序論：寫(xiě)作是一種深度的自我表達(dá)。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來(lái)了七篇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)范文，愿它們成為您寫(xiě)作過(guò)程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

內(nèi)容摘要：本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進(jìn)模型為基礎(chǔ)，分析分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、交易成本、分工水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的影響關(guān)系。在分工水平演進(jìn)的不同階段，分工水平對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中學(xué)”所導(dǎo)致的專業(yè)化程度的演進(jìn)則是不同地區(qū)分工水平演進(jìn)的動(dòng)力，同時(shí)也是影響分工水平增長(zhǎng)速度的主要因素。本文利用1952-2006年我國(guó)31個(gè)省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)對(duì)上述結(jié)論進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果支持本文所得出的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 分工 面板數(shù)據(jù)

本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進(jìn)模型為基礎(chǔ)，對(duì)分工水平提高的過(guò)程以及分工水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了理論探討，并利用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)其進(jìn)行了實(shí)證研究。本文認(rèn)為分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、分工水平對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的影響關(guān)系主要表現(xiàn)在：地區(qū)的人均GDP的增長(zhǎng)主要受到地區(qū)分工水平發(fā)展的影響，它與地區(qū)分工水平的提高表現(xiàn)出相似的增長(zhǎng)趨勢(shì)；區(qū)域?qū)I(yè)化水平隨時(shí)間的增加速度影響分工水平的提高速度，專業(yè)化水平隨時(shí)間提高的速度越快，分工水平提高的速度也將越快；在專業(yè)化程度一定的地區(qū)，交易條件以及專業(yè)化水平隨時(shí)間的增加率是影響地區(qū)分工水平增長(zhǎng)率的兩個(gè)決定因素。

分工水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

既然從理論上可以得出，地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的動(dòng)力在于分工水平的提高，其人均GDP的增長(zhǎng)以及人均收入的增長(zhǎng)都表現(xiàn)出與分工水平的提高相似的增長(zhǎng)趨勢(shì)。在實(shí)際的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特征是否能夠很好的證實(shí)上述結(jié)論，對(duì)此本文定義兩組模型來(lái)檢驗(yàn)這一結(jié)論。

由于很難找到描述地區(qū)分工水平的變量，但考慮到區(qū)域內(nèi)分工水平的提高以及專業(yè)化程度的提高，必將導(dǎo)致區(qū)域內(nèi)以及區(qū)域間各主體交易活動(dòng)的增加，也即批發(fā)零售業(yè)、餐飲業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)（服務(wù)業(yè)）的生產(chǎn)總值將有較大程度的增加。因此，區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)的繁榮程度可以間接反映一個(gè)地區(qū)分工水平，考慮到地區(qū)人口、面積的差異性，本文認(rèn)為采用第三產(chǎn)業(yè)的增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值以衡量地區(qū)分工水平更加合理。

分工水平發(fā)展的不同階段將會(huì)導(dǎo)致地區(qū)人均GDP在不同階段具有不同的增長(zhǎng)趨勢(shì)。因此，在對(duì)地區(qū)人均GDP與分工水平增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)之前，需首先分析人均GDP增長(zhǎng)是否具有突變性。在突變點(diǎn)前后，不僅僅人均GDP增長(zhǎng)將具有不同趨勢(shì)，同時(shí)其與分工水平、專業(yè)化程度、以及交易狀況之間都將具有不同的趨勢(shì)。其次，在對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段進(jìn)行簡(jiǎn)單劃分之后，可以在不同的階段對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）經(jīng)濟(jì)階段的劃分

對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)階段的劃分必須依據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基本趨勢(shì)，因此，本文使用1952-2006年我國(guó)31個(gè)省（直轄市、自治區(qū)）的1608組年度數(shù)據(jù)，對(duì)不同地區(qū)人均GDP的增長(zhǎng)特點(diǎn)進(jìn)行實(shí)證分析。雖然我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的不平衡性，東部、中部、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的基本環(huán)境存在差別，但是，在同一個(gè)區(qū)域內(nèi)，各省差別則較小，為更好分析數(shù)據(jù)與擬合模型，考慮將全國(guó)的數(shù)據(jù)分為東、中、西三大區(qū)域。雖然不同省份各自的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r差別很大，較發(fā)達(dá)省份將會(huì)比那些不發(fā)達(dá)省份的增長(zhǎng)速度要高一些，但由于共同處在一個(gè)大的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，其發(fā)展趨勢(shì)仍應(yīng)具有相似性。由于各階段增長(zhǎng)趨勢(shì)的較大差異性，可以將數(shù)據(jù)按時(shí)間分為三段：1952-1978為一組，1979-1992為一組；1993-2006為一組。對(duì)三大區(qū)域分別建立以下模型：

Ln（RGDPit）=βLn（t）+εit （1）

εit=αi+μit （2）

式中RGDPit為地區(qū)i，在時(shí)間t的人均GDP數(shù)據(jù)，αi為對(duì)應(yīng)于i省的固定效應(yīng)，β為系數(shù)，t為時(shí)間，μit是誤差項(xiàng)。本文采用相同系數(shù)的固定效應(yīng)模型，主要基于以下原因：一是盡管我國(guó)各省、市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一定差別，但是，由于處于相同的政治、經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，彼此增長(zhǎng)趨勢(shì)應(yīng)該是近似的；二是Hausuman檢驗(yàn)如表1所示，故選取固定效應(yīng)模型。回歸結(jié)果如表2所示。

根據(jù)上述回歸結(jié)果，可得以下結(jié)論：全國(guó)各地區(qū)人均GDP的發(fā)展趨勢(shì)是相似的。在1952-1978年，全國(guó)各地區(qū)的人均GDP的增長(zhǎng)率是不斷減小的。在1979-2006年，全國(guó)各地區(qū)的人均GDP的增長(zhǎng)率都是不斷增加的，但是1979-1991年之間全國(guó)各地區(qū)人均GDP的增長(zhǎng)率較1992-2006年之間的增長(zhǎng)率要低很多。1978年前后和1990年前后為全國(guó)各地區(qū)人均GDP增長(zhǎng)率的轉(zhuǎn)折期。

總體上來(lái)看，我國(guó)各地區(qū)人均GDP的增長(zhǎng)特點(diǎn)基本上表現(xiàn)出三個(gè)不同的增長(zhǎng)階段：第一階段，在1952-1978年，三大區(qū)域的人均GDP緩慢增長(zhǎng)，其增長(zhǎng)率具有不斷減小的趨勢(shì)；第二階段，1978-1991左右，三大區(qū)域人均GDP的增長(zhǎng)率緩慢增長(zhǎng)；第三階段，1992年以后，三大區(qū)域的人均GDP的增長(zhǎng)率呈現(xiàn)不斷增加的趨勢(shì)。

（二）分工與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

在上述三個(gè)階段的基礎(chǔ)上，對(duì)分工與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸模型如下：

Ln（RGDPit）=C0+C1*Ln（nit）+C2*1/nit+εit

εit=ηi+μit（3）

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

數(shù)據(jù)集與前相同，回歸軟件采用Evies5.0，分別采用固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型。回歸結(jié)果如表3所示，Hausuman檢驗(yàn)如表4所示。

根據(jù)上述回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

全國(guó)各地區(qū)人均GDP隨分工水平的增長(zhǎng)率是先負(fù)，后正，再減小的發(fā)展趨勢(shì)，即先負(fù)，后正，再增加的發(fā)展趨勢(shì)，從絕對(duì)值看，第一階段最小，其次為第二階段，第三階段的最大。由于，結(jié)合表2進(jìn)行簡(jiǎn)單計(jì)算，即可得上述結(jié)論。結(jié)論說(shuō)明，改革開(kāi)放以前，我國(guó)各地區(qū)分工水平相對(duì)較低，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)落后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于區(qū)域內(nèi)的第一產(chǎn)業(yè)或第二產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對(duì)落后，而其快速增長(zhǎng)往往需要第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相配合。在此階段內(nèi)，分工水平相對(duì)較低，專業(yè)化水平相對(duì)較低，分工水平的增長(zhǎng)率也較低，且有不斷下降的趨勢(shì)，分工水平甚至有降低的趨勢(shì)。改革開(kāi)放以后，各地區(qū)分工水平開(kāi)始增加，但交易成本對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為負(fù)，而交易成本對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了阻礙作用，但總體上，分工水平的提高對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為正向促進(jìn)作用。1993年以后，分工水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用日益明顯，地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。

