能为我国农产品出口提高竞争力。
3.消费
3.1消费对农业经济的影响
消费是农业经济增长的根本原因，消费可以刺激农业经济发展。消费者对于农产品的需求和消费可以从根本上推动农业经济增长。消费者对农产品需求增大，形成农产品供不应求的局面，那么农产品的价值就会上涨，农民收入就会增加，各行业就会对农业投资增加，使农业有更多的发展机遇。农产品属于社会必需品，我国的众多人口为农业结构调整和农民生活质量提高提供了条件。
3.2消费对农业经济增长的分析与研究
据相关资料显示，1994年，中国的畜类产品供大于求的现象明显，但由于消费增长快，使供求比较稳定;1994年的全国粮食总产量也比之前有增长，但是总体还是低于当年的粮食总量;1994年的棉花产量低，纺织品的需求量明显增大，但实际情况是供大于求。这种供大于求的根本原因是9亿农民的实际消费能力没有挖掘出来，农民消费水平低，想要提高消费水平，但实际经济能力不行。目前，我国的农业面临这样的困境，比如玉米在北方过剩，在南方却紧缺;一些农民自种的橘子、桃子等卖不出，但一些洋水果却畅销等。对于这样的困境，我们要做的是增加农民收入，使农民的经济能力跟得上消费水平的需求。
4.制度
4.1制度对农业经济增长的影响
随着农业经济发展，农业体制改革也在推进，农业体制对农业经济有着巨大的影响作用。是比较适合中国当时农业发展的，但随着经济发展，农业生产力的提高，使农业发展现状发生变化。实际出现的一些问题证明，之前的农业相关政策已经不适应现代农业发展状况。
4.2制度对农业经济增长的分析与研究
想要农业经济快速发展，让中国农业在市场竞争中更有实力，就要促进新型农村合作经济的发展。新型农村合作经济是以一种主动的姿态去适应市场，服务市场，并实现企业化和股份化，可以降低农业的风险，提高农业的适应程度。
5.科学技术
5.1科学技术对农业经济增长的影响
科学技术的进步给农业带来的影响是不可估量的，科学技术可以推动农业经济不断增长。我们要高度重视科学技术对农业经济增长起的关键作用。
5.2科学技术对农业经济增长的分析与研究
我国农业一直在发展，但是与农业相关的科研体系却不是十分健全的，一些科学技术无法转变成生产力。要深化农业科研体制改革，扶持农业科学研究所，鼓励农业技术创新，让农业研究成果更好地为农业服务。
结束语
影响农业经济增长的因素有很多，只有认真分析，并找出积极的作用，才能够有的放矢，出台相关政策，有针对地解决农业发展中遇到的问题，促进农业更好更快发展。
作者简介：
【关键词】河北省 寿险发展 经济增长 格兰杰因果关系
一、引言
寿险是主要险种之一，世界范围内将保险行业划分为寿险与非寿险进行分析已经成为了一个主流趋势。目前寿险行业的发展与经济增长方面的实证研究逐渐增多较多，但是由于使用数据和方法存在一定的差别，对于它们之间的相互影响关系还缺乏一个统一的结论。谢利人（2007）通过科布-道格拉斯生产函数，建立了信贷市场、证券市场、保险市场为主体的金融市场发展与经济增长的模型，并综合运用统计方法，最终得出了寿险行业的发展促进了经济增长的结论。刘玉焕（2012）利用2001年至2012年的寿险保费收入和GDP数据，通过VEC模型及格兰杰因果关系检验进行分析。表明了寿险发展和经济发展之间的关系随着期限长短存在差别，如在短期二者互为因果关系，然而在长期二者并不存在Granger因果关系。张玉凯（2012）通过实证分析对我国2000～2010年季度寿险保费和 GDP进行研究，结果表明二者存在长期稳定关系，且GDP是寿险保费的格兰杰原因，然而寿险保费并非GDP增长的格兰杰原因。胡文龙（2014）通过运用面板数据的经典回归模型和误差修正模型对我国保险业与经济发展数据进行分析处理，得出了寿险行业与经济增长之间存在协整关系，在低收入地区对经济增长的促进作用大于高收入地区，且对经济发展的影响更多的体现为长期影响。
鉴于以上文献评述，本文以寿险为研究对象，以河北省的统计数据为依据，对寿险行业与经济增长情况进行实证研究。
二、寿险发展与经济增长的理论分析
（一）寿险发展对经济的促进作用
寿险发展对于经济增长的促进作用主要体现在以下两点上：一，从寿险本身的保障功能上，社会个体投保寿险有助于减轻政府福利制度压力，减轻财政负担，使得政府将财政用于其它方面。二，寿险资金的特点上，寿险资金拥有规模性、稳定性、长期性的特点，可以为金融市场提供更多资金，增加市场上的资本量，促进投资，推动经济增长。
（二）经济增长对寿险发展的促进作用
