序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經濟增長的持久動力范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

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關鍵詞：經濟增長 要素投入 建議

當今世界，各國都在大力發展經濟，并且依靠經濟的飛速發展來帶動整個國家綜合國力的提升。然而，要實現經濟的快速持久增長，就必須在影響和制約經濟增長的各因素方面加大投入。一般而言，推動經濟增長的因素很多，諸如生產要素的投入、科學技術的進步、勞動資本的投入以及勞動者素質的提高等等。隨著全球化、市場化和信息化的進一步發展，知識和科技在推動經濟增長方面所起的作用越來越大。而就知識和科技而言，又都屬于生產要素的重要組成部分，因此，要實現經濟的快速持久發展，就必須加大在生產要素方面的投入。然而，生產要素以及其他一些影響經濟增長的因素對經濟增長的貢獻還在很大程度上反應和制約著一個經濟體的經濟增長方式。就現在的經濟增長而言，單純依靠生產要素或其他要素來實現經濟增長的時代已經一去不復返了，經濟的快速持久發展，必須依賴各種要素的共同作用。

對于影響經濟增長的主要因素——生產要素而言，必須要擺脫以前那種單純的增加生產要素投入就能促進經濟快速持久增長的觀念。傳統而言，我們對生產要素的定義理解為：所謂生產要素指的是社會生產經營活動時所需要的各種社會資源，這些社會資源是維系一個經濟體國民經濟運行以及市場主體在生產經營過程中所必須具備的各種基本要素。就學理意義而言，生產要素則是經濟學中的一個基本范疇。按照西方現代經濟學的界定，一般而言，生產要素包括四方面的內容，即勞動力、土地、資本以及企業家。長期以來，國外學術界對生產要素在經濟增長中所起的作用進行了廣泛的研究，也已經取得了豐碩的成果。就我國而言，許多學者也從不同的角度采用不同的方法對這一問題進行了大量的實證研究，取得了許多可喜的成績。在本文中，筆者將采用經濟合作與發展組織所推薦的經濟增長核算方法，來對我國近十幾年來經濟增長過程中生產要素所起的作用進行估算研究，并且著重分析研究生產要素投入、科學技術進步在經濟增長中所起到的作用，并進而分析前面兩個方面與后者之間的關系。

一、估算方法

在經濟增長過程中估算要素對其的貢獻，就必須有一個可以比對的經濟增長核算方法。就經濟增長核算方法而言，最為知名的莫過于被譽為“經濟增長原因之父”的美國經濟學家丹尼爾森的經濟增長核算方法。丹尼爾森將影響經濟增長的因素歸結為七個方面，分別是就業人數及其性別年齡結構、勞動時間、教育年限及教育水平、資本存量、資源配置狀態、規模經濟以及知識進展。在這七種因素中，他進一步認為知識進步是影響經濟增長最重要的原因，而勞動力教育水平則是影響經濟增長的最為基本的要素。經濟合作與發展組織每年也會根據經濟增長核算方法來公布其成員國的各種生產率數據。因此，采用經濟增長核算方法這一國際通用的方法來對我國的要素生產率進行核算與比較就會更具科學性，并且也在與其他國家相互比較中也更具可比性。在本文所采用的估算方法中，筆者主要采用的是超越對數生產函數形式的方法。

具體方法是：

假設經濟增長的總量生產函數為H，那么就可以將經濟增長的增加值表示為各類資本投入、勞動投入和時間的函數。運用公式表示，即為Q=H（k1，k2，L kn；l1，l2，L lm；T）（1），在這一公式中，Q表示經濟增長的增加值，k1，k2以及L kn分別表示不同種類的資本投入，而l1，l2和L lm則分別表示不同種類的勞動投入，T用來表示時間。

假設經濟增長中各種類型的資本投入和勞動投入可以加總為單一的資本投入和勞動投入指數，并且用A來表示全要素生產率，則生產函數就可以用公式表示為：Q=AF（K，L，T）（2）。