改革開(kāi)放即1978年為各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，同時(shí)也是分工對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響效果的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。結(jié)論說(shuō)明，改革開(kāi)放以前，我國(guó)各地區(qū)分工水平相對(duì)較低，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)落后，其對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)基本無(wú)較好的促進(jìn)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于區(qū)域內(nèi)的第一產(chǎn)業(yè)或第二產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，而實(shí)際上往往可能較大程度上依賴于區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相對(duì)落后，而其快速增長(zhǎng)往往需要第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展相配合。在此階段內(nèi)，分工水平相對(duì)較低，專業(yè)化水平相對(duì)較低，分工水平的增長(zhǎng)率也較低，且有不斷下降的趨勢(shì)，分工水平甚至有降低的趨勢(shì)。改革開(kāi)放以后，各地區(qū)分工水平開(kāi)始增加，分工水平的提高對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為正向促進(jìn)作用。此時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)開(kāi)始取代第一產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的地位，成為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支柱，服務(wù)于第二產(chǎn)業(yè)以及交換活動(dòng)的第三產(chǎn)業(yè)也開(kāi)始快速增長(zhǎng)。1993年以后，分工水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用日益明顯。各地區(qū)分工水平快速增長(zhǎng)，專業(yè)化水平也得到較大程度的提高，分工導(dǎo)致的專業(yè)化利益日益增大，地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。交易成本雖然在一定程度上有所增加，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用也變得相對(duì)微弱，反而經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)更大程度上導(dǎo)致地區(qū)交易成本的增加。此時(shí)，由分工導(dǎo)致的服務(wù)于第二產(chǎn)業(yè)以及交換活動(dòng)的第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)更快，專業(yè)化水平得到較大程度的提高，地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)一方面依賴于第二產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)，另一方面依賴于分工水平導(dǎo)致的第三產(chǎn)業(yè)專業(yè)化水平的提高，專業(yè)化導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)利益更加明顯，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)更大。

結(jié)論

本文在Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進(jìn)模型的基礎(chǔ)上，使經(jīng)濟(jì)體的專業(yè)化程度按照動(dòng)態(tài)的方式逐步演進(jìn)，本文以Yang and Borland（1991）的內(nèi)生分工演進(jìn)模型為基礎(chǔ)，將模型由比較靜態(tài)分析發(fā)展到完全動(dòng)態(tài)的分析，分析了分工水平的發(fā)展路徑以及專業(yè)化程度、交易成本、分工水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的影響關(guān)系，結(jié)論認(rèn)為地區(qū)分工水平的演進(jìn)為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Γ灰壮杀镜淖兓I(yè)化程度的演進(jìn)均為影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與分工演進(jìn)的重要因素。在分工水平演進(jìn)的不同階段，分工水平、交易成本對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中學(xué)”所導(dǎo)致的專業(yè)化程度的演進(jìn)則是地區(qū)分工水平不同演進(jìn)的動(dòng)力，同時(shí)也是影響分工水平增長(zhǎng)速度的主要因素。本文的結(jié)論認(rèn)為，地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要受分工水平提高的影響，即地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要依靠地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改變。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的增長(zhǎng)理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要依靠資本與勞動(dòng)力兩種要素的投入，實(shí)際上，這兩種要素的投入是否能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)，關(guān)鍵還是要看這種投入是否促進(jìn)地區(qū)分工水平的提高，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的有效改變。分工水平的提高既包括地區(qū)間分工水平的提高又包括地區(qū)內(nèi)分工水平的提高。因此，積極改善地區(qū)間與地區(qū)內(nèi)的交易條件，加速專業(yè)化經(jīng)驗(yàn)的擴(kuò)散，促進(jìn)地區(qū)間與地區(qū)內(nèi)分工水平的提高，將會(huì)促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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3.汪斌，董.從古典到新興古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的專業(yè)化分工理論與當(dāng)代產(chǎn)業(yè)集群的演進(jìn)[J].學(xué)術(shù)月刊，2005（2）

作者簡(jiǎn)介：

篇(2)

內(nèi)容摘要：旅游經(jīng)濟(jì)作為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，在近幾年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中并未顯現(xiàn)出其優(yōu)勢(shì)，表現(xiàn)也不盡如人意。如何在促進(jìn)旅游產(chǎn)業(yè)全面科學(xué)發(fā)展的同時(shí)，還能促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，是當(dāng)今學(xué)術(shù)界重點(diǎn)研究的議題，所以了解旅游經(jīng)濟(jì)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位，儼然已成為一項(xiàng)基礎(chǔ)性課題。因此，筆者通過(guò)研究旅游經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比率，以及橫向比較旅游經(jīng)濟(jì)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位，得出相關(guān)結(jié)論。

關(guān)鍵詞：國(guó)民經(jīng)濟(jì) 旅游經(jīng)濟(jì) 第三產(chǎn)業(yè)

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，我國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)取得了長(zhǎng)足發(fā)展，每年均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。但筆者作為旅游研究者，科學(xué)合理地分析了相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，促進(jìn)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的眾多產(chǎn)業(yè)均呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，而旅游產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)的增長(zhǎng)趨勢(shì)并不能有效地表明，其是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)。因此，把旅游業(yè)和其他產(chǎn)業(yè)放到國(guó)民經(jīng)濟(jì)序列中進(jìn)行比較，才能研究出旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)。

旅游經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比率

（一）旅游總收入占GDP的比率

由于旅游總收入基本等同于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Gross Domestic Product，GDP）的比率（王淑新等，2011；齊邦鋒等，2010；趙亮等，2009），因此使用旅游總收入來(lái)衡量旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，并選取1997-2012年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)如表1所示。

由表1可知，由于1997年改變了統(tǒng)計(jì)方法，從而使當(dāng)年的旅游總收入占GDP的3.21%，在隨后的幾年中也呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢(shì)，至2006年已接近5%。但自2007年以來(lái)，隨著我國(guó)GDP增長(zhǎng)速度的加快，我國(guó)旅游收入在GDP中的占比也開(kāi)始呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，保持在4%-4.5%左右，在2012年更是下滑到4%以下。如圖1所示。

（二）旅游總收入占第三產(chǎn)業(yè)的比率

旅游產(chǎn)業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)的核心產(chǎn)業(yè)（余鳳龍，2009；查芳，2011）。筆者通過(guò)運(yùn)用1999-2012年第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和旅游總收入，計(jì)算比率，得出表2。由表2可知，我國(guó)旅游總收入雖然呈現(xiàn)持續(xù)上升的趨勢(shì)，但在第三產(chǎn)業(yè)中的占比卻沒(méi)有顯著增長(zhǎng)，基本維持在10%-11%左右，近年來(lái)還呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。筆者分析了旅游產(chǎn)業(yè)在第三產(chǎn)業(yè)和GDP比率偏低的原因：旅游產(chǎn)業(yè)總收入的增長(zhǎng)幅度過(guò)于偏小，雖然旅游產(chǎn)業(yè)自身呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，但與我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)相比較，其增長(zhǎng)趨勢(shì)相對(duì)不顯著。自2002年我國(guó)把旅游產(chǎn)業(yè)列為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)點(diǎn)之后，旅游總收入的平均增長(zhǎng)率僅能與GDP的平均增長(zhǎng)率持平，尤其在2008-2012年這5年間，名義GDP的平均增長(zhǎng)率高達(dá)16.51%，而旅游總收入的平均增長(zhǎng)率僅為14.14%，導(dǎo)致旅游總收入在GDP的占比越發(fā)降低。如圖2所示。

