关键词：
贵州省经济增长（精选十篇）
贵州省经济增长 篇1
对于科技创新与经济增长之间的关联作用, 目前国内大多分析均采用灰色关联度等经验式的方法。灰色关联度法是依据各因素数列曲线形状的接近程度做发展态势的分析。其研究结果一般界定在科技投入与经济增长有一定的正相关关系。为了更好的让研究对理论及政策研究提供依据, 本文利用时序数据探讨贵州省在现阶段经济发展条件下, 科技发展对经济增长的关系, 以期为进一步完善贵州省的科技管理政策提供依据。
一、指标数据与模型
1. 指标数据。
科技发展的衡量涉及到科研过程的三个主要方面:科研投入, 如资金和人力资源;中间产出, 如新发明和新知识;科技发展的最终产出, 如不断提高的收入和利润[1]。因此, 我们选用科研论文和专利作为衡量科技发展的中间产出。考虑到科研成果转化环节对科技发展最终产出的关键作用, 我们选择技术市场成交合同金额、高技术产业规模以上企业产值衡量科技发展的最终产出。出于对数据可得性的考虑, 我们用GDP衡量经济增长 (见表1) 。本文研究采用专利申请量, 而非专利授权量来衡量科技发展产出, 是为了剔除政府专利机构等人为因素的影响, 反映创新的真实水平[2]。文中数据均来自中华人民共和国科学技术部网站中的“中国主要科技指标数据库”。 (1)
2. 模型。
为了测度贵州省科技发展与经济增长之间的关系, 本文选用经典生产函数模型进行分析。经典生产函数假设为:
式中, Y表示总产出, xk表示第K (i=1, 2, ……, k) 种科技发展因素的产出, A表示经济制度, 对函数Y= (x1, x2……, xk, A) , 求微分得:
对方程两边同时除以Y, 得等式:
式中, 表示第K种科技发展因素的产出弹性, 记为表示经济制度变迁对经济总产出的贡献。因此得到如下模型:
对模型 (4) 进行变换, 可得到测算各种科技发展因素对经济增长贡献的基本模型:
二、贵州省科技发展与经济增长的实证分析
依据模型 (5) , 选取贵州省科技发展及国内生产总值在1995—2010年的样本观测值, 运用经济计量软件Eviews5对贵州省科技发展与经济增长的关系进行定量分析, 可得如下回归模型:
根据统计结果分析, 模型的判定系数为0.9998098, 说明模型的拟和优度很高, 修正后的判定系数为0.997147, 说明模型不需要增加变量。这表明, 本文所选取的科技发展指标对贵州省经济增长有很好的解释意义。同时, D.W统计量值为1.167099, 说明模型的参数估计值在统计意义下是可置信的, F统计量的P检验值为0.000000, 说明方程整体显著, 科技发展与经济增长线性相关性显著。从单个指标的检验结果看, 在显著性水平为5%的情况下, 高技术产业规模以上企业产值、国内中文期刊科技论文数指标与经济增长呈显著正相关关系;专利申请受理量、技术市场成交合同金额指标未能通过显著性检验, 即意味着其对贵州经济增长的作用可视为零。
从回归方程的参数看, 平均而言, 高技术产业规模以上企业产值每增加1%, 国内生产总值将增加0.343%;国内中文期刊科技论文数增加1%, 国内生产总值将增加0.505%。
结论与对策建议
贵州省科技发展与经济增长的实证分析显示了经济增长与科技发展之间是相互促进、相互作用、相互影响的。长期以来, 贵州省科技发展对经济增长的作用一直低于全国平均水平, 位列全国第二十八位。在经济全球化及经济危机的世界格局中, 如何把握机遇, 加快科技发展速度, 对促进贵州经济增长至关重要。在此, 本文给出如下建议:
1. 转换发展机制, 改变不合理的投入导向。
近几年来, 贵州省投资从总体看明显存在着“两个不足”。一是投资动力和后续增量不足, 主要表现在高新技术领域投资力度不够;二是对知识经济投资不足, 如对先进制造业、现代中药、新材料等投入严重不足。同时对循环经济、节能降耗、技术改造、污染治理等方面的投入也不尽人意。另外, 投资结构不尽合理, 尤其对知识经济领域, 对高新技术产业, 对信息产业和名牌产品等的投资也有待调整。为此, 在资金要素投入有限的情况下, 必须转换发展机制, 改变不合理的投入导向。
2. 促进科技产业向集群方向发展。
散而小, 小而弱, 不能充分发挥企业乃至产业集聚效应, 因而难以形成规模经济。发达国家产业经济发展史证明, 产业的规模发展、集群发展和集约发展, 是提高规模经济、规模效益和竞争实力的有效途径。发展企业集群, 有利于形成信息共享优势、品牌和技术共享优势、人才共享优势、资源共享优势和市场共享优势等。因此, 贵州省科技的发展, 必须把企业集群和产业集群提升到发展战略的高度。
3. 加大政策扶持力度, 促进高新区快速发展。
多年来, 贵阳高新区的发展受到机制、人才、资金、自主权等方面的制约, 在新的沙文—麦架—扎佐高新产业带的发展上, 上述老问题会显得更加突出, 一时难以解决的矛盾积聚, 不仅会造成长期悬而未决, 也会给高新产业的发展带来负面影响, 发展受挫。因此, 要形成强有力的领导, 加大政策扶持力度, 强化协调能力。
4. 加大资金支持力度, 提高市场化融资水平[3]。
建设资金投入不足和投融资资金构成不合理是长期制约贵州省科技发展的主要障碍。市场化融资水平低, 引进外资水平低和企业融资能力低, 已经严重影响到贵州省科技发展速度和质量。建议首先应该千方百计增加科技投入。当前, 在全球金融危机的冲击下, 投资受宏观经济政策 (主要是财政政策、货币政策和产业经济政策) 的影响很大, 从而导致体制内投资受到挤压, 但体制外投资空间仍然很大, 弹性系数很高。因此需要: (1) 建立多层次、多元化、多渠道的科技投入体系和制度, 除政府投入外, 投资要坚持市场主导, 以企业投入、民间投入、社会投入和外商投资为主体, “开渠引水”, 拓宽各种投融资渠道。 (2) 政府要在体制上、政策上 (税收、财政、技改政策等) 予以支持、鼓励与扶持, 从制度上保证科技投入每年都有所递增, 使各种资金源源不断地流入贵州科技产业带。 (3) 创新投融资机制, 充分运用证券资本市场的资源配置作用, 大力支持有条件、有比较优势和自主创新能力的科技含量高的企业上市融资。其次要优化各级财政对科技产业带的投入结构和内容。重点支持共性技术、集成技术、关键技术的投入, 继续支持对高新技术产业领域和优势产业、循环经济等重要科技的投入。
5. 鼓励科技创新。
首先, 应鼓励成立科技创新组织。贵州省科技创新应以省内各大高校为平台, 吸纳招募一批高素质的科研型人才, 创建科技创新组织。其次, 提高科研人员的整体素质和研究水平。精悍的研究队伍, 合理的、科学的知识结构是科技创新成功的基础。在贵州科技发展的过程中, 必须优化科技创新组织的整体知识结构, 根据市场需要, 形成不同知识优势的个体合理配置。另外, 还必须提高科研人员个体素质, 主要是提高其文化、业务素质, 加强科技创新精神的培养。最后, 制定科研成果奖励机制。应在设立“贵州省科技创新成果奖励办法”的基础上, 对科研人员所发表的高水平论文予以奖励, 催生丰硕研究成果。
摘要：选取贵州省1995—2010年的样本观测值, 运用经济计量软件Eviews5对贵州省科技发展与经济增长关系进行定量分析。结果显示, 高技术产业规模以上企业产值、国内中文期刊科技论文数与贵州省经济增长呈显著正相关关系。重点探讨了贵州省科技发展方向, 这为促进贵州省科技发展提供了重要的借鉴和启示作用。
关键词：科技发展,经济增长,贵州省
参考文献
[1]吴二娇, 刘璟.广东省科技创新效率与经济增长的实证研究[J].科技管理研究, 2008, (7) :215-217.
[2]刘红, 姚永玲.中国科技创新效率与经济增长的实证研究[J].统计与决策, 2008, (13) :101-105.
贵州省经济增长 篇2
贵州少数民族人口增长问题及对策探讨
经济和社会的.发展以及生育政策的相对宽松,使得贵州少数民族人口呈现持续快速增长态势,成为该地区资源、生态环境、教育和经济可持续发展循环链中的薄弱一环,严重影响其他链条的发展.需要正确对待少数民族人口增长的问题,有区别、有步骤地完善人口控制政策,完善少数民族社会保障政策,创新计生工作机制.