二、估算采用數據說明

在以上對經濟增長因素的分析中，采用了各方面的大量數據，這些數據對于科學、準確、客觀的分析經濟增長中各要素所做出的貢獻起到了很重要的作用。同時，在對各種生產要素的衡量過程中也并不是十分簡單的一件事，而是極為復雜和繁瑣的，并且對這種衡量在不同的學者看來還有許多不盡相同的意見。因此，從這層面上講，對以上估算所采用的數據進行說明就顯得尤為必要。一般而言，衡量經濟增長中的勞動投入最為理想的標準就是標準勞動時間，這也是大多數發達國家普遍采用的測算方法。但是，我國在這方面與之相比還存在很大的差距。當然，隨著我國經濟和社會的不斷發展，有關此類的研究也在不斷地深入和系統化。目前我國在資本投入此類數據的核算和使用上，多采用的是資本存量總額或資本存量凈額來衡量。

綜合考慮到國內在此類核算方面數據的限制，筆者主要根據《中國統計年鑒》中所收錄的數據對我國1995-2007年的全要素生產率增長率進行估算，并且在此基礎上進一步測算在經濟增長中勞動、資本以及科學技術進步對其的貢獻。在所有的要素以及數據衡量中，筆者更多地采用方便使用的《中國統計年鑒》中收錄的各個年份的各類數據，以此來作為比對衡量的指標。這些數據包括1995-2007年全要素生產率估算結果中的GDP指數、勞動投入指數、資本投入指數、全要素生產率增長率，以及各種要素對經濟增長的貢獻率中的勞動貢獻率、資本貢獻率、全要素生產率貢獻率。

當然，在對各類數據的核算方法的選擇上，筆者還借鑒和吸收了其他的一些資料，比如在對資本投入的相關核算上，就主要根據經濟合作與發展組織在《生產率測算手冊》中推薦使用的方法。采用這種方法來估算和衡量我國資本投入方面的情況。在資本投入方面，主要是界定好資本服務物量指數與資本服務數量變化之間的關系，在勞動力提供勞動服務的同時，進一步分析資本存量在資本服務中所起的作用，并且依此來核算和衡量經濟增長中資本投入對其所起到的作用。

在經濟增長的核算中，投入要素的核算是其中非常重要的一項內容。目前對投入要素中估計要素產出彈性的核算方法主要有兩種：一種是計量經濟學中常用的回歸方法，一種則是收入份額法。兩種相比較，各有其優劣之處。回歸方法是對各類數據進行分析的一種常用方法，同時也是利用統計學原理描述隨機變量間相關關系的一種重要方法。在投入要素核算中運用回歸分析的方法，一般來講運用起來極為簡便直接，但是這種方法也存在著很大的缺點，即需要在進行數據核算分析中假設投入要素的產出彈性為一個常數。然而，經濟的增長本身就存在著很大的變量，因此在設定要素產出彈性為一個常數的時候，就已經對準確核算這些數據產生了極大的局限。也正是從這個層面上講，回歸分析方法在要素核算中存在著不可避免的局限性，從而影響到準確核算數據的得出。同樣，雖然收入份額法不用將要素的產出彈性假定為一個常數，但是這種方法卻仍要在核算中存在完全的競爭市場以及經濟增長過程中不變的規模收益。這些同樣會影響到最終核算數據的準確度和科學性，所以我們要進行系統全面的統計核算。

通過對資本、技術等要素的估計與核算，我們會發現單靠要素的大量投入已經無法支撐起我國經濟的快速持久增長，因此就必須要轉變經濟發展的模式，通過技術進步來促進產業結構的升級、勞動生產率的提高以及經濟增長質量的提升。同時，在今后的經濟發展中，還必須處理好環境、資源與經濟發展的關系，變以往的粗放式增長為集約式增長，在實現當前發展的同時為今后更為持久的發展積攢后勁和動力。

參考文獻：

[1]李京文，D.喬根森，鄭友敬，黑田昌裕等.生產率與中美日經濟增長研究[M].北京：中國社會科學出版社，1993.

[2]鄭玉歆.全要素生產率的測度及經濟增長方式的”階段性”規律—由東亞經濟增長方式的爭論談起[J].經濟研究，1999，（5）.