旅游經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中地位的橫向比較

我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)，不應(yīng)局限于自身的縱向比較（張河清等，2010），還應(yīng)考慮在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的范圍內(nèi)與其他產(chǎn)業(yè)進(jìn)行比較。筆者選擇旅游產(chǎn)業(yè)、汽車(chē)產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)等產(chǎn)業(yè)進(jìn)行比較，主要涉及我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的比率、稅收貢獻(xiàn)、利潤(rùn)以及行業(yè)平均增長(zhǎng)率來(lái)分析旅游產(chǎn)業(yè)是否具備支柱產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)。

（一）平均增長(zhǎng)率的比較

筆者通過(guò)表3列出2004-2012年四個(gè)行業(yè)的增長(zhǎng)率和增加值（張洪等，2009），由于我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)缺少增加值，故使用旅游總收入代替旅游產(chǎn)值。從四個(gè)行業(yè)的平均增長(zhǎng)率來(lái)分析，房地產(chǎn)業(yè)的平均增長(zhǎng)率為16.3%，信息業(yè)的平均增長(zhǎng)率為22.1%，而汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的平均增長(zhǎng)率為25.2%，三種產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率均明顯高于國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。但我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)的平均增長(zhǎng)率僅為14.3%，與國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度相比相對(duì)落后。

（二）各產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占比的比較

在1999-2012年的13年間，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)和汽車(chē)產(chǎn)業(yè)由于呈現(xiàn)較強(qiáng)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，使三種產(chǎn)業(yè)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比率愈發(fā)凸顯。尤其是我國(guó)汽車(chē)產(chǎn)業(yè)在這13年間，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比率也增長(zhǎng)了一倍。而房地產(chǎn)業(yè)也由1999年的4.1%增加到2012年的4.9%。信息產(chǎn)業(yè)也緊隨其后，由1999年的3.1%增長(zhǎng)到2012年的5.2%。唯獨(dú)旅游業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比率略微下降，由1999年的4.5%跌落至2012年的4.4%。如圖3所示。

（三）各產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)的比較

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

（四）各產(chǎn)業(yè)稅收的比較

從各產(chǎn)業(yè)對(duì)我國(guó)的稅收貢獻(xiàn)來(lái)分析，旅游業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)相比也存在一定的差距，2012年信息產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)為770億元，汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)為364億元。而旅游產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)僅為158億元，與汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)相比，其稅收貢獻(xiàn)還不足汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的二分之一。與信息產(chǎn)業(yè)相比，其稅收貢獻(xiàn)僅為信息產(chǎn)業(yè)的五分之一。如圖5所示。

筆者從各個(gè)產(chǎn)業(yè)的橫向比較結(jié)果可知，我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度相對(duì)緩慢，不如預(yù)期理想。在與各個(gè)行業(yè)的增長(zhǎng)速度比較上，也不具備明顯優(yōu)勢(shì)。主要原因是由于我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)相對(duì)薄弱，并致使稅收貢獻(xiàn)也相對(duì)不足，最終迫使其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比率有所下降，而旅游產(chǎn)業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)的主導(dǎo)地位也開(kāi)始被其他產(chǎn)業(yè)所代替。

結(jié)論

筆者將我國(guó)旅游產(chǎn)業(yè)設(shè)定在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的框架下，分析了我國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位，并與其他幾個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了橫向比對(duì)，從而更好地分析我國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位。結(jié)論如下：

我國(guó)旅游總收入在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比率，在20世紀(jì)90年代中期，呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，使我國(guó)旅游總收入基本等同于GDP的上升趨勢(shì)，至2006年已接近5%。但自2007年以來(lái)，隨著我國(guó)GDP增長(zhǎng)速度的快速提高，我國(guó)旅游收入在GDP中的比率已呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，基本保持在4%-4.5%左右，在2012年更是下滑到4%以下。

在與其他幾個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的橫向比較中，筆者發(fā)現(xiàn)旅游產(chǎn)業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)和汽車(chē)產(chǎn)業(yè)相比其利潤(rùn)也明顯較低。雖然在2012年創(chuàng)下140億元的歷史新高，但其增長(zhǎng)幅度僅為信息產(chǎn)業(yè)的6.7%，是汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的13.6%；而在各產(chǎn)業(yè)稅收貢獻(xiàn)的比較中也發(fā)現(xiàn)，2012年信息產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)為770億元、汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)為364億元，但旅游產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)僅為158億元，與汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)相比，其稅收貢獻(xiàn)不足汽車(chē)產(chǎn)業(yè)的二分之一。與信息產(chǎn)業(yè)相比，其稅收貢獻(xiàn)僅為信息產(chǎn)業(yè)的五分之一。綜上所述：四個(gè)產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)速度由快到慢依次為：汽車(chē)產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)、旅游產(chǎn)業(yè)。前三種產(chǎn)業(yè)在GDP中的比率已開(kāi)始增加，而旅游產(chǎn)業(yè)在GDP中的比率卻開(kāi)始減少。表明我國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位開(kāi)始下降，我國(guó)政府應(yīng)重視此問(wèn)題，并通過(guò)制定科學(xué)全面的相關(guān)政策，來(lái)改善我國(guó)旅游經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位。

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篇(3)

通過(guò)以上對(duì)變量間長(zhǎng)期關(guān)系的確定。之后可以對(duì)變量間的短期和長(zhǎng)期因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系的定義，若時(shí)間序列Yt通過(guò)采用Xt的歷史數(shù)據(jù)可以提高預(yù)測(cè)效果，則說(shuō)明存在從Xt到Y(jié)t的因果關(guān)系，否則不存在。傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)的原假設(shè)是不存在從Xt到Y(jié)t的因果關(guān)系。電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的傳統(tǒng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)通過(guò)式（3）和（4）進(jìn)行說(shuō)明。式（3）的原假設(shè)是不存在EL到GDP的格蘭杰因果關(guān)系，若b1j的聯(lián)合顯著的，則拒絕原假設(shè)。同樣，式（4）中，原假設(shè)是不存在GDP到EL的格蘭杰因果關(guān)系，若b2j是聯(lián)合顯著的，則拒絕原假設(shè)，表明存在從GDP到EL的因果關(guān)系。基于誤差修正項(xiàng)的因果檢驗(yàn)，包含了協(xié)整方程中的誤差滯后項(xiàng)。如式（5）和（6）所示，通過(guò)引入滯后誤差修正項(xiàng)，原本通過(guò)差分損失的長(zhǎng)期信息得到補(bǔ)充。變量間雖然存在長(zhǎng)期關(guān)系，但并不至少存在一個(gè)方向的格蘭杰因果關(guān)系。因果關(guān)系的方向通過(guò)F統(tǒng)計(jì)量和滯后的誤差修正項(xiàng)來(lái)確定。當(dāng)ECM（-1）系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量顯著則表明存在長(zhǎng)期的因果關(guān)系，解釋變量的F統(tǒng)計(jì)量表明短期的因果關(guān)系。然而，對(duì)于式（5）和（6），僅當(dāng)變量間存在協(xié)整性才能引入誤差修正項(xiàng)進(jìn)行估計(jì)。

本文采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）序列代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，用全社會(huì)用電量代表用電需求，樣本期間為1980~2009年，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1981~2010）。為消除原始數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)GDP和電力消費(fèi)數(shù)據(jù)都作了取對(duì)數(shù)處理。由于電力消費(fèi)和GDP時(shí)間序列存在明顯的趨勢(shì)特點(diǎn)，為將時(shí)間趨勢(shì)特征與周期性波動(dòng)分別研究?jī)烧咧g的因果關(guān)系，在此用HP濾波法將電力消費(fèi)和GDP時(shí)間序列分為趨勢(shì)部分和波動(dòng)部分，如圖1和2所示。

1電力消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整性檢驗(yàn)