作 者：曾翠萍 李国和 作者单位：贵州财经学院公共管理学院,贵州,贵阳550004刊 名：社科纵横英文刊名：SOLAL SCIENCES REVIEW年，卷(期)：25(4)分类号：C924.24关键词：少数民族人口 人口增长 人口控制政策
贵州省经济增长因素的计量分析 篇3
关键词:经济增长；经济结构；资本要素
中图分类号：F20文献标识码：A文章编号：1006-4117（2011）06-0139-03
一、研究背景
2011年，贵州省提出“工业强省”的口号，意图与全国同步在2020年达到“全面小康”。但是，经济增长理论的不断发展使我们认识到仅仅实行工业化是不足以让贵州省达到这个目标的。工业化仅是一种单一产业结构上的优化，而经济增长的动力除了源于不可积累的经济结构的多样优化，还源于人力资本、知识（技术）等可积累性生产要素存量的增长。本文针对贵州经济的增长历程，进行实证分析，希望可以找出贵州省经济增长的重要推动力量，从而为贵州经济发展提出好的建议。
二、模型的建立
经济增长一般被简单地概括为总产出的持续增长，而总产出的数理与计量分析的基本范式一般都采用柯布—道格拉斯生产模型（C-D生产函数）：
Yt=AKtαLtβ
式中Yt代表t年的产出，Kt和Lt代表t年的资本和劳动力，α和β分别是资本和劳动的边际产出弹性，α+β为规模报酬系数。传统的C-D模型只强调了物质资本和劳动力的贡献。
由于实际应用的复杂化，C-D模型的基本范式可以根据需要和条件进行扩展。一般的扩展有基于生产要素变量的处理和模型形式的变化，还有一种是体现在分析变量的丰富、分析范围的扩大以及分析的深刻程度上。对于C-D函数的第一种扩展有巴洛和马丁（2000）的规模报酬不变的函数：
Y=AKαH1-α
该模型强调了人力资本H对总产出的贡献。对于C-D函数的第二种扩展有Griliches对模型的改进，他将知识资本存量作为一个单独的生产要素放到模型
中，从而扩大了方程的变量、分析范围且深刻了对问题的分析：
其中Y是总产出，D是知识存量，一般用R&D表示，L是劳动投入，K是资本投入，t表示时间，A是常数，μ代表了时间趋势，该模型认为全要素生产率（TEF）为，从而强调了知识的重要性。
而本文也试图按这两种方式对基本的C-D函数进行扩展。首先如以上两个扩展模型所认为的人力资本和知识这两种要素对经济增长具有重要推动作用，因此，在建立计量模型时，将它们包含进去，得到：
Y=AKαHβDγ
假设规模报酬不变，则α+β+γ=1，α、β、γ∈（0,1）。这是总量表示的形式，改写成人均形式，求对数得：
lny=lnA+αlnk+βlnh+γlnd
式中，所有变量均为人均拥有量，均为对应总量除以L,其中，假设L为简单同质劳动力数量。
但同时，对于人力资本的测量，不同的学者有不同的理解，根据数据的可得性以及合理性，本文采用的是沈坤荣（2008）使用的计算方法。假设人力资本由下式定义：
H=eλEL
其中：E是劳动力平均受教育年限，λ表示人均受教育年限每增加1年时，人均人力资本h的增量，即为人均人力资本对人均受教育年限的弹性系数。把这个表达式除以L后代入前一个表达式可得：
lny=lnA+αlnk+βλE+γlnd
本文认为除了以上可积累性的要素会对经济增长产生影响之外，还有市场化程度、政府对经济的干预等不可积累的制度性因素会对经济增长产生影响。而我国学者沈坤荣（2008）基于1978—2003年的全国时间序列数据和面板数据的分析表明，城市化对经济增长有积极的推动作用。同时工业化对经济增长的推动作用得到了几乎所有经济学家的认可，这种实证研究，可以追溯至上个世纪的库兹涅茨和赛尔奎，再加上结构主义学派认为经济结构的变革能够加速经济的增长。因此对于上述因素，本文都纳入模型进行分析。
根据以上理论分析，可以建立计量模型如下：
lnyt=c0+c1lnkt+c2Et+c3lndt+c4CZ+c5GY+c6GC+c7GYU+c8CY+μt
式中，t代表时间，c0是常数项，μt表示随机项，是未能观察到的偶然因素，ci(i=1…8)分别表示各个解释变量对GRP增长的贡献率。
三、变量数据的搜集及说明
人均产出y人均产出是贵州省历年的以可比价格计算的地区生产总值除以对应的省内劳动力总量的值。《贵州经济社会发展60年研究》中提供了按可比价格计算（按1952年价格）的1950—2008年贵州省GRP的数据。而对于劳动力总量，本文理解为实际参与劳动的劳动力，这样能比较客观的衡量每位劳动力的实际贡献。因此，本文用就业人数来代表劳动力总量，直接采用《新中国六十年统计资料汇编》中列出的历年贵州省就业人数这一数据。
人均资本k人均资本是用按可比价格计算的资本存量除以就业人数。测算资本存量的基本方法是由戈德史密斯（1951）开创的永续盘存法，其基本公式为：Kt=It+(1-δt)Kt-1.其中，Kt、Kt-1表示第t年、t-1年的资本存量，δt表示第t年的折旧率，It表示第t年的投资。但是由于统计资料的缺乏和统计口径的不同，所以测算资本存量的具体方法细节上又有很大的差别。对资本存量的计算方法主要有积累法和净投资法。而關于贵州的资本存量计算，龚晓宽（2009）在戴文的基础上，应用净投资法补充测算了2006—2008年以及应用隐含的资本产出比测算1950—1951年的贵州资本存量，并提供了很详细的测算结果。本文认为，龚晓宽（2009）的测算综合考虑了前人的研究结果并且对数据的估算很严谨，所以，本文直接使用其估算结果。
人均人力资本E历年劳动力的人均受教育年限。关于人均人力资本的估算，本文选择用受教育年限来对其量化。龚晓宽（2009）按照劳动的边际生产力理论，即劳动投入的差别可以表现为在其他条件相同的情况下劳动力的边际产出的差别，用下面的式子来计算由于劳动者文化程度的差异引起的劳动投入量的变化：
式中DC表示劳动投入量(包括劳动者教育年限和劳动力数量)的变化，αi表示第i种文化程度的劳动者除以小学文化劳动者的相对收入（设后者收入为100），Wi为对应该种收入的劳动者人数，W是1952年的劳动投入量。并将文化程度分为6个等级，最后得出相对于1952年的1950—2008年贵州劳动投入量。本文利用其计算出来的劳动投入量除以教育程度为小学时对应的基准收入100，再除以历年相对于1952年的劳动力指数，所得商即为相对于小学教育年限的人均受教育年限。也就是本文使用的人均受教育年限。
人均知识资本d对于人均知识资本的研究，Griliches用R&D代表知识资本存量，并得出结论：R&D资本存量每增加1%，产出将上升0.05%—0.1%。我
国学者沈坤荣（2008）在做完全国各省市的面板数据分析后，发现该变量的估计参数很不显著，并给以剔除。而本文考虑到贵州省的实际情况以及该变量样本数据的可得性和前人的谨慎研究结论，也决定对该变量不予单独考虑，将其纳入到随机波动项中，使其在残差项中得到体现。
城镇化率CZ历年的城镇化率，城镇化的主要特征是农业人口转化为非农业人口，并在空间上从农村转移到城市或者城镇。本文利用《新中国六十年统计资料汇编》中汇总的历年贵州省城镇人口数除以总人口，即得到贵州省历年的城镇化水平。
工业化水平GY工业化水平，工业化是指制造业在国民经济中所占的比重日趋提高，并取得主导地位的过程。本文采用工业增加值占三次产业全部增加值的比重来度量工业化水平，即用历年贵州省工业增加值除以对应地区生产总值。
政府预算内支出水平GC在我国现阶段的经济体制下，政府支出水平反映了政府对市场经济的干预程度，也间接的反映了市场自由程度。因此这是一个逆指标，政府支出水平越高，市场自由度就越低。本文用贵州省政府的历年预算内支出水平除以按照1952年计算的居民消费价格指数，从而换算成以1952年为基期的可比数据。
国有工业产值比重GYU在我国现阶段社会主义经济体制下，国有工业企业是国民经济的重要组成部分，代表着国家对市场和资源的垄断。本文选取该变量主要是用来反映市场的开放程度，这是一个逆指标，该变量越小，市场越开放。本文从历年《中国统计年鉴》及《贵州统计年鉴》中搜集数据，用历年的国有工业产值除以对应的全部工业总产值，即为历年GYU。
产业结构CY根据配第˙克拉克定理，随着经济的发展，劳动力会逐渐先向第二产业、再向第三产业转移。而西蒙˙库兹涅茨的研究发现，在发展过程中，几乎所有国家的服务业的劳动力比重和国民收入的比重都是上升的。第三产业的发展体现了一个国家产业结构的升级和优化。因而，本文选择第三产业占三次产业增加值的比重来衡量贵州省的产业结构。即用历年第三产业增加值除以对应的GRP。
综上所述，计量模型经过调整之后如下：
lnyt=c0+c1lnkt+c2Et+c3CZ+c4GY+c5GC+c6GYU+c7CY+μt
考虑到模型的简洁性以及数据的可得性，本文只是纳入以上变量进行分析。同时，为了对比不同时间段各个变量对经济增长的贡献，本文以1978年为分界线，分为改革开放前和改革开放后进行分析。