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1.生產總值構成變動分析。最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口是經濟增長的拉動力，同時是計算支出法生產總值的三要素,其中最終消費一直在我國生產總值中所占比重最大，在經濟增長中貢獻率最大。1978年甘肅省生產總值為64.73億元， 2007年為2702.40億元;消費率1978年為66.62％，2007年為59.78％,說明最終消費是拉動經濟增長的最重要動力，因此實證分析甘肅省居民消費變動及其對經濟影響作用有一定實際意義。

2．最終消費情況分析。最終消費由居民消費和政府消費兩部分組成，甘肅省最終消費支出1978年為43.12億元，2007年為1615.37億元。根據《甘肅統計年鑒》數據計算居民消費支出一直占據最終消費支出大部分的比例，穩定在70％以上。

3.甘肅省最終消費對經濟增長貢獻率。消費貢獻率(消費拉動率)通常指在經濟增長率中消費需求拉動所占的份額,計算甘肅省最終消費貢獻率在2002年至2007年間分別為63.99%、55.38%、63.81%、69.24%、49.67%、53.44%，可以看出最終消費對經濟增長的貢獻率并不穩定，其原因是經濟增長更容易受資本形成總額、貨物和服務凈出口政策要素影響。

二、甘肅省城鄉居民消費結構變動分析

1．農村居民消費支出變動分析。消費結構指各類消費支出在總消費中所占的比例，消費結構能夠反應出居民的生活水平，甘肅農村居民從1993年到1999年將支出主要用于食品消費，說明農村居民生活水平處于貧困和溫飽狀態;從2000年開始消費支出比例小于0.5，生活水平有所提高。醫療、交通通訊、教育、居住是衡量居民生活水平的重要標志，相關數據變動說明甘肅省農村居民消費結構逐漸優化，農村居民生活水平逐步提高。

2.城鎮居民消費支出變動分析。恩格爾系數從1993年的0.51總體上保持下降趨勢，到2007年的0.36，食品消費支出已不在占據消費支出的一半比例。說明城鎮居民的生活水平的提高，城鎮居民生活水平到達小康階段，醫療保健、交通通訊、娛樂文教、居住方面的支出比例都相應有所增加，表明城鎮居民的生活質量逐步提高，消費結構不斷優化。

3.城鄉居民消費結構變動度分析。消費結構變動度，是分析消費結構變化程度的指標，計算公式為：

在1996年～2000年期間，甘肅省農村居民消費結構變動度為9.00％，城鎮居民消費結構變動度為6.26％。在2001年～2006年期間甘肅省農村居民消費結構變動度為2.22％，城鎮居民消費結構變動度為3.27％。

在1996年～2000年期間，城鄉居民消費結構變動非常顯著，其中食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次;2001年～2006年期間，城鄉居民消費結構經過劇烈變動后，明顯趨于緩和變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大；醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

三、甘肅省城鄉居民消費函數分析

本文采用持久收入消費函數。具體模型:Ct=α0+α1Yp+α2Yz+ε

其中Ct為現期消費;Yp和Yz表示持久收入和暫時收入。系數α1和α2分別是持久收入和暫時收入的邊際消費傾向。根據《甘肅年鑒》統計資料，對模型進行回歸擬和，分別得甘肅省城鄉居民消費函數(1）、（2）。

農村居民消費函數Ct=0.258+0.721Yp+1.737Yz （1）

（0.002）（8.237）（2.469）

R2=0.873 D.W.=1.212 F=34.461

城鎮居民消費函數Ct=87.934+0.789Yp+0.873Yz （2）

（1.095）（40.793）（3.908）

R2=0.997 D.W.=1.91F=1878.984

從方程中可看出，農村居民每增加1元持久收入，有0.72元用于消費；每增加1元暫時收入，有1.74元用于消費。既增加了暫時收入，不僅要將暫時收入全部用于消費，同時還要拿出儲蓄來消費。城鎮居民每增加1元持久收入，有0.79元用于消費；每增加1元暫時收入，有0.87元用于消費。

四、簡要結論

1．經濟增長與城鄉居民的收入和消費之間有直接的影響。經濟增長越快，收入增加越高，消費也會隨著增加。但是，在投資、出口和消費等三要素當中,消費對經濟增長的貢獻率最高，一般都在70%左右,說明拉動消費仍然是甘肅省經濟發展的主要動力。