電力消費(fèi)與GDP趨勢(shì)部分之間的長(zhǎng)期關(guān)系通過(guò)AR-DL邊限檢驗(yàn)法檢驗(yàn)。首先，（1）和（2）中各變量的差分的滯后階數(shù)通過(guò)AIC和SBC準(zhǔn)則確定，兩變量均為2。隨后，進(jìn)行我國(guó)電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)部分之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，如果協(xié)整關(guān)系存在，則可以得到變量間的長(zhǎng)期系數(shù)和ECM項(xiàng)。同樣，對(duì)電力消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的周期波動(dòng)部分進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。表1中的F統(tǒng)計(jì)量表明，對(duì)于趨勢(shì)部分，當(dāng)GDPS和ELS為因變量時(shí)，所得的F統(tǒng)計(jì)量高于1%水平下的上限臨界值，存在明顯的協(xié)整關(guān)系；對(duì)波動(dòng)部分，當(dāng)ELC為因變量時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在5%水平下高于上限臨界值。而GDPC為因變量時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在5%水平下低于臨界值。可以看出，僅有唯一的協(xié)整向量。趨勢(shì)成分與波動(dòng)成分之間均存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間既有長(zhǎng)期的共同增長(zhǎng)趨勢(shì)特點(diǎn)，且短期的波動(dòng)也具有共同性。

2基于誤差修正模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)于趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分根據(jù)檢驗(yàn)出式（2）中均存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系后，可以對(duì)有滯后誤差項(xiàng)的式（6）進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)滯后誤差項(xiàng)系數(shù)的顯著情況和Wald檢驗(yàn)中解釋變量的滯后差分項(xiàng)的聯(lián)合顯著性情況進(jìn)行判斷。實(shí)證分析結(jié)果如表2所示。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，對(duì)于趨勢(shì)部分，當(dāng)GDPS為自變量時(shí)，ECM系數(shù)與預(yù)期相同為負(fù)并且顯著，反映了短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以0.19%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，說(shuō)明存在從電力消費(fèi)到電力消費(fèi)的顯著的長(zhǎng)期因果關(guān)系，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著表明存在從電力消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期因果關(guān)系。而當(dāng)ELS為自變量時(shí)，其ECM系數(shù)顯著但非負(fù)，并不能證明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到電力消費(fèi)之間的因果關(guān)系。同樣，對(duì)于波動(dòng)部分，當(dāng)ELC和GDPC為自變量時(shí)，ECM系數(shù)均與預(yù)期相同為負(fù)并且顯著，分別以33.03%和6.19%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，前者對(duì)電力消費(fèi)的調(diào)整速度更快。F統(tǒng)計(jì)量的顯著表明存在從電力消費(fèi)波動(dòng)成分與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)成分之間雙向的短期因果關(guān)系。

3脈沖響應(yīng)分析

篇(4)

【關(guān)鍵詞】公共產(chǎn)品 公共支出 政府職能

對(duì)于教育、醫(yī)療、社會(huì)保障、國(guó)防安全等公共產(chǎn)品由于市場(chǎng)失靈和外部性的存在，必須由政府來(lái)代替市場(chǎng)提供以提高社會(huì)的福利。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家根據(jù)西方工業(yè)國(guó)家的政府公共支出數(shù)據(jù)及經(jīng)驗(yàn)總結(jié)，得出隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及人均收入的提高，政府的公共支出的擴(kuò)張的瓦格納法則。我國(guó)由于經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，人們對(duì)于公共服務(wù)需求的不斷增長(zhǎng)以及政府的職能的不斷改變導(dǎo)致我國(guó)的公共支出水平出現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)。在近十年以來(lái)，我國(guó)的公共支出趨勢(shì)也符合了瓦格納法則。

一、公共支出的規(guī)模

對(duì)于公共支出的規(guī)模分析，通常從絕對(duì)數(shù)量和相對(duì)規(guī)模兩個(gè)方面來(lái)分析。絕對(duì)數(shù)量的分析主要有公共支出的規(guī)模和增長(zhǎng)率兩個(gè)指標(biāo)。相對(duì)規(guī)模主要指從公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重這個(gè)指標(biāo)分析。

（一）公共支出的規(guī)模及增長(zhǎng)――絕對(duì)規(guī)模

從表1可以看出，進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)河北省的公共財(cái)政支出呈正增長(zhǎng)趨勢(shì)，絕對(duì)數(shù)值不斷增長(zhǎng)，從2000年的415.54億元增長(zhǎng)到2010年的2820.24億元，增長(zhǎng)近六倍。同時(shí)可以看出，從相對(duì)增長(zhǎng)速度上來(lái)說(shuō)，河北省公共的年增長(zhǎng)率一直保持較高，雖然有周期性的波動(dòng)，但除了2002年和2003年兩年外，年增長(zhǎng)率都超過(guò)了20%，年均增長(zhǎng)21.57%，保持較高的增長(zhǎng)速度。公共支出的規(guī)模的增長(zhǎng)反映了，政府對(duì)于公共服務(wù)的提供能力和提供總量提高。

（二）公共支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)――相對(duì)規(guī)模

公共支出占GDP的比例，反映了政府等公共部門(mén)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的地位，是研究公共支出規(guī)模的一個(gè)重要指標(biāo)。比較河北省的公共支出、公共收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，可以發(fā)現(xiàn)，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)的總值呈較為穩(wěn)定的增長(zhǎng)趨勢(shì)，從2000年的8.24%，增長(zhǎng)到2010年的13.38%，見(jiàn)表2。從整體看，公共支出的增長(zhǎng)速度略高于地區(qū)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)速度，說(shuō)明隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，河北省的公共支出和公共收入快于經(jīng)濟(jì)的增速，政府提供公共服務(wù)的能力有所提升。但是公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重仍然較低。

二、河北省公共支出的特征

（一）公共支出的絕對(duì)規(guī)模穩(wěn)定增長(zhǎng)

從上面的分析中，我們可以看到，河北省的公共支出的規(guī)模呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，也超過(guò)同期的地區(qū)生產(chǎn)總值的生產(chǎn)速度，如果考慮到政府預(yù)算外的各種如政府對(duì)于國(guó)有企業(yè)的補(bǔ)貼、各類稅收減免等各種公共支出，公共支出的規(guī)模將呈現(xiàn)更大的增長(zhǎng)趨勢(shì)。公共支出的持續(xù)增長(zhǎng)，也反映了政府對(duì)于社會(huì)的經(jīng)濟(jì)管理能力的不斷加強(qiáng)。

（二）公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重仍較低

雖然公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重在逐年增長(zhǎng)，但是這個(gè)比重仍然較低，低于全國(guó)平均水平。我國(guó)正處在經(jīng)濟(jì)社會(huì)不斷發(fā)展的時(shí)期，公眾對(duì)于各項(xiàng)社會(huì)服務(wù)的需求不斷增長(zhǎng)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，各種公共服務(wù)的提供都需政府提供相應(yīng)的財(cái)力支持，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重低，政府掌握的公共資源較少，對(duì)于醫(yī)療衛(wèi)生、教育以及正在不斷建立起的社會(huì)保障制度等公共服務(wù)的提供必然受到影響。今后，公共支出的絕對(duì)規(guī)模上升時(shí)，公共支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重也將不斷上升以滿足不斷增長(zhǎng)的公共服務(wù)的需求。

三、公共支出合理水平的建議

由于政府等公共部門(mén)的“非生產(chǎn)性”，因此其要履行相應(yīng)的只能必須通過(guò)稅收等強(qiáng)制性的手段從社會(huì)中集中一部分資源。公共支出規(guī)模過(guò)大，政府部門(mén)對(duì)社會(huì)資源的占有過(guò)多，則容易造成對(duì)于市場(chǎng)的過(guò)度干預(yù)，擠壓私人投資，造成效率的損失，扭曲市場(chǎng)機(jī)制。如果公共支出的規(guī)模較小，占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重較低，則滿足公眾對(duì)公共服務(wù)的需要，政府就不能很好地履行其職能，不利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定和社會(huì)福利的提升。因此，確定公共支出水平的合理規(guī)模很重要。