经济增长对于寿险发展的促进主要表现在下面几点上：一，寿险产品是一种非渴求性商品，消费者不了解寿险产品，或者即使了解也可能因为收入有限，认为购买保险并不划算而不会主动购买。因而一方面表现经济增长会促进教育的发展，同时随着教育水平的提高，在一定程度上有助于提升消费者的风险意识，增进对保险产品的了解，进而增加对保险产品的需求。另一方面表现在在消费者收入低于一定程度时，对寿险产品的需求较低，随着经济增长，消费者的收入增加，对寿险产品的需求也会相应增加。二，随着经济增长，社会的医疗卫生事业发展，在人们的平均寿命在稳步增加，伴随着相应医疗费用的增加，人们希望能够通过事先购买寿险产品来进行一定的费用分担，因而对寿险产品的需求增加，促进了寿险行业的发展。
为了研究寿险发展与经济增长相互影响的程度，本文通过建立VAR模型对双方的关系进行验证。
三、寿险发展与经济增长的实证分析
（一）数据来源
本文利用1998年到2014年反映河北省经济增长和寿险发展状况的数据，分别选用河北省生产总值（GDP）和寿险保费收入（bfinc）作为指标。因为经济数据很大，因此分别对生产总值和寿险保费收入取自然对数，并根据所得数据进行一阶差分，得出生产总值和寿险保费收入的变化率，河北省经济生产总值（GDP）和寿险保费收入变化率情况如图1所示。
本文数据来源为《河北经济统计年鉴》和国家统计局官网。
（二）数据平稳性检验
本文拟通过建立VAR模型来分析河北省经济发展状况和寿险保费收入相互间的影响情况，建立VAR模型要求数据平稳或协整，因此模型首先对数据进行平稳性检验，检验结果如表1所示。
从表1的检验结果可以看出，dlngdp和dlnbfinc的ADF统计量的P值均小于0.05，说明不存在单位根，两组数据均是平稳的，可以建立VAR模型。
（三）建立VAR模型
通过平稳性检验的两组数据可以建立VAR模型。根据AIC和SC最小准则将模型的阶数确定为4，此时方程多项式特征根的倒数全部在单位元圆之内，满足VAR的要求，如图2所示：
（四）格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系是指两组变量之间的影响程度，在格兰杰因果关系检验中，两个变量分别作为原因和结果，作为原因变量的变化引起作为结果变量的变化，原假设是两个变量不存在格兰杰因果关系。
值得一提的是格兰杰因果主要检验测量对作为结果的变量进行预测时作为原因变量的前期信息是否可以减少均方误差MSE，并以此作为因果关系的判断标准，用与不用作为原因变量的前期信息相比，若MSE无变化，则称两个变量在格兰杰意义下无因果关系。但是如果两个因素之间不存在在格兰杰因果关系，并不等于说两者之间没有任何因果关系。
河北省经济发展状况和寿险保费收入情况的格兰杰因果关系检验结果如表3所示，从表3中可以看出，GDP的变化不能格兰杰引起寿险保费收入变化的P值为0.87，远大于0.05的拒绝临界值，接受原假设，说明GDP的变化并不能格兰杰引起寿险保费收入的变化；寿险保费收入变化不可以格兰杰引起GDP变化的P值为0.03，小于0.05，因此拒绝原假设，说明寿险保费收入的变化率可以格兰杰引起GDP的变化率。因此，在统计意义上，河北省寿险保费收入的变化是河北省GDP变化的一个原因，但是河北省GDP的变化并不能引起寿险保费收入的变化。
（五）脉冲响应分析
由于VAR 模型是一种非理论性的模型，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化即模型受到某种冲击时对系统的动态影响，或者说VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量带来的影响，这种分析方法称作脉冲响应函数方法1。在VAR模型的基础上对GDP变化和寿险保费收入变化进行脉冲响应分析，图3给出了各变量对来自其他内生变量冲击的响应，横轴表示追踪期数，本文设置为10，纵轴表示因变量对各变量冲击的响应程度的大小，实线是脉冲响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信带。
首先，分析河北省GDP增长率对寿险保费收入的响应情况和响应途径。从图3中可知，给河北省GDP增长率一个正向冲击，寿险保费收入变化并不明显，说明河北省GDP变化并不会对河北省寿险保费收入产生太大影响，这与格兰杰因果检验的结果是一致的。说明在河北省GDP增长率发生变化后，并不会对寿险保费收入的增长率产生重大影响。