四、计量模型的估计和检验
用前文所提的经过加工了的数据,对建立的方程进行回归估计分析。本文采用逐步回归法,对人均产出模型进行估计,并检验每一个变量的显著性,找出对贵州省经济增长具有显著性作用的变量。逐步回归法主要分为两步进行操作，它可以有效的避免多变量方程中容易出现的多重共线性问题，是一种比较好的线性回归方法。
以下是对1950-1978年和1979-2008年两个阶段数据进行的回归分析，所用的方法是最小二乘法。
注:表中系数栏对应的数字分别为估计参数、D-W统计量、R2、F统计量，而t栏是对应的估计参数的t统计量；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著,在下文中的方程也是如此。
以上这个表就是分时段对各个解释变量进行回归的结果。在两个阶段中,对单个变量进行回归时，每个回归方程都存在严重的自相关问题，并且对最后的回归方程进行LM检验，发现存在二阶自相关问题，因此，在方程中加入该回归方程的滞后两期的残差项AR(1)、AR(2)作为解释变量。可以发现自相关问题得到了很好的解决(D-W统计量大大增加)。同时对两个最终回归方程进行White(不含交叉项)检验，发现加了滞后项的两个方程均不存在显著的异方差问题。所以得到1950—1978年的回归方程为：
lny=2.7***+0.08****GC+3.12****CY-0.6***K+1.38***GYU+0.63***E
D-W=1.3;Ad.R2=0.86;F-stat=35.7
lny=2.98***+0.06****GC+3.57****CY-0.43***K+0.92***GYU+0.48***E+0.74****AR(1)-0.57****AR(2)
D-W=2.26;Ad.R2=0.87;F-stat=25.2
同样可以得到1979—2008年的回归方程为：
lny=1.08+0.73****K+1.45**CY-0.76**GYU
D-W=0.37;Ad.R2=0.98;F-stat=393.2
lny=1.38+0.79****K-0.68*CY-0.16*GYU+1.1****AR(1)-0.14*AR(2)
D-W=1.55;Ad.R2=0.997;F-stat=1897.9
五、贵州省不同阶段的经济增长因素分析
由上表中的回归检验结果可知，在1950—1978年这一阶段，对贵州省经济增长具有显著贡献率的有：市场自由程度、产业结构、人均存量资本、人均受教育年限、市场开放程度。从回归结果得出：这时期政府的干预活动对经济增长产生了积极的推动作用。该时期的中国经济是处于政府绝对控制下的落后经济，政府的很多活动都会对经济产生较大的推动作用，但是我们并不能凭此认为市场的自由和开放程度对经济有消极作用，也许是讨论侧重点的不同或者特定时期的体制所造成。与此同时，贵州产业结构的转变（第三产业比重增加）也对经济增长产生了正向的推动作用。这时期对产业结构产生重大影响的事件主要有“三线建设”，三线建设不仅使得贵州工业化程度有了比较大的提高，并极大的改善了服务业的基础设施，推动了第三产业的发展。此期间的人均受教育年限的上升也对贵州经济增长产生了较大的推动作用，然而比较令人意外的是资本存量却对这段时期的贵州经济产生了消极影响，至于真实具体的原因，则在本文的研究范围之外。
改革开放后，贵州经济经历了一个飞速发展的阶段，名义GRP年均增速达到15%以上。在1979—2008年之间，推动贵州经济增长的主要因素有人均资本存量和产业结构变动。从回归方程可以得见，人均资本存量的上升对贵州经济增长的贡献率达到了0.73，这时期影响贵州人均资本存量的一个重要事件是“西部大开发”。据统计：仅2001—2006年，贵州全社会固定资产投资累计就达到4997.5亿元。因此可见，该时期的经济增长与西部大开发有着紧密联系。还有一个重要影响因素就是产业结构变动，这时期第三产业占比的迅速增长是维护并推动贵州经济增长的重要因素。
经过对比发現在1950—1978年这一阶段中对经济增长有显著作用的因素在1979—2008年这一阶段中作用并不完全依旧。比如，上阶段中政府实际预算内支出水平对经济增长的推动作用明显，而此阶段则不明显了。所以通过对比发现，不同阶段，推动经济增长的因素是不同的。有些因素是可以人为推动的，如西部大开发，但是其前提是不能违背市场运行的规律（表中回归结果表明：政府对经济的干预不是一直有益的），这也是改革开放以来贵州经济增长的主导因素。而产业结构因素在两个阶段都对贵州经济增长产生了显著的积极作用，这表明结构优化对经济增长的作用是长期显著的。
六、对现阶段贵州经济发展的启示
在现阶段，贵州省提出“工业强省”的口号，希望通过工业化来推动贵州经济增长。经过前面的分析可知，不同阶段推动经济增长的因素并不相同。工业在世界范围被公认为是落后地区发展经济的良药，我国的发展经历也证明了这个结论，而且改革开放至今，工业化并没有对贵州经济产生重要的推动力量，这有很多原因，其中一个原因就是工业规模较小，增长较缓慢，因此，工业强省的方向在现阶段是正确的。但是各阶段推动贵州经济增长的原因往往不止一个，因此贵州在实行“工业强省”的同时，还要继续巩固“西部大开发”的成就，加强基础设施的建立，推动科学技术、教育水平的发展，同时产业结构的优化趋势仍需保持，并维护好市场经济的健康运行。
作者单位：徐冕 贵州大学经济学院
罗恒荣 江西财经大学金融与统计学院
参考文献:
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贵州省经济增长 篇4
我国的学者在很早时期就开始了对我国的金融发展对经济增长的影响进行研究,并形成了相对完善的理论体系。由于我国不同地区的经济和金融的发展程度不同,因此两者之间的相关影响也因地区而出现差异。早在2006年我国学者冉光和等人对我国东西部地区金融发展与经济增长的关系进行了研究,发现东部的金融市场发展与经济增长同时具有长期和短期的互为因果关系,但西部地区金融发展对我国经济增长的促进只有在长期的单向关系,没有短期的因果关联。从冉光和等人的研究可以看出,由于西部地区相对于东部地区发展较为落后,故金融发展对西部地区的经济增长只能呈现出长期的联系,而无法在短期内对经济增长产生快速的影响。但是由于东部和西部的各个省份也存在着不同的差异,故我国的学者姜烨、林毅夫(2006)年基于分省级面板数据的研究成果表明,相互匹配的金融结构与经济结果将有利于经济的发展。我国学者对金融发展对经济增长的研究表明,金融发展促进经济增长时从长期发展来讲的,而且这种促进是以存在与经济增长相匹配的金融结构为前提的。上述的研究都是从地区和各省的发展层面上来进行分析的,而我国学者周波(2007)利用协整分析方法研究了1978~2005年金融发展和经济增长之间数量关系,结果表明,政府在对支出进行控制及贸易开放化后,金融深度和金融体系的资金运用成为经济增长的格兰杰原因。相比于以上学者专注于从全国领域和宏观层面上来对金融发展对经济增长的影响进行研究。刘玲(2010)使用计量经济学理论和模型,实证分析了新疆地区的金融发展和经济增长关系,结果表明:它们的关系在新疆地区表现为金融发展对经济增长具有显著的积极作用,它们之间存在较为严格的格兰杰因果关系。而新疆地区与贵州地区在一定程度上有一定的相似之度这主要体现在地域、人文、以及处于我国经济发展落后的区域。刘玲采用计量经济学理论和模型来对新疆地区金融发展对经济增长有着显著的积极作用,给本文研究贵州省金融发展对贵州省本地经济增长的影响研究提供了一定的理论支撑。
二、贵州省目前的发展状况
贵州地处于我国的西南腹地,与重庆、四川、云南、广西接壤,是西南交通枢纽。境内地势西高东低,自中部向北、东、南三面倾斜,平均海拔在1100米左右,全省地貌可概括分为:高原、山地、丘陵和盆地四种基本类型,高原山地居多,素有“八山一水一分田”之说,是全国唯一没有平原支撑的省份。由于贵州独特的地理位置,这在一定程度上也影响到了贵州省本地的经济发展。但是贵州省的经济发展并没有受到地理位置的一直影响,在加上我国政府对贵州省经济发展的重视和政策上的扶持。贵州省从1978年以来,地区生产总值由46.62亿元发展成为2015年的10502.56亿元,地区生产总值翻了225倍,贵州省本地的经济增长迅速。由于从1978年到2015年的时间跨度过长,所以本文所选的数据为2000年到2014年贵州省地区生产总值的数据。
三、实证分析
对于贵州来说,考虑到本地独有的地理位置以及长久以来发展落后的情况,贵州省的技术创新能力还是相对比较弱小,无法在短时间内成为促进贵州省经济增长的重要因素。因此本文主要假设资本积累为促进贵州省经济增长的主要因素,那么金融发展对经济增长的作用则主要体现在储蓄率和储蓄的投资转化率上。因此根据上述因素和数据来构建多元线性回归模型。
(一)模型的构建