（一）加強(qiáng)收入管理，提高公共收入的規(guī)模

公共支出的政策受到公共收入水平的影響和制約。因此，提高公共支出的絕對(duì)和規(guī)模和其占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重先要提高公共收入的規(guī)模。首先，應(yīng)堅(jiān)持依法征稅。稅收是公共收入的主要組成部分，嚴(yán)格打擊偷稅漏稅行為，保證公共收入的合理到位。其次，應(yīng)規(guī)范對(duì)于非稅收入的征收和管理。非稅收入從本質(zhì)上說(shuō)是屬于財(cái)政性資金，是政府收入的重要組成部分。而在我國(guó)非稅收入在地方政府尤其是縣、鄉(xiāng)兩級(jí)政府規(guī)模較大，占財(cái)政預(yù)算收入比例較高。非稅收入的征收使用管理不規(guī)范，規(guī)模過(guò)大，對(duì)于稅收產(chǎn)生擠出效應(yīng)，削弱了稅收的籌集資金能力，因此應(yīng)加強(qiáng)對(duì)于非稅收入，尤其是預(yù)算外的非稅收入的管理，規(guī)范各類費(fèi)用的征收和使用，取消不合理的制度外收入，發(fā)展有前景的收入，加強(qiáng)非稅收入使用的監(jiān)管。

（二） 健全財(cái)政職能，提高公共支出效率

在社會(huì)公共支出總量一定的情況下，應(yīng)用有限的資源創(chuàng)造出更大的社會(huì)效益，這與提高公共支出的規(guī)模具有同等重要的結(jié)果。政府等公共部門(mén)應(yīng)改變對(duì)公共支出資金的相對(duì)粗放式管理，減少公共資金使用上的浪費(fèi)，用有限的成本實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出的最大化。嚴(yán)格按照預(yù)算管理制度使用資金，科學(xué)合理規(guī)劃。在政府的決策中，引入民主監(jiān)督管理機(jī)制，使預(yù)算資金的使用和管理透明化規(guī)范化。

（三）合理界定支出范圍

公共支出的總量是由公共部門(mén)的公共支出范圍決定的，而支出范圍又是取決于政府職能范圍和公共需求總量的。政府職能的科學(xué)合理界定可以提高公共支出資金的使用效率，反之，政府職能的范圍過(guò)大，則容易造成政府機(jī)構(gòu)效率低下，公共支出規(guī)模的膨脹和公共資金的浪費(fèi)。科學(xué)界定政府職能的范圍和公共支出范圍，按照市場(chǎng)條件下，市場(chǎng)作為資源配置主體的要求，對(duì)于市場(chǎng)能夠發(fā)揮作用的領(lǐng)域，政府應(yīng)逐步退出；對(duì)于市場(chǎng)機(jī)制難以發(fā)揮作用的領(lǐng)域，政府應(yīng)提供相應(yīng)的公共產(chǎn)品，彌補(bǔ)市場(chǎng)的失靈。

參考文獻(xiàn)

[1]安秀梅.政府公共支出管理[M].北京：對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2005.

篇(5)

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

一、引言

按照經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)傳統(tǒng)觀點(diǎn)，若生產(chǎn)要素投入僅以資本和勞動(dòng)分類，那么經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出就可以看作是這兩種生產(chǎn)要素投入的報(bào)酬。兩種要素收入份額的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行諸多方面都會(huì)產(chǎn)生顯著影響。近年來(lái)隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，研究勞動(dòng)份額變化的文獻(xiàn)很多，與勞動(dòng)份額研究相對(duì)應(yīng)的是產(chǎn)出中的資本收入份額，它是影響資本積累和投資的關(guān)鍵因素。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要來(lái)源是資本積累，資本收入份額越高，意味著產(chǎn)出中用于積累和投資的部分應(yīng)該越高，以便于擴(kuò)大生產(chǎn)，進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提高生產(chǎn)效率。因此，研究總產(chǎn)出中資本份額的變化趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)特征，有利于了解一個(gè)經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。本文以吉林省1978年到2010年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，研究吉林省資本收入份額的動(dòng)態(tài)變化特征及其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

二、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說(shuō)明

為了研究吉林省資本收入份額的變動(dòng)情況，假設(shè)吉林省生產(chǎn)技術(shù)符合CD生產(chǎn)函數(shù)，形如：Y=AKαLβ，其中Y為吉林省總產(chǎn)出，K和L分別為吉林省資本和勞動(dòng)投入，A為技術(shù)進(jìn)步，α，β分別為資本和勞動(dòng)的收入份額。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，其中Y為吉林省1978年到2010年各年生產(chǎn)總值，K為固定資產(chǎn)投資及設(shè)備投資的總和，并用價(jià)格指數(shù)對(duì)Y和K進(jìn)行平減，以1978年為基期。L為全省從業(yè)人員數(shù)量。

三、實(shí)證分析

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

㏒Y=㏒A+sv·㏒K+β·㏒L+ε svt=C1+C2·svt-1+ut 把數(shù)據(jù)代入方程中，用Eviews軟件計(jì)算得到如下方程

㏒Y=-1.58+sv·㏒K+0.74㏒L （1） （-13.83）*** （52.42）*** （29.91）***

Svt=0.17+0.57 svt-1 （2）

（1.52） （2.06**）

從計(jì)算結(jié)果看，方程（1）中回歸系數(shù)都在1%水平上顯著，其中勞動(dòng)收入份額相對(duì)較高，達(dá)到了0.74，高于全國(guó)水平。狀態(tài)方程中，常數(shù)項(xiàng)不顯著，但自回歸系數(shù)顯著，根據(jù)估計(jì)結(jié)果得到各年資本收入份額值，其均值為0.3966。吉林省資本收入份額并不具有明顯趨勢(shì)，而是表現(xiàn)出圍繞均值上下波動(dòng)特點(diǎn)，但沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的周期性。最低值出現(xiàn)在1983年，在1999年到2005年間保持最高水平。在1978年到1983年間，資本收入份額表現(xiàn)為下降趨勢(shì)，隨后14年間雖然表現(xiàn)出M型波動(dòng)，但是波動(dòng)幅度明顯減少，顯示出惰性。而1997年之后表現(xiàn)出大幅增長(zhǎng)趨勢(shì)，且保持了近8年時(shí)間，但是從2004年之后出現(xiàn)迅速下降趨勢(shì)并且逼近到樣本期間的最低值。

從理論上分析，資本收入份額直接影響投資，進(jìn)而將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響。為了探究資本收入份額和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，把吉林省不變價(jià)環(huán)比GDP增速g和資本收入份額a繪制到同一張圖中進(jìn)行比較，見(jiàn)圖1。

從圖1可以發(fā)現(xiàn)，GDP增速與資本收入份額的關(guān)系大致可以分為兩個(gè)階段，在1996年之前，兩者表現(xiàn)出了大致相同的變化趨勢(shì)，基本上表現(xiàn)為“M”型，但GDP增速變動(dòng)的幅度大于資本份額的變動(dòng)。而在1994年、1995年、1996年三點(diǎn)幾乎在圖像上重合，說(shuō)明在這三年中資本收入份額和GDP動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)一致，1997年之后，GDP增長(zhǎng)和資本收入份額的變動(dòng)開(kāi)始背離，并且偏離程度越來(lái)越大，資本收入份額達(dá)到了數(shù)值最高時(shí)期，形成倒“U”型，而GDP增速進(jìn)入到了相對(duì)平穩(wěn)時(shí)期。之后資本收入份額開(kāi)始出現(xiàn)下降趨勢(shì)，并且向GDP增長(zhǎng)曲線方向收斂。從圖形上看，二者交叉后各自延續(xù)發(fā)展趨勢(shì)，形成剪刀差狀。可以看出當(dāng)資本收入份額出現(xiàn)下降趨勢(shì)之后，GDP增長(zhǎng)也進(jìn)入了下降階段。由此我們可以推斷，資本收入份額的變動(dòng)將影響經(jīng)濟(jì)增速，而且較高的資本收入份額將使經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)步的增長(zhǎng)，若資本收入份額下降，經(jīng)濟(jì)增速也必將放緩。