其次，分析河北省寿险保费收入变化对GDP变化的响应情况和响应途径。从图3中可知，如果给河北省寿险保费收入增长率一个正向冲击，河北省GDP的增长率的变化比较复杂，在前两期内，河北省GDP的增长率是下降的，从第二期到第四期是逐渐上升的，但是从第四期到第七期GDP的增长率还是呈现了下降的趋势。结合现实情况，如果河北省寿险收入增长较快，在前两期会使得GDP增长率有所下降，这是因为在一定时期，GDP增长率是一定的，而寿险保费收入增长率是属于GDP增长率的一部分的，因此在短期内，如果给寿险保费收入增长率一个正向冲击，河北省GDP增长率会有所下降。而在中长期内，寿险保费收入增长率获得正向冲击后，市场会对该现象产生一个好的预期，GDP会按照市场的预期发展，因此在中长期GDP的增长率是增加的，而在长期内，GDP增长率对寿险保费收入增长的变化可能是过度的，因此需要一个回调的过程，因此，又会有一个下降的过程。
（六）方差分解
脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。本文对寿险保费收入增长率和GDP增长率的方差分解的结果如表4所示。
从方差分解的结果中可以看出，在不考虑寿险保费收入增长率自身的贡献率条件下，GDP增长率的贡献率是逐渐上升的，GDP增长率的贡献度在第10期达到最大，为41%。相反，在不考虑GDP增长率自身的贡献度条件下，寿险保费收入增长率的贡献度是逐渐上升的，在第10期达到最大，为32.87%。
方差分解的结果说明，河北省寿险保费收入增长率对GDP增长率的贡献度较高，而GDP增长率对寿险保费收入增长率的贡献度很小。
四、结论及分析
通过上述分析可以看出，无论是格兰杰因果关系，脉冲响应还是方差分解，都说明河北省寿险收入增长率的变化对GDP增长率有一定的影响效应，但是GDP增长率的变化对寿险收入增长率并没有很大的影响效应。
这说明，寿险在促进河北省生产总值的作用是不容忽视的，寿险在拉动经济增长方面也发挥着重要的作用。从河北之前的实际情况来看，河北的寿险业近年来发展迅速，业务规模不断扩大，特别是随着保险资金投资范围的逐步放开，是在整体经济下行压力较大的情况下，寿险业依然从惠民生、防风险、稳增长等方面做出了突出的贡献。一方面，它通过寿险承保业务，将风险进行转移，为居民提供保障。如在2015年河北推行城乡居民大病保险，政府选择商业保险机构进行承办，不仅能够利用保险公司的专业性提高效率，还有效的减轻了个人医疗费用负担，同时也降低了政府的承办成本，使得个人和政府的资金可以用于消费和投资，进而促进经济增长。另一方面，寿险产品其具有规模大、使用周期长等特点，适用于建设基础设施项目。以平安养老为例，截止2015年底，平安养老已经累计在河北引入资金251亿元，参与了唐山二环路改造债权计划、石安高速信托计划及河北建投债权计划等项目，为河北的建设和经济发展做出了贡献。正是这些原因使得寿险行业的发展在一定程度上促进河北省经济增长。
而对于河北省经济增长为何对寿险行业的促进作用并不明显，本人认为可能存在以下问题影响了其促进作用的发挥：一，河北省的经济虽然得到一定发展，但经济状况仍然相对落后，以2015年的统计数据为依据，虽然总体上河北省的GDP总量排名第8，然而其人均GDP排名20，低于全国平均水平；同时全省城镇居民可支配收入为26152元，农村居民人均可支配收入11051元，也低于全国城镇居民人均可支配收入31195元，农村居民人均可支配收入11422元。因而收入相对较低在一定程度上导致了经济增长对于寿险业的促进作用并不明显。二，经济增长并不能直接促进寿险业的发展，经济增长通过一系列的传导来影响促进寿险业的发展，然而这其中的传导因素又并非仅仅收到受到经济增长的影响。如在保险意识方面，它还受到中国传统观念的影响，存在着即使人们收入增加，也会将其用于储蓄，而不是购买保险产品，导致了经济增长对于寿险业发展的促进作用并不明显。
上述分析显示寿险发展可以刺激经济的增长，因而河北在经济发展时要注意发挥其促进作用，特别是寿险资金对经济的促进作用更为直接。今年3月，保监会公布《关于的决定（征求意见稿）》，提出保险资金可以投资资产证券化产品，同时保险资管管理机构还可以设立私募基金，进一步扩大了保险资金管理方式和规模，加大了保险资金对国家重大战略和实体经济的支持力度。对于河北而言，京津冀一体化重要国家战略的提出给河北带来了更多机遇，河北在促进产业技术升级，建设包括交通基础设施等方面需要大量资金，而寿险资金具有规模性，稳定性，长期性等特点，与资金需求相契合，能够为经济发展提供资金的支持，河北可以合理利用寿险资金来进行投资建设以促进经济增长。
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