2.隨著經濟的增長、收入提高，居民生活水平提高，消費結構出現重要變動傾向。在城鄉居民的消費結構變動當中，食品支出消費對消費結構的變動影響最大，交通通訊的影響其次，特別是自從2001年以來，城鄉居民的消費結構劇烈變動，居住消費支出對城鎮居民消費結構變動影響最大。另外，醫療、文教消費是影響消費結構變動的又一重要因素。

3.為了鞏固消費對經濟發展的貢獻率，我們建議：一是加快發展城鄉經濟，保證固定資產的投資速度，使投資增長不要出現大起大落;二是進一步開發農民能夠穩定增加收入的就業渠道和途徑，如非農產業收入、轉移性就業收入、農業產業化收入等；三是對于城市居民來講，要把創造更多的就業崗位和機會作為重點，用擴大就業保證收入，用收入增加保證消費；四是對于城鄉居民的消費結構進行一定的引導，努力改善城鄉居民住房、醫療、教育、保障等關鍵性問題。

參考文獻：

[1]彭勁松:重慶市經濟增長中消費與投資貢獻度分析[J].重慶大學學報（社會科學版），2004，（4）；7～10

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關鍵詞：FDI；經濟增長；相互影響

中圖分類號：F83文獻標識碼：A

近年來，中國經濟一直保持高速增長的勢頭。經濟增長需要資本、技術等要素的大量投入，外商直接投資（FDI）作為獲取這些要素的重要方式，發揮著日益重大的作用。

一、國外學者的相關理論基礎

傳統的關于FDI與經濟發展關系的理論是基于Chenery和Adelman提出的通過外國資本彌補國內資金短缺的雙缺口模型。該模型為發展中國家利用外國直接投資彌補資金短缺來發展經濟奠定了理論基礎。如果東道國存在儲蓄不足和外匯短缺，則FDI的流入就可以刺激經濟增長。

FDI作為經濟增長的動力之一，在經濟學界雖然有多種思考方法，但歸結起來無非沿襲兩種理論：一是Solow倡導的新古典經濟增長理論；二是Harrod、Kaldor、Thirlwall等人所代表的后凱恩斯學派的理論。新古典經濟增長模型在完全競爭均衡條件下強調，經濟的長期均衡增長率來源于勞動增長率和技術進步。外國直接投資增加經濟增長的途徑只有通過外生的技術沖擊。

后凱恩斯學派的理論以凱恩斯“有效需求”理論為基礎，考察一個國家的收入在長期內保持穩定增長的經濟增長問題。哈羅德經濟增長模型指出投資的增長將導致經濟的增長。也就是說，經濟的增長需要投資品，這種投資品既可以出自國內又可以來自國外，其中FDI就是實現經濟增長的有效途徑，通過進口外國的投資品，實現經濟增長，加速本國資本的形成。Pwrris和Schmitz提出，FDI可以提高東道國出口產品的效率，帶動本國出口，刺激本國進口，對國際貿易有促進作用。一方面它作為私人投資的一部分，將推動社會總投資需求的增長；另一方面雖然其與貿易有著顯著的替代效應，但是它同樣也具有貿易創造和市場擴張效應，影響東道國的出口績效。因此，FDI通過投資乘數和貿易乘數的作用，可以引起收入和消費的成倍增加，拉動東道國的經濟增長。

諾貝爾經濟學獎得主阿羅在1962年發表的《干中學的經濟含義》中提出，在生產過程中邊干邊學積累的經驗也是一種要素投入。20世紀八十年代中期，羅默繼承了阿羅的研究思想，用技術外部性理論來解釋經濟增長，把知識作為一個要素引入模型，提出技術變革或創新是知識積累的產物，知識積累才是經濟長期增長的原動力。羅默的貢獻在于從知識天生具有的“外部溢出性”來說明為什么以知識作為要素投入的生產函數會有規模報酬遞增的性質。他認為，一國知識存量越大，各專業知識之間交流與溝通越便利；而新知識、新技術出現越快，知識的全社會勞動生產率就越高。先發國家所以形成“先發優勢”，根本原因就在于此；而后發國家可以從先發國家先進技術“外部擴散”中獲取巨大收益，形成“后發優勢”。