四、結(jié)論及政策建議

通過(guò)本文研究發(fā)現(xiàn)，吉林省資本收入份額基本穩(wěn)定，并不存在明顯的增長(zhǎng)或是下降趨勢(shì)。將資本收入份額變動(dòng)趨勢(shì)和GDP增長(zhǎng)趨勢(shì)結(jié)合研究發(fā)現(xiàn)，資本收入份額波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增速變動(dòng)近似一致，但在不同樣本區(qū)間表現(xiàn)為不同的趨勢(shì)關(guān)系。可見(jiàn)，穩(wěn)定資本收入份額是保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定可持續(xù)性發(fā)展的一個(gè)重要途徑。投資驅(qū)動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要來(lái)源，保持合理和穩(wěn)定的資本收入份額才能確保投資的積極性。為了能夠促進(jìn)吉林省經(jīng)濟(jì)可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，應(yīng)積極努力保持穩(wěn)定且較高的資本收入份額，加大對(duì)新設(shè)備和新技術(shù)的投資，并通過(guò)技術(shù)引進(jìn)和技術(shù)創(chuàng)新，提高資本使用效率。同時(shí)加快經(jīng)濟(jì)改革和市場(chǎng)化步伐，大力提高生產(chǎn)率。并且較高的資本收入份額也會(huì)提高經(jīng)濟(jì)增速，形成經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)，使經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定健康的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]白崇恩，錢(qián)震杰. 我國(guó)資本收入份額影響因素及變化原因分析——基于省際面板數(shù)據(jù)的研究[J]. 清華大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2013（4）

[2]李清華. 中國(guó)勞動(dòng)收入份額的國(guó)際比較研究[J]. 當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2013（3）

[3]錢(qián)志遠(yuǎn). 國(guó)民收入中勞動(dòng)收入份額降低的原因及其影響[J] . 商業(yè)時(shí)代，2012（25）

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篇(6)

【關(guān)鍵詞】 ARIMA 工業(yè)總產(chǎn)值 時(shí)間序列 預(yù)測(cè)

一、引言

自1978年改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)一直保持超高速增長(zhǎng)，實(shí)際人均GDP年平均增長(zhǎng)率達(dá)到9.0%，被世界譽(yù)為“中國(guó)奇跡”（林毅夫等，1994）。而自2008年國(guó)際金融危機(jī)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)不免也受到國(guó)際整體經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響，增長(zhǎng)速度有所下滑，至2012年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率甚至首次低于8%（7.5%）。而在同一時(shí)期，天津經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻逆勢(shì)上揚(yáng)，一直保持強(qiáng)勁勢(shì)頭，維持在高于15%的水平，遠(yuǎn)超過(guò)全國(guó)平均水平，近幾年其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率連續(xù)實(shí)現(xiàn)全國(guó)各省市第一名。

是什么因素助推天津的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呢？我們進(jìn)一步把整體經(jīng)濟(jì)按照三個(gè)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行劃分，分析相關(guān)數(shù)據(jù)可知天津的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中工業(yè)所占比例很高，接近50%，而且這其中重工業(yè)的比例超過(guò)80%。既然工業(yè)對(duì)于天津整體經(jīng)濟(jì)如此重要，對(duì)其未來(lái)增長(zhǎng)趨勢(shì)進(jìn)行分析和預(yù)測(cè)，可為進(jìn)一步制定發(fā)展規(guī)劃提供依據(jù)。然而，我市工業(yè)總產(chǎn)值無(wú)疑要受到多種因素的制約，并且各個(gè)不相同的因素之間又有可能保持著極其復(fù)雜的關(guān)系，因而，運(yùn)用結(jié)構(gòu)性因果模型對(duì)天津市工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行預(yù)測(cè)，一般難以達(dá)到較為理想的預(yù)測(cè)效果。再者，我市工業(yè)總產(chǎn)值序列為非平穩(wěn)時(shí)間序列，對(duì)其進(jìn)行建模擬合和預(yù)測(cè)不宜直接采用自回歸（AR）、移動(dòng)平均（MA）或自回歸移動(dòng)平均（ARMA）模型分析。ARIMA（autoregressive integrated moving average model）是由統(tǒng)計(jì)學(xué)家Box和Jenkins提出的，又被稱為B-J模型（the Box-Jenkins Model），可用于非平穩(wěn)時(shí)間序列預(yù)測(cè)。本文首先分析和整理了我市工業(yè)總產(chǎn)值月度數(shù)據(jù)，進(jìn)一步建立了工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型，最后以此對(duì)我市工業(yè)總產(chǎn)值做出分析與預(yù)測(cè)，并提出相應(yīng)的政策措施。本文所采用的我市工業(yè)總產(chǎn)值的月度數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1997―2013年。原始數(shù)據(jù)（以“億元”為單位的天津市工業(yè)總產(chǎn)值）來(lái)源于天津市統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)，使用分析軟件為STATA12.0。

二、數(shù)據(jù)描述與趨勢(shì)性、季節(jié)性調(diào)整

圖1是我市工業(yè)總產(chǎn)值序列，1997年1月至2013年12月的時(shí)序圖。該圖顯示我市工業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)不斷上漲趨勢(shì)，但波動(dòng)的幅度逐漸加大，并且伴隨有明顯的季節(jié)波動(dòng)。前者預(yù)示著可能有逐漸加大的異方差的存在，后者指出我們?cè)跀?shù)據(jù)建模前應(yīng)對(duì)其進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

按照時(shí)間序列數(shù)據(jù)處理慣例，我們首先計(jì)算經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)值。這樣做的理由是經(jīng)濟(jì)學(xué)家的研究發(fā)現(xiàn)很多經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，具有近似指數(shù)的增長(zhǎng)速度，即時(shí)間序列長(zhǎng)期而言趨向于平均每年以一定的百分率增長(zhǎng)，如果這樣的話，時(shí)間序列的對(duì)數(shù)就有近似于線性的增長(zhǎng)速度。另一個(gè)理由是，許多時(shí)間序列數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差近似于其水平成比例，即標(biāo)準(zhǔn)差可以使用時(shí)間序列水平值的百分率來(lái)表示，這時(shí)時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差近似為常數(shù)（注：變量對(duì)數(shù)的變化近似于變量的比例變化，這一性質(zhì)來(lái)源于Ln函數(shù)的導(dǎo)數(shù)性質(zhì)。）。一般來(lái)說(shuō)，這一處理能在相當(dāng)大的程度上緩解異方差造成的影響。由圖3可見(jiàn)，天津市工業(yè)總產(chǎn)值時(shí)間序列的波動(dòng)已經(jīng)溫和多了，這也表明，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理是有必要的。由于所使用的數(shù)據(jù)是月度數(shù)據(jù)，其不可避免的有月度本身的結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，為了使得月度本身不影響模型結(jié)果，所以我們下面將對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行去除月度特質(zhì)的季節(jié)調(diào)整（注：季節(jié)調(diào)整的原意是對(duì)于季節(jié)數(shù)據(jù)要去除其季節(jié)因素，此處實(shí)際為去除月度結(jié)構(gòu)因素。）。圖4報(bào)告了經(jīng)過(guò)月度的季節(jié)調(diào)整之后的數(shù)據(jù)圖示，可以看出經(jīng)過(guò)處理之后數(shù)據(jù)已經(jīng)基本剔除了月度結(jié)果特征。