经过以上分析,我们选取了一些影响经济增长的金融因素建立计量模型进行实证分析,本文选用RGDP来表示实际GDP增长率,从而来说明经济增长;FIR是金融规模指标,在本文中表示为M2/GDP;FE是金融效率指标,表示为贷款/存款;FSS是金融储蓄结构,表示为居民储蓄/全部存款,根据上述有关于经济增长和金融发展的相关指标来构建所需要的实证计量模型。
其中,δ是解释变量的影响系数,μ是随机变量。通过查找贵州省统计年鉴和银行统计年鉴的相关数据,从中可以得出贵州省的居民储蓄占贵州省本地存款的比例也就是模型中的FSS从2000年到2014年这段时间内就一直徘徊在0.5左右;这说明了贵州省的全部存款中有很大一部分来源于居民储蓄。而FIR、FE和FSS是度量金融发展水平和金融效率的相关指标,它们主要通过影响储蓄率和储蓄的投资转化率从而来影响经济增长。
(二)实证分析
本文运用软件Eview5.0对贵州省2000年~2014年的数据进行实证分析,实证所用的数据全部来源于贵州省统计年鉴、国家统计局、银行统计年鉴。
首先对模型中的变量进行平稳检验,模型中的变量RGDP、FIR、FE、FSS并没有拒绝原假设;序列存在单位根。由于它们是平稳的时间序列;故存在时间趋势;对模型的变量进行一阶差分,而模型中的变量则都拒绝了原假设,从中可以说明它是平稳的,可以继续运用一阶差分后的数据对模型进行协整检验。
对模型进行协整检验后,可以得到以下的结果:在95%的置信水平下,模型中的变量之间存在着长期的均衡关系,变量之间存在着共同的随机趋势,这说明它们存在协整关系。故可以根据检验所得出来的结果来得到下列等式:
最后继续对模型中得出的影响系数进行格兰杰因果关系检验;经过研究发现,滞后4期和5期的贵州省RGDP、FIR、FSS之间的关系比滞后1期时发生了非常明显的变化。在滞后4期的时候,95%的置信水平下,贵州省的金融相关比率FIR是GDP的格兰杰原因,并且贵州省的金融储蓄结构FSS是GDP增长率的格兰杰原因;在滞后5期,95%的置信水平下,贵州省的金融效率指标FE与贵州省的GDP增长率之间存在单向的格兰杰原因,并且贵州省金融储蓄结构FSS和GDP增长率也存在双向的格兰杰原因。
四、结论以及建议
通过上述的实证分析,贵州省金融发展在一定程度上对贵州省本地的经济增长起到了促进作用。金融发展与经济增长互为格兰杰非因果性检验中的格兰杰原因。但目前而言,贵州省的金融发展还不是促进贵州省经济增长的主要因素,这在很大程度上说明贵州的金融发展还不是很完善,相比于全国来说要落后于平局水平,而这与贵州省本地长期以来处于贫困落后的状态是分不开的,但是最近几年国家政策的大力扶持和贵州省本地政府采取的一系列因地制宜的措施,为贵州省金融发展创造了良好的政策环境,在未来贵州省金融发展将会更进一步的促进贵州本地的经济增长。而针对有贵州省大力发展金融业,希望通过金融业的发展来更进一步的促进贵州省经济增长。针对贵州的具体情况来提出两条建议:1.认真执行货币信贷政策,保持货币供给的适度增长。2.完善金融机构,建立多元化金融机构体系,大力发展本地区金融机构,使得本地的金融机构呈现出多元化的发展,增强其对经济的贡献力度。
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贵州省经济增长 篇5
一、研究方法与数据来源
本研究中，2004—2014年贵州省GDP、人口总数和贫困人口数（表1）来源于贵州省统计局和《贵州统计年鉴》，而人均GDP、经济增长率、贫困发生率（表2）来源于对表1中三个数据的处理。计算公式如下：
利用Excel和SPSS，我们对以上数据做了相关和回归分析，并通过弹性计算，得出一个普遍的结论，即人均GDP每上升几个百分点，贫困发生率将相应降低。
二、研究结果
（一）基本数据分析：贵州省经济增长和贫困人口变化情况
2008年随着低收入人群被纳入扶贫对象，贵州省贫困人口由2007年末的216万变为2008年末的585万。而按照国家统计局2000年人均865元的全国农村贫困扶持标准，2010年末，贵州省贫困人口为418万人。2011年，中国对贫困线标准进行调整，农村（人均纯收入）贫困标准为2300元。根据新阶段全国农村贫困扶持标准，2011年末贵州省贫困人口变为1149万人。为了提高统计分析的精确度，我们将2004—2014年贵州省贫困人口变化分为2004—2007年、2007—2010和2011—2014年三阶段考察。
三阶段相比而言，2008—2014年，贵州省经济增长率呈现下降趋势，年均增长率为16.72%。此外，三个阶段内贵州省的贫困发生率均呈现下降趋势，由2004年的7.41%下降到2007年的6.01%，年均下降率为6.74%；由2008年的16.28%下降到2010年的12.01%，年均下降率为9.64%，由2011年的33.12%下降到2014年的17.76%，年均下降率为18.76%。下降速度显著提升。
（二）人均GDP与贫困发生率的相关关系
为探寻经济增长与贫困人口之间的关系，我们以人均GDP作为衡量经济水平的指标，贫困发生率作为衡量贫困人口数量的指标来对二者的相关性进行分析。同样以2008年和2011年为界进行分段研究。
从表3中可以明显看出，两个变量之间存在着显著的负相关关系，即说明了经济增长与贫困人口数量变化之间存在着显著的负相关关系。
（三）人均GDP与贫困发生率的回归
为继续探寻其间的关系，我们进行了回归分析。
2004—2007年两个变量之间的回归方程为 ：y = 7.788-5x-7.215Ex-12x3-2.337Ex3，R2 = 8.63；2008—2010年两个变量之间的回归方程为：y = 29.916-0.001x，R2= 0.950；2011—2014年两个变量之间的回归方程为：y = 92.458-0.005x+7.870Ex2-8x2，R2=0.999。三个方程的R2值都十分接近数值1，则表示因变量对自变量的解释程度很高，即方程较为精确。通过这三个方程，可以看出随着人均GDP越高，贫困发生率越低。可以得出结论，随着经济水平的增加，贫困人口出现减少的趋势。
（四）贫困发生率对人均GDP的弹性系数
在已有的研究中，不少学者采用Lowess平滑方法估计人均GDP 与贫困发生率之间的关系曲线。我们先对人均GDP和贫困发生率取对数值，而后进行回归。由于贫困发生率与人均GDP 均取对数，则最后得出的回归系数就是贫困发生率对人均GDP的弹性值，即人均GDP 每增长1%，贫困发生率将下降的百分点。该系数的绝对值越大，说明经济增长对减少贫困发生率越有效果。
贫困发生率对人均GDP的弹性系数可以用下述公式表示：ΔH=β*ΔGDP+C
如表4，在2004—2007年间，β值为负值，这与其他研究成果十分相似。其次，β的绝对值为0.914，这一数字的涵义是人均GDP 每增长1% ，贫困发生率下降0.914%。这一结果在0.1水平上显著。与其他学者的研究结果相比，这个弹性的绝对值要低一些，这说明2004—2007年间，贵州省经济增长的减贫效应不足。
在2008—2010年与2011—2014年间β值同样为负值，β的绝对值分别为0.961与0.999，这表示，人均GDP 每增长1% ，贫困发生率分别下降0.961%与0.999%。与2004—2007年的弹性系数相比，这个弹性的绝对值逐渐提高，这说明贵州省经济增长的减贫效应在逐步上升，尤其是在《中国农村扶贫开发纲要》颁布以来，减贫效果显著。
三、结论与讨论
首先，从2004年开始，贵州省经济增长迅速，总体保持在16%以上。分阶段来看，贫困发生率呈下降趋势。并且贫困发生率的下降速度逐渐提升。2012年后，贵州省平均贫困发生率下降的速度开始高于经济增长速度。
其次，2004—2014年，贵州省经济增长与贫困人口变化之间呈现显著的负相关关系。随着经济的增长，贫困人口在总人口中的占比持续下降。
最后，由上文所述弹性系数额变化可知，2008年后贵州省经济增长的减贫效应有所提升，同时，三个弹性系数均小于1，说明经济增长的效应并未完全贡献在贫困人口的变化方面。综合其他文献来看，推测可能因为社会不平等、分配不均等因素造成贫困发生率对人均GDP的弹性系数小于1。
贵州省经济增长 篇6
自1992 年5 月9 日《联合国气候变化框架公约(UNFCCC)》的签署,到2005 年初作为补充条款的《京都协定书》强制生效,再到2009 年12 月召开的联合国气候会议上由《哥本哈根协议》引发的激烈讨论,表明在全球范围内,以全球变暖为主要特征的气候变化问题日趋严重并且亟待解决。在这一大背景下,要减缓全球变暖进程,最主要的便是减少温室气体诸如二氧化碳、氟利昂、甲烷等的排放,而由此衍生出的“低碳”概念备受关注,“低碳经济”作为新的发展模式更是广为传播。在全国“低碳城市”的建设浪潮中,作为西南地区的贵州省举全省之力践行。而在“低碳城市”的创建中,如何正确处理好经济增长与碳排放量的关系成为重中之重。