“干中學”和“知識外溢”觀念的引入為內生增長理論的產生與發展奠定了堅實的基礎，形成了內生增長理論的主流。巴格瓦迪認為，FDI作為國內總資本的一部分對本國經濟總量有重要影響。因為它的增加在質量上區別于國內資本，有著更高的效率，隱含更多技術。因此，FDI被公認為發展中國家知識和技術增長的主要源泉。由于它能夠傳遞生產知識和管理技術，使得其具有一個區別于其他形式的利用外資的顯著特點，外部性或外溢效果也被認為是外商直接投資給東道國帶來的主要好處。然而，技術進步對發展中國家經濟增長的貢獻只占經濟增長的很小部分，這是發展中國家與發達國家存在巨大的初始人力資本差異造成的。發展中國家R&D投資受發達國家的外部效果限制，因為后者出口技術密集型產品，而前者出口非技術密集型產品，差異可以通過FDI消除。發達國家通過R&D，不斷創新并積累、應用并擴散知識與技術，已形成了以知識為基礎的“知識經濟”，獲得了先發優勢和先發利益；而發達國家的新知識可以通過FDI向發展中國家轉移。另外，外資企業技術稟賦的優越性，可以迫使本國企業投資于學習和創新，以保持其在競爭中的有利地位。反過來，本國企業競爭力的增強又迫使外資企業帶來更先進的技術和知識。因此，FDI隱含的技能和技術提高了本國資本存量的邊際生產力，加速了經濟增長。

二、國內學者研究現狀

我國國內的很多學者也就FDI與經濟增長的關系進行過理論與實證分析。

賀紅波、屠新曙首先采用ADF方法對時間序列進行單位根檢驗，然后運用MWALD方法進行非平穩變量的Granger因果檢驗，接著運用兩變量的EG方法進行協整檢驗，發現GDP與FDI之間存在長期穩定均衡的關系。二者的研究最終得出了以下結論：一方面中國經濟發展水平與外國直接投資量的大小成正相關關系，外商直接投資對GDP的增長具有重要的貢獻作用，平均一個單位的外商直接投資的增加能拉動大約48個單位的GDP的增加；另一方面GDP不是FDI的Granger原因，表明中國經濟的增長不是吸引外商直接投資的原因，FDI進入中國最看重的是我國豐富廉價的勞動力資源和礦產資源，而非我國的高經濟增長率。

張國紅認為，FDI對經濟增長具有良性傳導機制。針對中國內地的28個省、自治區和直轄市（海南、重慶、除外）1984～2002年的相關數據，實證研究FDI對中國經濟增長的影響。在計量方法方面，采用Panel Data模型從橫向與縱向兩個方面進行研究，在回歸過程中主要采用不相關回歸方法（SUR），證明了FDI與區域經濟增長呈正相關關系，即外商直接投資對中國經濟發展存在促進作用。

吳超根據1978～2002年的統計數據，采用平穩性檢驗與協整檢驗的方法，得出以下幾個結論：雖然我國的GDP和FDI時間序列都是非平穩序列，但兩者之間的線性組合卻是平穩的，也即兩者之間存在長期均衡關系；長期均衡關系對GDP和FDI的影響都是顯著的。也就是說，兩者之間存在長期互相影響的關系。FDI的引入促進了中國經濟增長，同時中國經濟增長又反過來促進FDI流入中國。但兩者影響程度不同，中國經濟增長對外國直接投資的影響大于FDI對中國經濟增長的影響；短期內GDP是FDI增長的原因，而FDI卻不是GDP增長的原因。這也說明，我國在引進外資的政策上應該采用長期政策而非短期政策，才能夠保證外資對中國經濟增長起到持久的效果。

葉莉、郭繼鳴從內生技術進步層面來探討FDI與經濟增長之間的關系。運用內生增長理論模型，建立了新的生產函數和增長方程，同時選取了改革開放后幾個典型年份中國利用外資的數據，分析得出FDI對中國經濟效率的提高和經濟增長所起的作用是至關重要的，即它可以通過技術進步效應影響經濟增長。該研究認為，通過技術引進、技術模仿以及各種其他途徑學習發達國家的先進技術，是促進我國技術進步和經濟增長的有效途徑。在一個較長的時期內，我國的科學技術水平與國際先進水平將存在一定的差距，為了盡快縮小差距，我國現階段不僅應注意吸引外資，更應注重對外技術交流和發展對外技術合作。