三、天津市工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型分析

1、單位根檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)建模的前提是時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，因而，第一步需要對(duì)數(shù)據(jù)做單位根檢驗(yàn)，而不是直接對(duì)數(shù)據(jù)水平量進(jìn)行分析，從而為有關(guān)推論求得更可靠的統(tǒng)計(jì)分析依據(jù)。在對(duì)經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整后的天津市工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)數(shù)值時(shí)間序列和其差分下列給出單位根檢驗(yàn)結(jié)果之后，依據(jù)所報(bào)告的統(tǒng)計(jì)量與其相應(yīng)的臨界值進(jìn)行比較，原數(shù)列很可能存在單位根，即為I（1）時(shí)序數(shù)據(jù)。而對(duì)于差分序列可以明確的拒絕單位根的存在，即為I（0）時(shí)序數(shù)據(jù)。

2、ARIMA模型中p、q的確定

圖4和圖5分別展示了原數(shù)據(jù)序列的自相關(guān)圖和差分以后時(shí)間序列的自相關(guān)圖。圖6和圖7分別展示了原數(shù)據(jù)序列的偏相關(guān)圖和差分以后時(shí)間序列的偏相關(guān)圖。

對(duì)于ARIMA模型的階數(shù)取決于該序列的自回歸函數(shù)（ACF）和偏自回歸函數(shù)（PACF）。我們所用差分序列的AC值和PAC值如下（表2）。

由相關(guān)圖結(jié)合表1中，如果自相關(guān)值（AC）或偏相關(guān)值（PAC）在正、負(fù)2倍的估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差之間，則在顯著水平為5%的情形下與0無(wú)顯著區(qū)別。由此可知序列的P和Q按照最保險(xiǎn)的方式，均取11階即可。至此，我們得到ARIMA模型的（p，i，q）=（11，1，11）。

四、天津市工業(yè)總產(chǎn)值的ARIMA模型預(yù)測(cè)與結(jié)果分析

1、模型預(yù)測(cè)

評(píng)價(jià)一個(gè)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的效果，最重要的指標(biāo)是它的預(yù)測(cè)。圖8中展示了，我們模型的預(yù)測(cè)效果和實(shí)際值之間的差距。以最近的2013年為例，我們具體來(lái)看模型的預(yù)測(cè)力。

在表2中可以看到，模型的預(yù)測(cè)力還是不錯(cuò)的，即使由于今年天津工業(yè)發(fā)展與國(guó)家經(jīng)濟(jì)大勢(shì)不符，我們的簡(jiǎn)單模型還是能預(yù)測(cè)出超過(guò)90%比例的變化。

篇(7)

關(guān)鍵詞：旅游產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；單位根；協(xié)整理論；因果檢驗(yàn)

一、引言縱觀世界各地旅游發(fā)展歷史，不同地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和水平不同、國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略取向不同，旅游產(chǎn)業(yè)具有不同的演進(jìn)發(fā)展路徑。從旅游產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系來(lái)看，基本上可以把旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式歸結(jié)為兩種：一種是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)旅游發(fā)展(economypromotingtourism)模式，簡(jiǎn)稱ept模式，即通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)帶動(dòng)和促進(jìn)國(guó)家(地區(qū))旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的模式；一種是旅游發(fā)展拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(tourismpromotingeconomy)模式，簡(jiǎn)稱tpe模式，即通過(guò)發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)來(lái)拉動(dòng)和促進(jìn)國(guó)家(地區(qū))經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模式。就中國(guó)的情況而言，目前理論界對(duì)ept和tpe兩種旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式尚存較多的爭(zhēng)議，而重慶作為我國(guó)最年輕的直轄市，綜合性強(qiáng)、關(guān)聯(lián)度高、拉動(dòng)作用突出的旅游產(chǎn)業(yè)日益成為重慶市國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快的行業(yè)之一。所以，有必要深入研究重慶市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，進(jìn)而科學(xué)地認(rèn)識(shí)旅游產(chǎn)業(yè)在重慶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的地位與作用。

2010年，重慶市全年共接待海內(nèi)外旅游者1．62億人次，比上年增長(zhǎng)31．54％；旅游總收入917．85億元，比上年增長(zhǎng)30．52％；旅游總收入相當(dāng)于全市生產(chǎn)總值(gdp)的11．76％。與直轄之初的1997年相比，13年來(lái)全市接待海內(nèi)外游客數(shù)量、旅游總收入和旅游總收入相當(dāng)于全市g(shù)dp比重分別增長(zhǎng)8．62倍、l2．49倍和6．97個(gè)百分點(diǎn)。其中，重慶市全年共接待入境旅游者137．02萬(wàn)人次，旅游外匯收入7．o3億美元，分別比上年增長(zhǎng)30．74％和30．9％。與直轄之初的1997年相比，13年來(lái)全市入境游客數(shù)量和旅游外匯收入分別增長(zhǎng)5．25倍、6．66倍。由此可見(jiàn)，研究重慶市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)是一個(gè)極富理論價(jià)值和實(shí)踐意義的課題。

二、文獻(xiàn)綜述

旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系一直是一個(gè)備受爭(zhēng)議的話題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在這一問(wèn)題的認(rèn)識(shí)上始終未能達(dá)成共識(shí)。chi．okoh[】(腳’于韓國(guó)的實(shí)證研究明確表明，韓國(guó)的旅游業(yè)發(fā)展與以gdp為代表的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，二者時(shí)間序列數(shù)據(jù)的granger因果檢驗(yàn)則表明，在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)致了旅游消費(fèi)的增長(zhǎng)。周路[3的研究表明，四川省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游總收入、入境旅游收入之間不僅存在長(zhǎng)期正向均衡關(guān)系，也具有短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系，四川省國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，旅游收入總量增加0．58個(gè)百分點(diǎn)，入境旅游收入增加0．13個(gè)百分點(diǎn)。劉其君¨](的研究結(jié)果表明，江蘇入境旅游發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的正向關(guān)系，并通過(guò)建立誤差修正模型說(shuō)明兩者間存在的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。同時(shí)，granger因果檢驗(yàn)表明，江蘇入境旅游與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者呈互為因果、互相促進(jìn)的關(guān)系。鄧祖濤、陸玉麒j(-97)對(duì)湖北省旅游收入及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游業(yè)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游業(yè)的正向作用明顯強(qiáng)于旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的反向影響。

三、變量選擇說(shuō)明與數(shù)據(jù)的采集和處理(一)變量選擇及其說(shuō)明改革開(kāi)放30多年以來(lái)，重慶旅游業(yè)發(fā)展大致經(jīng)歷了三個(gè)階段。1997年直轄以前，重慶旅游業(yè)發(fā)展經(jīng)歷了“接待型起步”和“事業(yè)型管理”兩個(gè)階段。自1997年重慶設(shè)立為中央直轄市，重慶市旅游業(yè)發(fā)展逐漸步人產(chǎn)業(yè)化推進(jìn)階段。在直轄西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略、“兩市一地”(指原萬(wàn)縣市、涪陵市和黔江地區(qū))并入重慶、三峽工程全面建設(shè)和百萬(wàn)庫(kù)區(qū)移民搬遷等重大事件背景下，新重慶的行政區(qū)劃范圍、城市地位和發(fā)展格局、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展目標(biāo)及定位等均發(fā)生重大變化，給重慶旅游業(yè)帶來(lái)前所未有的發(fā)展機(jī)遇。本文采用1997—2010年共l4年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年重慶市旅游局和重慶統(tǒng)計(jì)局聯(lián)合的《重慶市旅游業(yè)統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，以此來(lái)突顯相關(guān)政策下的重慶市旅游業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

(二)變量的選擇和數(shù)據(jù)的采集與處理這里主要有三個(gè)變量：一是國(guó)內(nèi)旅游總收入(tr)，衡量國(guó)內(nèi)旅游發(fā)展的水平；二是入境旅游收入(ir)，衡量入境旅游發(fā)展的水平；三是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)，衡量重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平】(m’。通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行計(jì)量分析并建立模型，說(shuō)明tr和ir是如何影響gdp以及二者的影響差異。為了避免數(shù)據(jù)序列的劇烈變化，分別對(duì)三組數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，即：lntr、lnir、lngdp，其相應(yīng)的一階差分序列記為dlntr、dlnir、dlngdp。這樣處理可以消除各個(gè)變量之間的異方差性，使變量的變化趨勢(shì)線性化，不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。因文章篇幅所限，1997—2010年重慶市旅游總收入、入境旅游收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)從略。