目前,学术界对于经济增长与碳排放量的理论,早前多为基于EKC(环境库兹涅茨)曲线的相关研究(林伯强等,2009;许广月等,2014),而近几年的相关研究集中于基于解耦理论的分析和评估。查建平、唐方方、傅浩(2011)着重于工业经济方面的研究,他们考察了2004—2009 年间经济增长与碳排放之间的关系,提出改善能源结构、推进产业结构优化升级的措施;周五七(2013)的重点则放在了区域工业以及其产出与碳排放量的解耦比较,通过对1998—2014 年间碳排放量以及工业产出做出的解耦弹性分析,可以得出工业领域大部分呈现相对解耦状态的结论;王礼刚(2014)的研究对象为贵州,他列出了大量数据用于比较分析贵州省在改革开放以来所表现出的经济发展与碳排放量的关系。
综上所述,当前学术界对于经济增长与碳排放量之间相互关系的理论研究百花齐放,但是基于解耦关系的研究多从宏观着手,对于具体地区的具体分析也并未涉及到位于西南地区的重要省份———贵州。本文借鉴已有的基于解耦关系研究方法,以贵州省为研究对象,以2004—2014 年为研究区间,对其经济增长与碳排放量的关系进行探究与剖析,并在此基础上得出相关结论并尝试提出建议。
一、模型与数据
解耦理论的模型存在多种类型,本文主要采用Tapio解耦模型(其采用弹性概念,能够动态地反映各个变量之间的解耦关系)对贵州省某一时间段(2004—2014 年)的经济增长与碳排放量进行变量分析。
解耦弹性指数:
由上式可得,T= 解耦理论的弹性指数,C= 碳排放量,GDP= 生产总值,ΔC= 碳排放量的变化率,ΔGDP= 生产总值的变化率。根据T、ΔC、ΔGDP的不同可将解耦划分为如下几类(见下页表1)。
二、数据选取与计算
由下页表1 可见,要得到贵州省历年的解耦弹性指数T,则必须要计算出碳排放量变化率、生产总值变化率。
本文所列数据来源于中国国家统计局历年《中国统计年鉴》以及《中国能源统计年鉴》,其中,用贵州省人均GDP表示经济增长,并计算出贵州省历年生产总值变化率;用表2所列碳排放系数(因为计算碳排放量系数的公式繁杂,现用较为常用的一组数据计算分析)来计算贵州省历年碳排放量,继而计算出碳排放量变化率,最终得出贵州省碳排放量与经济发展的解耦状况(见表3)。
表3 显示,贵州省的经济发展过程自2004 年以来出现了不小的变动:有比较多的年份呈现出了扩张负解耦抑或是增长连结状态,这些现象表明贵州省在这几年的经济发展速度较其碳排放量的增长速度来说十分缓慢;与此同时,在另一部分的时间内表现出了强解耦乃至强负解耦状态,由此可见贵州省在这一段时间节能减排工作有了很大进展,发展省内低碳经济已经有了些许成果。从整体来看,这一阶段(2004—2014 年)贵州省的总体经济发展态势和碳排放量的解耦状态可以总结成以下两个阶段:
阶段一(2004—2011 年),这一阶段中,除去2005 年和2006年出现的两个强解耦状态不谈,贵州省碳排放量的增长速度总体来看较为快速,最突出的年份是2007 年,其碳排放量的增长速度是30.1%,超出经济总量的增长速度近7 倍。原因可以推测与当时的国内外经济环境有关:亚洲金融危机给世界经济带来的冲击和影响逐渐消退,世界范围内各国经济迅猛发展,同时滋生了迅速拓张的国际贸易;但另一方面,由于贵州省本身的发展条件较差,交通不便、产业结构落后、发展所需的资源匮乏以及地理位置偏僻等等弊病,导致其市场并未因全球经济增长而有所回应,因此贵州省在此阶段并未有较大发展。
阶段二(2012—2014 年),在这一阶段中,贵州省的经济有了较为明显的增长,而且碳排放量骤降,整体形势优越,尤其是在2012—2014 年的三年之间,贵州省连续呈现出了强解耦或弱解耦的表现状态,这些与贵州省那个阶段的经济表现(经济发展回暖、市场活跃度提升以及市场竞争力增强等)不无关系。
结论与启示
由于贵州省独特的地理位置,使得其在经济发展过程中处处被动,处于劣势状态;但另一方面,因为贵州位于云贵高原、植被茂密,因而有其天然的环境优势。因此,贵州省的经济发展,要在充分利用好自身环境优势的前提下,寻求适合自身实际的独特的发展道路。因此,关于正确处理好经济增长与碳排放量的关系,实现整体发展,现提出以下几点建议:
充分发挥自身环境优势,将“低碳”置于永远的第一位。贵州省群山遍布,风景秀丽,民俗独树,要大力贯彻“青山绿水也是优势”的思想,发展低碳旅游业和低碳服务业。要在切实保护好当前环境的前提下进一步扩大绿化面积,尤其是城市的绿化面积,可以选择引进外部优秀的环保发展案例和优秀的高端人才,结合贵州省自身独特的自然和人文环境,总结出适合自身的、独特的低碳发展模式。
充分审视自身发展问题,优化更正。贵州省现今的经济发展在很大程度上是牺牲了大量自然能源和环境资源的结果,在目前展现强劲发展势头的工业方面,贵州省各个产业要敢于“破而后立”,摒弃过去的高耗能生产方式和粗放型产业结构,逐渐减少对高耗能、高碳排放量能源的依赖,要寻求更加低碳的生产方式,加强能源的重复利用,节能减耗。
加强低碳宣传,倡导低碳生活。贵州省政府和各个企业要加强低碳生活的宣传,使人们能够系统全面地了解以“低碳”为核心的日常观念和生活行为,逐步改善之前固有的思维模式,支持和践行“低碳生活”。与此同时,要努力寻求新型环保科技的生活和发展模式,做到“低碳生活,环保发展”,使贵州省成为真正的“低碳”省区。
摘要：在贵州省践行“低碳发展”之路上,处理好经济增长与碳排放量的关系尤为重要。主要采用Tapio解耦模型(其采用弹性概念,可以动态地反映变量之间的解耦关系)对贵州省2004—2014年的经济增长与碳排放量进行变量分析,得出贵州省低碳发展从无到有、从忽视到重视,再到全力践行的发展过程,并总结提出若干切实可行的建议。
关键词：贵州省,碳排放量,经济增长,解耦理论
参考文献
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贵州金融深化与经济增长的互动分析 篇7
1 经济增长涵义
在传统西方经济学领域内,经济增长和经济发展这两个概念人们常常混用,但在发展经济学中这两个概念被加以区别,一般两者的最大区别在于:把制度结构视为既定条件时,经济增长主要反映的是发达的资本主义经济问题,而经济发展则以不发达经济作为研究对象,并把制度结构作为影响经济发展的重素。
从内涵的具体区分上看,经济增长意味着更多的产出,是指一个国家的产品和劳务数量的持续增加,或人均实际产出的持续增加。衡量指标常用国民生产总值(GNP)、国内生产总值(GDP)或它们的人均数值。经济发展不仅意味着产出总量的持续增加,还意味着国民生产总值中农业比重合理下降,其他产业结构相应调整。同时经济发展在经济制度创新、劳动力就业结构、人口教育水平、社会福利水平等方面都会发生质的变化。
经济增长与经济发展既有区别又相互联系。从世界各国经济发展的实际过程来看,人们可以得出一个共同的结论:促成一国经济发展的基本动力和基础是经济增长,它是一切经济发展的基本动力和不可缺少的物质前提。经济增长是经济发展的基础,经济发展是经济增长的结果和延续,无增长的发展在现实条件下是不可能实现的。经济增长的原因、经济增长的内在机制以及经济增长的途径,历来就是经济理论研究中的核心问题。因此,本文以经济增长指标来衡量经济发展水平。
总的来说,经济增长是指一个国家或地区在一定时期内的总产出与前期相比所实现的增长。是针对国民经济发展状况这一宏观问题而设置的宏观经济目标,通常用GDP来衡量。具体是指一国或地区的国内生产总值保持较高的增长速度,不出现停滞,更不能出现负增长。经济增长是提高人民生活水平和增强综合国力的重要基础,因此,保持经济增长是各国各地区追求的共同目标。
2 金融深化与经济增长的关系
关于金融发展与经济增长的关系,争论一直持续不断。古典经济学家们往往将注意力集中在实体经济上,认为货币不过是便利交易的工具,是实体经济的符号。如琼·洛宾逊宣称“企业领着金融走”,卢卡斯则根本不相信金融与经济增长的联系有什么重要性,声称经济学家“恶劣的过度强调了”金融因素在经济增长中的作用[2]。而熊彼特则论证了功能良好的银行,通过识别并向最有机会在创新产品和生产过程中成功的企业家提供融资而促进了技术创新。但上述结论都没有实证研究相配合,还仅仅是纯理论性的判断。之后,对于金融功能与作用有了大量的理论和实证研究。一些经济学家,如Gurley and Shaw,Goldsmith,McKinnon等,认为金融市场是经济活动的中心,根据他们的观点,金融服务的数量和质量,可以部分解释经济增长率。他们对于金融结构、金融压制、金融深化和金融自由化的分析,使人们开始认识到金融的作用并深入探讨金融发展的路径。尤其是Goldsmith的研究,具有开创性的贡献。他的跨国实证研究表明,金融体系规模与经济增长紧密相关,这奠定了金融发展与经济增长实证研究的基石。但是,根据这一研究,还不能确定金融发展与经济增长的因果关系。针对这一点,1980年以来,一些经济学家继续进行实证研究以弥补这一不足。越来越多的文献表明,一个好的金融体系可以减少信息与交易成本,进而影响储蓄率,投资决策,技术创新和长期经济增长率。金融体系各个功能发挥的质量与经济增长有强烈的联系。针对一些国家的研究,如针对瑞典和韩国的经济研究(Pontus Hansson and Lars Jonung;Chun Chang)还表明:在经济发展的不同阶段,金融业的结构不同,发挥的主要功能也不同。麦金农认为,金融中介的发展有利于动员和配置储蓄,从而促进经济的发展,同时,经济的增长和发展也会促进金融体系的不断发展的深化,这就是金融深化与经济发展之间的良性循环。在阐述这种循环关系时,麦金农对新古典综合派的哈罗德-多马模型进行了修正,并讨论了金融深化对经济增长的重要贡献。