王志鵬、李子奈根據內生經濟增長理論中知識與技術的外溢性等特征，構建了一個新的考慮FDI外溢效應的準內生經濟增長模型。該模型表明東道國的長期經濟增長取決于國外資本與國內資本的比例，FDI對經濟增長的作用具有鮮明的人力資本特征，各地區必須跨越一定的人力資本門檻才能從FDI中獲益。同時，FDI對全要素生產率增長的貢獻彈性大于國際貿易的貢獻彈性。

馮躍應用投資依存度國際比較及計量經濟模型，分析了FDI與一國經濟總體規模的內在聯系及其與一國全要素生產率增長的關系。結果顯示，世界主要投資國的對外投資與其GNP之間存在較強的正相關關系，并推動其經濟增長。

王成岐、張建華、安輝運用計量模型考察了影響中國引入FDI與經濟增長之間相關關系的諸種因素。他們發現，無論在全國還是各省區分組的層次上，東道主的經濟技術水平和政策因素均強烈地影響FDI與經濟增長之間的關系。在經濟發達地區，FDI對于經濟增長的影響更強烈；企業間的競爭最為激烈時，FDI對于經濟增長的作用能夠得到最大限度的實現。地方政府應該且有能力采取措施最大限度地發揮FDI對經濟增長的作用。市場化改革作為一種“一般性”的政策優化了經濟增長的環境；FDI作為這種政策的一種體現，在發達地區對經濟增長發揮了重要作用。

三、評價

通過以上對國內外關于FDI與經濟增長之間關系的理論與實證研究綜述來看，內生經濟增長理論成為了眾多學者進行研究的理論基礎。由于該理論將技術作為內生變量，強調了其對經濟增長的重要貢獻作用，這在世界范圍內各國經濟發展的實踐中也得到了驗證。當今國際上發達的國家，大多都是技術密集型產品的出口國。他們依賴其強大的技術創新能力，通過生產高新技術產品以及該類產品的高附加值等特點，在世界市場中正占有越來越多的利益份額。我國倡導建立創新型國家的目標，正是由于看到了知識與技術的重要性。我們一直說我國的經濟結構要調整，所謂的更優化的經濟結構很重要的一個方面就是提高科技對經濟增長的貢獻率，通過引進外資這種途徑，獲取發達國家先進的技術、管理經驗等超越資本本身的高等要素，從而提升我國的工業化水平，使我國更早地進入依靠技術發展起來的發達國家的行列。

另外，以上學者的研究中都認為FDI是經濟增長的重要影響因素之一，而關于后者對前者的作用則有不同的評價標準與鑒定結果。筆者更同意的是吳超學者的觀點，即中國經濟增長對外國直接投資的影響大于外國直接投資對中國經濟增長的影響，我們應當采取長期而非短期的政策來使得外商直接投資對中國經濟增長起到持久的作用效果。而對于賀紅波、屠新曙所認為的外商直接投資看重的是中國豐富而低廉的勞動力而非高經濟增長率的觀點筆者則持質疑的觀點。世界上有很多落后的國家或地區有著低廉勞動力的優勢，但他們并沒有成為外商直接投資的目標國。原因就在于這些國家并沒有實現國內經濟的快速穩定增長，資本具有趨利性，外商選擇目標國的一個很重要的指標就是看他所選擇投資的國家或地區經濟增長狀況如何，未來的發展潛力多大，低廉勞動力僅僅是吸引外資在成本方面的優勢之一，卻不能成為決定或是重要原因。僅以中國國內地區間吸引外資來看，西部相比東部有著更為廉價的勞動力，可是外商直接投資卻一直集中在東部等經濟增長快速的地區，并且這種趨勢正越來越明顯。東部吸引的外資越來越多，而中西部等落后地區卻相反。雖然這不能僅僅歸結于經濟增長一個因素的影響，但它絕對是一個重要的因素。

四、結論

FDI與經濟增長之間相互影響。一國經濟發展水平越高，經濟增長越健康快速，它所吸引的外商直接投資就越多。反過來說，外商直接投資的增多對東道國的經濟增長也會帶來良好的促進作用。但是我們不應只注重引進的外資數目的多少，更要注重其質量，充分利用引資過程中知識的外溢性特征，使得我們能獲得超越資本以外的更多要素來促進我國經濟的發展。

（作者單位：天津商業大學）

參考文獻：

[1]吳涌超.外商直接投資與中國經濟增長的實證分析[J].財經理論與實踐，2004.5.