四、動(dòng)態(tài)計(jì)量分析

為了直觀地觀察變量之間的變化趨勢(shì)，筆者運(yùn)用eviews6．0軟件繪制變量間的時(shí)序圖和一階差分序列圖，可以看出：gdp、tr和ir的三組變量對(duì)數(shù)值lngdp、lntr和lnir的變化趨勢(shì)，其變化特征非常相似，可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢(shì)，即重慶市的gdp、tr、ir都表現(xiàn)出穩(wěn)定快速的增長(zhǎng)趨勢(shì)。為了消除共同趨勢(shì)的影響，對(duì)變量采取差分處理。一階差分序列的變化特征表明，變量gdp和tr的一階差分平穩(wěn)性不高。因此，繼續(xù)對(duì)變量進(jìn)行二階差分處理。二階差分序列變化特征表明：變量的二階差分具有平穩(wěn)性，其可能是平穩(wěn)序列，進(jìn)而進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

(一)變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于本文所選的分析變量是宏觀經(jīng)濟(jì)的變量，這種變量的時(shí)間序列通常情況下都是不平穩(wěn)的，隨著時(shí)間的位移而持續(xù)增長(zhǎng)，也就是說(shuō)有一種長(zhǎng)期趨勢(shì)的特征。

檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量的adf值與1％、5％和10％臨界值的大小比較，lngdp、lntr在10％的置信水平上都接受原假設(shè)，可以認(rèn)為是不平穩(wěn)序列；而lnir在1％的置信水平上同樣接受原假設(shè)，為不平穩(wěn)序列。lngdp、lntr的adf檢驗(yàn)值大于各自的臨界值，說(shuō)明他們的一階差分序列是不平穩(wěn)序列，需要進(jìn)行二階差分；而lnir的一階差分序列是一個(gè)平穩(wěn)序列。lngdp、lntr的二階差分序列是平穩(wěn)序列。因此，接下來(lái)可以對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(二)各變量間的協(xié)整分析

由單位根檢驗(yàn)可知：lnir為一階單整變量，lngdp、lntr為二階單整變量，他們之間應(yīng)該存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即gdp、tr、ir之間應(yīng)該存在一個(gè)長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，可以進(jìn)行變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)。本文運(yùn)用eg檢驗(yàn)法，eg檢驗(yàn)是建立在兩變量之間是同階單整基礎(chǔ)上的，如(1)式則用ols法估計(jì)長(zhǎng)期均衡方程(稱為協(xié)回歸方程)：yl=+盧i+g2z+占。(1)將殘差e。用作為均衡誤差s的估計(jì)值，用adf檢驗(yàn)測(cè)定e的單整性。如果e。為平穩(wěn)序列，則認(rèn)為變量之間是(1，1)階協(xié)整；如果e．為一階單整，則認(rèn)為變量為(2，1)階協(xié)整。由于殘差e。的均值為0，所以在對(duì)其進(jìn)行adf檢驗(yàn)時(shí)，應(yīng)該選擇沒(méi)有截距項(xiàng)的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。現(xiàn)對(duì)e。進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果的表達(dá)形式為：lngdp=4．399856+0．541809lntr+0．198351}lnirt(9．688225)(2．685068)(0．777850)r=0．929767dw=0．670440上述方程表明：重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國(guó)民收入之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，國(guó)民經(jīng)濟(jì)增加1個(gè)百分點(diǎn)，旅游總收入增加0．54個(gè)百分點(diǎn)，入境收入就會(huì)增加0．198個(gè)百分點(diǎn)。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知e．是平穩(wěn)的，因此lngdp、lntr、lnir之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，即重慶市旅游收入、入境旅游收入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。這樣就可以建立lngdp與lntr和lnir之間的誤差修正模型ecm。

(三)emc修正模型

d(lnir)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，現(xiàn)在去掉此序列，重新回歸，ecm模型標(biāo)準(zhǔn)格式回歸結(jié)果如下：lngdp=0．612190}d(lntr)一0．361554}et(一1)t(4．239910)(一2．119883)r2=0．532946dw=2．014152方程的回歸系數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，反映了變量間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：長(zhǎng)期均衡經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的短期波動(dòng)對(duì)其影響不顯著，當(dāng)經(jīng)濟(jì)變化超過(guò)均衡水平時(shí)，短期波動(dòng)將促使其向均衡水平趨近，調(diào)整幅度為0．36％。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)量受滯后1期的旅游總收入的影響，即重慶旅游總收入的增長(zhǎng)有導(dǎo)致重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)，其比例為61．22％。模型中r=0．532946，也就是說(shuō)各變量的變化僅能解釋經(jīng)濟(jì)變化的53．29％，說(shuō)明影響重慶經(jīng)濟(jì)變化的因素是多種的，其他因素在模型中沒(méi)有反映出來(lái)，如進(jìn)出口貿(mào)易等。

(四)granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

利用granger因果關(guān)系來(lái)檢驗(yàn)自然對(duì)數(shù)化以后的數(shù)據(jù)，以此考察重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游總收入以及入境旅游收入之間的因果關(guān)系。

granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，在滯后長(zhǎng)度為1和2的情況下，除了重慶市的旅游入境收入不是引起旅游總收入增長(zhǎng)granger原因之外，lngdp和i_~tr之間存在雙向因果關(guān)系，lngdp和lnir之間也存在雙向因果關(guān)系，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)旅游總收入起到了刺激與推動(dòng)作用，重慶市經(jīng)濟(jì)的繁榮帶動(dòng)了國(guó)際旅游業(yè)的發(fā)展。在滯后長(zhǎng)度為3的情況下，gdp和tit之間仍然互為因果關(guān)系；在滯后長(zhǎng)度為3和4的情況下，接受lnir不是引起lngdp原因的零假設(shè)，也接受lnir不是引起lngdp原因的零假設(shè)。同時(shí)，lntr和lnir之間不存在雙向因果關(guān)系。

五、結(jié)論

協(xié)整檢驗(yàn)表明：重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國(guó)民收入之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，旅游總收人增加0．54個(gè)百分點(diǎn)，入境收入增加0．198個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)增加1個(gè)百分點(diǎn)。

修正誤差模型檢驗(yàn)表明：在短期內(nèi)當(dāng)波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以0．532946的調(diào)整速度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。即是說(shuō)，重慶市的旅游收入、入境旅游收入和國(guó)民收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

granger因果關(guān)系檢驗(yàn)：在滯后長(zhǎng)度為1和2的情況下，重慶市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游總收入和入境旅游收入之間都存在雙向因果關(guān)系。因而，重慶市可以采取有力措施促進(jìn)旅游業(yè)的發(fā)展，從而提高旅游業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度。但是在滯后長(zhǎng)度為3和4的情況下，入境旅游收入對(duì)重慶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及旅游總收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率不大。

自1997年重慶市直轄以來(lái)，重慶市的旅游業(yè)發(fā)展有了明顯提速，但與某些省份相比還存在差距，需要通過(guò)加大旅游業(yè)的宣傳力度，創(chuàng)造更多吸引旅游者的條件來(lái)縮小差距。重慶旅游業(yè)的發(fā)展要以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為基礎(chǔ)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也能帶動(dòng)旅游業(yè)的發(fā)展。就目前來(lái)看，重慶入境旅游收入占國(guó)民經(jīng)濟(jì)收入的份額以及重慶旅游總收入的份額相對(duì)較小，重慶的旅游業(yè)還局限于國(guó)內(nèi)旅游。加強(qiáng)旅游景區(qū)相關(guān)設(shè)施建設(shè)、提高旅游產(chǎn)品質(zhì)量與旅游接待水平、吸引外國(guó)游客入境旅游，成為重慶市大力發(fā)展旅游業(yè)的首要任務(wù)。