3 金融发展与经济增长的互动关系
金融发展既对经济增长产生影响,又受到经济增长的影响。两者之间存在着相互推动和相互制约的关系。在相互推动方面,健全的金融体制能将金融资产有效地动员起来并引导到生产性投资上去,从而促进经济发展;而蓬勃发展的经济也通过国民收入的提高和经济活动者对金融服务需求的增长反过来刺激金融业的发展。二者形成一种互相促进的良性循环。而在许多发展中国家,二者之间却存在一种相互制约的关系。一方面,由于金融体制落后和缺乏效率,束缚了经济的发展;另一方面经济的呆滞又限制了资金的积累,制约了金融的发展,从而形成相互促退的恶性循环。最新的金融发展比较研究十分清晰地表明,金融主要在以下三个方面对经济的增长和发展发挥作用:第一,也是最重要的一个方面,是金融对长期的经济平均增长水平的总体贡献;第二,是金融发展对减少贫困的带动性贡献;第三,是金融的成功发展对稳定经济活动和收入的贡献。[3]
金融发展理论研究金融发展与经济增长的关系,即论述金融体系(包括金融中介和金融市场)在经济发展中所发挥的作用,研究如何建立有效的金融体系和金融政策组合来最大限度的促进经济增长。
4 贵州金融深化与经济增长的互动关系
4.1 经济增长促进金融深化
经济决定金融,金融反作用于经济[4],二者内在的联系体现在四个方面。一是金融受制于经济,没有发达的经济,就不可能有发达的金融;二是金融在经济发展中有明显、积极的促进作用,缺乏发达、有效的金融业,经济增长会受到限制;三是金融是经济发展的重要条件,但不是唯一的条件,还需要其它生产要素的有机结合;四是不正常的、无序的金融竞争会导致通胀和经济波动。
改革开放以来,特别是近几年,贵州省金融业在整个国民经济中的地位和作用日益突出,在调节宏观经济运行,促进贵州经济持续、稳定、协调发展等方面,发挥着举足轻重的作用。到2009年,贵州省金融机构存款余额比2001年增长4.4倍;同期国民生产总值增长3.6倍,有力地支持和促进了贵州经济的发展。一方面,金融部门通过大力组织存款,将信贷资金运用于支持贵州经济建设,不断加大信贷投量;另一方面,信贷投放的增长大大超过经济的增长。由于贵州基础差,底子薄,经济建设所需资金主要靠银行投入,构成了贵州金融促进经济发展的一个突出特征,而且在较长时期内是难以改变的。
贵州省生产总值从1978年的46.6亿元增加到2009年的3 893.51亿元,增长了83.55倍。存款余额与GDP的比率从1978年的39.7%上升到2009年的151%。截止2007年末,贵州银行业存贷款占全部金融资产(包括流通中现金、银行存贷款、股票债券发行筹资额、保费收入等)的比重为71.73%。银行业机构数量占全省全部金融(银行、证券和保险)机构数的87.08%;银行业从业人员占全省金融从业人员的比重高达91.82%。[5]
4.2 金融深化助推经济增长
金融深化为贵州经济增长提供了充分的储蓄资金保障。贵州省城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入分别由1978年的261.3元和109.3元增加到2009年的12 863元和3 005元。在居民收入水平不断提高的同时,由于医疗、养老、教育等体制改革导致的未来预期支出增加,其他金融投资渠道也没有得到明显的拓展,致使城乡居民储蓄存款大幅度增加,由1978年的1.8亿元增加到2005年的2 676.1亿元,年均增长35.79%。随着贵州经济规模的扩大,企业等其它经济主体的存款也显著增加。到2009年底,贵州银行存款余额达5 898.3亿元,比1978年的18.1亿元增加5 880.2亿元,增长325.87倍,与GDP的比率由1978年的38.72%上升到2009年的151%,反映出贵州金融体系储蓄功能增强。
贵州经济是典型的投资拉动型经济。改革开放以来,伴随投融资体制的改革,贵州企业投资资金越来越依赖于银行贷款。单从全社会固定资产投资资金来源看,银行贷款占贵州全社会固定资产投资比重由1990年的22.33%稳步上升至2009年的52%,是除自筹资金外企业最大的外源资金来源。这些均说明贵州银行体系配置全社会资金的功能在持续加强。
4.3 金融深化促进产业结构优化
第三产业的加速发展对金融深化起到重要的作用,作为第三产业的重要组成部分,金融服务业的蓬勃发展也加快了产业结构优化升级的步伐。20世纪90年代后,贵州的产业结构进入快速提升期,第三产业比重从1990年的25.80%提高到2009年的47.9%。经过改革开放以来的发展,贵州金融抑制状态有所缓解,逐步走向金融资产多样化和融资结构多元化。截至2006年末,贵州省发行A股的上市企业有17家,在西部地区排倒数第4位,占全国和西部地区比重分别为1.3%和6.6%;累计募集资金96亿元,在西部地区排第3位,占全国和西部地区比重分别为0.5%和11.9%,分别比地区生产总值占全国和西部比重低0.6个和高6.1个百分点;平均每家上市企业募集资金3.20亿元,在西部地区排第2位,分别是全国和西部地区的0.38倍和1.79倍[5]。2009年末,境内上市公司17家,与2006年持平;股票投资者累计开户数为44.7万户,比上年增加10万户。
从所占全国的比重较低的情况看,贵州金融业还存在很大的发展空间,产业结构优化调整依然任重道远。
资料来源:根据(2001—2009)《贵州统计年鉴》、贵州省国民经济和社会发展统计公报计算整理。
4.4 上市公司促进贵州经济发展
2009年末,贵州已有17家A股上市公司。上市公司在贵州经济发展中的地位不断提高,对贵州经济发展的贡献逐渐增强。企业通过上市,从证券市场直接融资,拓展了融资渠道,充实了企业资本,减轻了间接融资给企业带来的财务负担,增强了抗御经营风险的能力。贵州17家上市公司通过发行新股、配股、增发等方式,证券交易金额为3 484.5亿元,比上年增加506.6亿元。一定程度上缓解了贵州经济发展的资金瓶颈制约。[6]
贵州茅台等上市公司通过证券市场已发展成为国内同行业龙头企业,成为推动贵州经济发展的骨干企业;益佰制药等民营企业的改制上市,对加速贵州省非公有制经济和中小企业发展起到了良好示范效应。盘江股份、黔源电力、红星发展、益佰制药等企业的发行上市,对落实贵州经济发展战略、开发省内优势资源起到了一定的积极作用。
国企改制上市,推进了贵州国有企业改革进程,对改变了贵州省国有经济比重大、加快国有经济战略布局调整有贡献。贵州多数上市公司是由国企改制而成的,已从单一的国家所有转变为投资主体多元化的资本结构,实现了股权结构多元化,企业法人治理结构进一步合理、规范,促进了现代企业制度的建设。
5 结论
总之,改革开放30年间,虽然贵州金融发展与经济成长形成了相互促进的良性关系,但由于贵州发展模式、结构特点及中小民营企业发展不足等原因,金融发展对经济成长的边际效果并不理想。为此,贵州金融发展要进行相应调整并注重后发优势的形成。使金融支持应着力于促使经济增长方式转变,使经济从外延型、粗放型增长向内涵型增长转变。加速产业结构调整和升级积极培育和发展地方社区性金融机构。[7]
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贵州省经济增长 篇8
关键词：职业教育,贵州经济,依存关系
职业教育与区域经济存在既相互促进又相互制约的辩证关系[1]。一方面, 职业教育的发展对地区经济乃至国家经济都产生着巨大的支撑作用;另一方面, 区域经济的发展又对职业教育的发展起着重要的推动作用。建国以来, 特别是改革开放以来, 国家实施开发带动战略, 使贵州经济持续快速发展、经济增长幅度基本上保持在10%左右。2010年10月26日, 站在“十一五”和“十二五”交接的历史新起点, 贵州召开了史上第一次工业发展大会, 果断作出了“工业强省”的战略抉择, 明确了依托“十大产业”实现贵州工业经济的腾飞, 即通过煤炭、电力、化工、冶金、有色、装备制造、建材、烟酒、战略性新兴产业、民族医药和特色食品及旅游商品等十大特色产业版块的拉动, 加快贵州工业经济迅猛发展。随着贵州新一轮经济结构战略性调整的到来, 研究职业教育与贵州经济增长的依存关系, 对促进贵州经济全面增长, 发展职业教育都有着重要的意义。
1 职业教育对贵州经济增长的支撑作用
职业教育是指对受教育者实施可从事某种职业或生产劳动所必须的职业知识、技能和职业道德的教育, 包括职业学校教育和职业培训。职业教育的目的是培养应用型人才和具有一定文化水平和专业知识技能的劳动者, 与普通教育和成人教育相比较, 职业教育侧重于实践技能和实际工作能力的培养。因此, 职业教育可以为发展生产提供一支懂生产、能使用现代生产工具、运用先进行生产技术的技术人员队伍, 从而构成现实的生产力, 促进经济的增长和发展。
虽然近年来贵州经济增长幅度较大, 但在全国31个省、市、自治区中经济增长是比较慢的, 在西部12个省、市、自治区比较中也处于偏后的位置;尤其是体现居民富裕程度和生活水平的人均GDP, 目前仅相当于全国水平的36.3%, 在这样一个“欠发达”地区, 要实现“工业强省”的战略, 要发展“十大产业”, 更需要职业教育培养出高素质的技术技能型人才, 以先进的科学技术和技能服务于生产, 促进贵州经济的全面增长。
1.1 职业教育为贵州经济增长提供技术人才
人力资源是经济资源的核心, 人力资源的状况归根结底取决于教育发展的整体水平, 人才培养的关键是教育, 尤其是以培养专业化人力资本为目的的职业教育与经济发展的关系最为密切, 具有很强的直接参与经济活动的主动性、能动性, 因此, 职业教育具有直接服务于经济的特点[2]。
贵州经济要健康有序地发展, 离不开一定数目的人才供给和储备。职业教育通过教育和培训使劳动者学习丰富的理论知识、掌握过硬的技术和能力, 这既是一个育人的过程, 也是一个人力资本的投资再造过程, 通过这一环节培养出一批适合岗位需求的技能型人才, 为贵州经济的发展提供技术人才, 对贵州经济的发展具有极大的促进作用。
1.2 职业教育为贵州经济增长提供技术服务
职业教育具有人才培养、科技推广、生产示范、社会服务等多种功能, 为区域经济发展作出了巨大的贡献[1]。职业教育学校具有一批科学技术人才和较为先进的实验、加工设备, 是一个能参与技术创新、技术交流、技术转化和技术贸易的场所, 一方面它可以把自己的发明创造、科研成果、先进工艺、先进技术通过市场转化为生产力, 推动贵州经济的发展;另一方面, 还可以根据贵州经济发展的科技需要来调整自己的科研方向和科研计划, 使之更加符合贵州经济的发展需要。
2 贵州经济增长对贵州职业教育发展的推动作用
2.1 贵州经济增长是贵州职业教育发展的动力和基本保障
目前, 科学技术迅猛发展, 知识更新日益加快, 一次性的教育与培训很难终就劳动的一生, 终身学习的理念已经深入人心。另外, 经济社会的多元化和教育的迅速发展, 不仅为人们在职业的选择上提供了很大的自由度, 而且也使用人单位在人才选择的范围上日趋广泛, 这些都促进了人们更加主动地要求接受各种层次的职业教育。
经济实力决定着可用于职业教育的财力, 包括办学条件、教师工作与生活条件等, 这是教育发展的物质基础[3]。没有高速发展的贵州经济所提供的强有力的保障, 就不可能有贵州职业教育的大发展。
2.2 贵州经济增长影响贵州职业教育发展的规模和质量
贵州经济的增长, 带来了更多的就业机会, 从而促进贵州职业教育规模的扩充。同时, 贵州职业教育发展的规模受贵州经济实力的影响。2006-2011年间, 全国GDP由211923.8亿元增加到471564亿元, 贵州省GDP由2267.4亿元增加到5600亿元。在这六年间, 中央财政向我省职业院校投入资金近7亿元, 省级财政投入15亿元。截止2011年, 贵州省有高职院校23所, 中职学校287所;职业技术培训机构万余个。2011年, 贵州省高职在校学生近14万人, 中职在校学生近50万人 (含在省外职业院校就读学生) 。
经济水平低下的地区, 难以保证教师的工资待遇, 影响教师工作的积极性, 同时难以对教师进行职前选拔、职中和职后培训, 也就无法拥有优秀的、充足的教师, 从而影响教学质量;不能购置先进的教学设备和实验器材, 影响学生的实践课程的质量。总之, 贵州经济发展水平高, 对职业教育的需求和投入就多, 职业教育发就快。
3 职业教育与贵州经济增长的依存关系
经济发展是职业教育的外部环境, 是职业教育的服务对象;教育是为经济发展服务的人才培养基地、技术和信息资源基地, 二者相互依赖, 相互支持[2]。
选取贵州近三十年的GDP与教育投入的时间数据序列进行实证分析, 结果显示在先期, 贵州经济的增长促进了教育的发展, 随后二者呈现双向因果关系, 在滞后7年后, 教育的发展促进了贵州经济的增长[4]。这个实证分析充分证明了贵州经济对教育发展的推动作用, 而教育对贵州经济的影响的滞后性是因为任何层次、任何种类的教育都不能直接产生经济效益。教育对经济的作用, 必须通过人力资本积累这个媒介才能实现。受教育者通过接受教育, 实现了人力资本的增值, 带来人力资本本身的递增收益, 从而带动影响资本、劳动等投入要素产生递增收益, 进而促进经济的增长。
4 结束语
综上所述, 职业教育与贵州经济增长存在相互依存的关系, 职业教育应与贵州经济协调发展。这样, 才能依托“十大产业”实现“工业强省”的战略, 才能实现贵州经济持续快速发展以及全面增长, 才能实现职业教育的可持续发展。
参考文献
[1]陈仲良, 双赢.中等职业教育与区域经济互动[M].广州:广东教育出版社, 2002.12.
[2]杜峰.职业教育与区域经济发展的互动机理研究[J].当代经济, 2010 (8) .
[3]常雪梅.促进职业教育与区域经济协调发展的研究[J].高教与经济, 2010 (1) .
贵州省经济增长 篇9
关键词：少数民族贫困县,贫困发生率,农民,人均纯收入,基尼系数
一、研究农村贫困反贫困的重要性
贫困问题是经济学长期以来关注的一个课题, 也是一个世界性的难题, 尤其对于中国这样一个人口众多的发展中国家来说, 贫困是中国必须关注的一个问题, 而中国的农村贫困问题是中国贫困问题的核心所在。
党的十七届三中全会通过的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》指出“到2020年, 农民人均纯收入比2008年翻一番, 消费水平大幅提升, 绝对贫困现象基本消除”[1]。因此, 解决中国贫困问题并实现农村脱贫致富奔小康对于中国的现代化建设有着重要的意义。
持续的经济增长是中国农村贫困减少的主动力, 但是中国农村收入分配的不合理却阻碍了经济增长减少贫困的进程。因此本文通过对贵州少数民族贫困县情况进行调查, 主要从经济增长、收入分配等影响贫困的主要因素进行分析研究, 以期为贵州反贫困提供一些参考。
二、几个概念
1. 经济增长与收入分配。
经济增长是指一个国家生产商品和劳务能力的扩大。在实际核算中, 常以一国生产的商品和劳务总量的增加来表示, 即以国民生产总值和国内生产总值的增长来计算, 也有以人均国民生产总值或人均收入来计算的。
在本文的研究中, 我们以农民人均纯收入来刻划经济的增长, 以基尼系数来刻划分配关系。
2. 贫困标准的划分与贫困线。
贫困线是对“贫困”的度量。中国现行的农村贫困标准, 是国家统计局农调总队在1986年对全国6.7万户农村居民进行收支调查后计算得到的。1986年中国农村贫困人口的标准为人均年收入205元, 此后根据物价指数, 逐年调整 (见表1、下页表2) 。2007年及以前各个年份同时使用绝对贫困人口标准和低收入人口标准, 并主要以绝对贫困人口标准为主。为适应国家扶贫政策的调整, 从2008年起, 在测算贫困人口时, 不再区分贫困人口与低收入人口, 把原来的低收入标准作为新的农村贫困标准, 以往的贫困人口规模为调整为绝对贫困人口和低收入人口之和。
3. 贫困发生率。
贫困发生率是贫困人口占总人口的比例, 它反映了贫困现象的社会广度, 是衡量贫困程度最基本的一个指标。设n表示总人口数, q表示贫困人口数, H表示贫困发生率, 则H=q/n。
4. 基尼系数。
在评价收入分配不平等的时候, 我们一般采用基尼系数在描述一个国家或地区的收入分配状况。基尼系数 (Gini index) 是20世纪初意大利经济学家基尼创建的用以判断收入分配平等程度的指标。联合国有关组织规定:一个社会的基尼系数苦低于0.2表示收入绝对平均;0.2～0.3表示比较平均;0.3～0.4表示相对合理;0.4～0.5表示收入差距较大;0.6以上表示收入差距悬殊。根据《中国农村贫困监测报告》[2]抽样调查, 中国农村2003—2009年各年的基尼系数分别是0.368、0.3692、0.3751、0.3737、0.3742、0.3776、0.3806。
三、贵州少数民族贫困县农村经济经济增长、收入分配与农村贫困关系的实证分析
1. 贵州贫困及反贫困的历史及回顾。
贵州是一个多民族的省份, 少数民族人口占总人口的38.98%。2009年, 全省农村贫困人口的555.3万人, 占全国贫困人口的13.8%, 占全省总人口的比重高达13.6%, 是全国平均水平的5倍。中国的贫困人口主要分布在中西部, 尤其是西部少数民族地区, 而贵州又具有广泛代表性。可以说如果贵州的反贫困问题解决了, 那么中国的反贫困问题也就基本解决了。
贵州共有88个县 (区) , 其中国家扶贫开发重点工作县 (区) (以下简称贫困县) 就占50个, 其中少数民族贫困县36个 (民族自治州所辖贫困县和非民族自治州所辖贫困自治县) , 非少数民族贫困县14个 (见表3) 。
2009年贵州农民人均纯收入为3 005.42元, 而全国平均5 153.17元[3], 长期以来均排在全国倒数第一位, 可见贵州的贫困度有多大。受多种因素的影响, 多年来, 贵州与全国的差距不但没有缩小, 而且有不断扩大扩大的趋势 (见图1) 。
2. 模型的构建及分析。
贫困是一个多维的概念, 本文研究农村贫困的识别主要是运用贫困线来进行农村贫困问题的识别。前面的分析已经知道, 收入不平等对于农村贫困的缓解是有反向作用的, 也就是说, 在收入分配不变的情况下, 经济的增长是有利于贫困的缓解的, 但是一旦收入分配恶化即农村基尼系数上升, 那么我们所面临的就是经济增长对减缓农村贫困的作用就会降低。
因此, 我们完全可以构建一个贫困发生率对于农民人均纯收入和基尼系数的线性回归模型[4], 得到关于贫困发生率和农村居民收入与基尼系数之间的变化的弹性关系。
我们可以构建如下二元线性模型:
其中H为农村贫困发生率, y为农村居民人均收入, G为农村基尼系数, a、b、c分别为相关变量的系数。采用双对数形式主要是为了得到三者之间的弹性关系。
由于贵州统计年鉴有关贫困发生率等指标是从2003年才有的, 因此我们的计算与分析只对2003—2009年的有关数据进行。而这七年, 中国经济保持了10%左右的稳定增长, 经济波动很小, 因此这期间的数据能够很好地反映贵州贫困的状况。利用统计资料并进行相关的计算[5]得到表4、表5、表6相关数据如下:
从2008年开始, 按照新的贫困线标准指标进行统计, 即将原来的低收入线和绝对贫困线合并为低收入线。所以造成2008起贫困人口大量增加。由于统计年鉴没有相关数据, 为了便于研究, 必须统一口径, 我们用2003—2007年五年平均数对表4的数据进行调整 (见表5) 。
在构造贵州省各类贫困发生率的二元线性回归模型中, 由于资料的原因, 我们模型中所用的基尼系数指标均采用全国的数据。事实上, 除了贫困发生率有政府发布的数据外, 基尼系数等指标政府从来没有公布过, 只是世界银行和一些学者作过一些研究和估计。
通过运用Eviews计量经济学软件[6], 用以上数据进行回归, 得到如下三个二元线性回归模型:
(1) 全省贫困发生率与全省农民人均收入和基尼系数的关系:
其中可决系数R2=0.96114, 方程的被解释变量还是能够被后面的两个解释变量很好地解释, 说明全省贫困发生率与全省农村人均收入和基尼系数的相关性很好。
(2) 少数民族贫困县贫困发生率与少数民族贫困县农民人均收入和基尼系数的关系:
其中可决系数R2=0.998215, 方程的被解释变量还是能够被后面的两个解释变量非常好地解释, 说明少数民族贫困县贫困发生率与少数民族贫困县农民人均收入和基尼系数的相关性非常好。
(3) 非少数民族贫困县贫困发生率与非少数民族贫困县农民人均收入和基尼系数的关系:
其中可决系数R2=0.997552, 方程的被解释变量还是能够被后面的两个解释变量非常好地解释, 说明非少数民族贫困县贫困发生率与非少数民族贫困县农民人均收入和基尼系数的相关性非常好。
从上述公式我们可以看出, 例如由公式 (2) , 可以看到自2000—2009年, 贵州少数民族贫困县农民人均收入每增加10%, 贫困发生率就会降低8.09%;而基尼系数每增加10%, 贫困发生率就将增加11.12%, 说明经济的持续、稳定增长对减少少数民族贫困县的贫困其作用是主要的, 然而持续增加的农村收入的不平等则会对经济增长所带来的减少贫困起相当大的副作用, 会减缓少数民族贫困县由于经济增长所带来的贫困的减少。这也用数据说明了减少贫困不光受经济增长的影响, 还要受到收入分配的影响。对于全省农村贫困发生率和非少数民族贫困县贫困发生率的情况通过公式 (1) 、 (3) 我们有类似的解释。
从公式 (2) 、 (3) 可以看出, 增加农民人均纯收入对贫困发生率的影响少数民族贫困县与非少数民族贫困县基本相同, 而基尼系数的增加即收入分配不平等的加剧, 对贫困发生率的副作用影响非少数民族贫困县要大于少数民族贫困县。事实上, 贵州省少数民族贫困县与非少数民族贫困县的贫困状况总体差异不大。
应该说, 中国农民收入每年基尼系数虽然总体上是上升的, 但每年增长的幅度均不超过0.4%, 基尼系数值一直没有超过0.4, 属于相对合理的范畴, 使得中国贫困人口包括贵州省的贫困人口持续、稳定地减少。近几年来, 国家采取了免征农业税、完善农村医疗和社会保障等惠农措施, 有效地控制将基尼系数控制在4以内, 促进了农村尤其是贫困县的减贫工作, 保持了农村尤其是贫困县的社会稳定。尽管一些学者片面夸大了农民收入的不平等和基尼系数, 但从数据分析的实际效果来看, 农民收入总体是还是比较健康的。
3. 收入分配不变的情况下, 经济增长对贵州农村贫困的影响分析。
为了更好地描述收入分配变动对农村贫困度的影响, 我们以贵州少数民族贫困县的情况为例, 固定基尼系数为2003年的0.368, 农民人均纯收入仍按实际收入, 即在公式 (2) 中的G值均固定为0.368, 重新计算结果和实际结果 (见表7) 。
从表7可以看出, 在基尼系数固定在2003年的0.368, 以及农民人均纯收入仍按实际的情况下, 贵州少数民族贫困县贫困发生率有轻微下降, 说明收入分配对农村贫困发生率虽有一定影响, 但影响不大, 即经济增长才是影响贵州少数民族贫困县农村贫困发生率的最主要因素。
因此, 贵州省要减少贫困, 当务之急还是要发展经济, 特别是加快工业化进程。同时由于贵州少数民族贫困县和非少数民族贫困县的贫困度差异不大, 因此在重视少数民族贫困县反贫困工作的同时, 应同步推进非少数民族贫困县的反贫困工作, 更不能忽视由于分配不公所带来的对反贫困工作的副作用。
参考文献
[1]中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定[M].北京:人民出版社, 2008.
[2]中国农村贫困监测报告[M].北京:中国统计出版社, 2004—2010.
[3]中国统计年鉴[K].北京:中国统计出版社, 2010.
[4]姚树洁.中国改革开放二十多年来的经济发展与贫困缩减[J].当代经济科学, 2003, (1) :1-14.
[5]贵州统计年鉴[K].北京:中国统计出版社, 2004—2010.
贵州省经济增长 篇10
各项存、贷款余额依然占全县各银行业市场份额的6096左右，占了“大半壁山河”；依然稳坐修文县实力最大、最强、最雄厚的银行“宝座”。
为推动业务发展新跨越，更加发挥修文县“最大银行”支农主力军、支持县域经济发展重要金融力量作用，早在去年12月，新一届领导班子就开动脑筋，敢想、敢创新、更敢干，提早全面安排部署了2016的各项工作、特别是第一季度的“开门红”工作。首先是实实在在开展作风整治动真格。一改以往明察暗访作风整治只对中干以下人员转而对县联社各位领导“也不放过”，同时又一改以往作风整治坚持不久的事实。自今年1月到3月，周周有专人定期不定期地对县联社各位领导、机关、各营业网点进行明察突访工作，刊发《作风建设监督情况通报》10多期，对服务态度差、迟到、穿戴不规范等进行了处罚，被处罚人员数十名，为修文联社连续三个月督查、处罚有史以来之最；扎实开展“支农支小·春雨行动”工作。百余名营业网点负责人、客户经理走村入户，开展服务返乡农民工及其他群众。召开返乡农民工座谈会，传授金融知识，解答提问、解决问题等。为返乡农民工建立档案，扎实巩固做实做好信用村、信用乡镇工作；将一季度业务目标任务落实到各网点、分解到人，逐月递增。并明确对完成任务、未完成任务、完成多少的奖罚规定；为适应发展需要，首次“大动作”对县联社机关部室进行了改革，由原来的17个部门调整为12个。并首次新设立了专门服务县域外的金融业务拓展机构；改革绩效工资试点并推开，工资一线高于机关，最大限度调动一线人员积极性；实实在在开展中干竞聘，一些想干事、能干事、干好事的年轻人走上了中干岗位。
以上各项工作的扎实有效开展，为实现首季各项业务目标“开门红”提供了坚强保证。