[2]葉莉，郭繼鳴.外商直接投資與經濟增長之關系研究[J].現代財經，2004.3.

[3]張國紅.外商直接投資與經濟增長[J].學術交流，2005.7.

[4]王志鵬，李子奈.外商直接投資、外溢效應與內生經濟增長[J].世界經濟文匯，2004.3.

[5]杜江.外國直接投資與中國經濟發展的經驗分析[J].世界經濟.2002.8.

篇(4)

關鍵詞：經濟增長；投資規模；投資效率；VAR模型

中圖分類號：F124.6 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）10-0045-05

一、引言

改革開放以來，中國經濟取得了巨大的成就，經濟持續高速增長、綜合國力和國際影響力迅速提升，形成了具有中國特色的開放型經濟發展模式（王玉華，2011）[1]。中國經濟增長的動力，主要來自外需拉動和投資高速增長。深入剖析中國開放型經濟發展模式，將會發現高投資推動經濟高速增長的特征十分明顯；而高速增長的投資形成巨大的生產力，需要國外需求來彌補國內需求的不足。1978—2011年，中國以年均9.8%的GDP實際增長率成為全球經濟增長率最高的國家。與經濟高增長相伴隨的是投資的迅猛增長，1978—2011年，中國的投資率從38.2%上升至48.3%，年均投資率超過38%，平均投資增長率為17.2%（圖1）。與此同時，世界平均投資水平維持在19%～25%，中國的投資率處于世界的最高水平之列。即便是20世紀60、70年代處于經濟高速發展階段的日本，其平均投資率也僅為35%。

然而，高投資率并沒有帶來投資效率的提高。增量資本產出率（Incremental Capital-Output Ratio，ICOR）是衡量資本投資效率的重要指標。ICOR指資本存量的變動與產出增量的比率，該指標越小，表明資本生產率越高，資本運用也就越有效率。自上個世紀90年代以來，中國經濟在投資率迅速增長的同時，投資效率則總體呈下降趨勢。如圖1、圖2所示，隨著投資率和全社會固定資本投資占GDP比重的上升，增量資本產出率在1990年代后逐漸呈上升趨勢，雖然在進入新世紀后有所下降，但2007年之后又有一定程度的提高。總體而言，投資效率在1990年代后未有顯著提高。

中國經濟發展的實踐表明，高投資率是經濟增長的重要動力。但在投資效率逐漸下降的情況下，中國的“高投資—高增長”模式還能夠持續嗎？本文在向量自回歸模型（VAR）的基礎上，實證研究投資增長、投資效率與經濟增長之間的動態關系，進而分析投資增長和投資效率對經濟增長的貢獻，并在此基礎上提出中國經濟持續增長的政策建議。

二、文獻回顧

中國經濟表現出顯著的“高投資—高增長”特征，許多學者對投資與經濟增長之間的關系進行了研究，認為中國經濟的高速增長主要源于高投資的推動。王小魯（2001）指出，改革20年來，高儲蓄和高投資是推動我國經濟增長的重要因素，資本形成效率的提高對經濟增長有重要貢獻。資本形成率的提高對經濟增長的貢獻比改革開放前上升2.5%，但投資效率還有進一步提高的巨大潛力[2]。武劍（1999）認為，資本形成是推進我國經濟增長的主要動力，而且這一趨勢會逐漸加強，到2010—2020年，資本貢獻度將超過60%[3]。等（2006）通過建立中國經濟增長的綜合因素模型得出結論，資本投入增加是中國經濟增長最主要的源泉，包括結構升級、人力資本效率提高、制度變遷等在內的技術進步的貢獻也較強，勞動投入增加的貢獻相對較弱[4]。

中國經濟“高投資—高增長”是早期經濟增長階段結構轉變的深層次反映，這一階段的經濟發展主要驅動力來自于大規模的投資及生產。經濟增長前沿課題組（2003，2004a，2004b，2005a，2005b）指出，中國的“高儲蓄、高投資和高增長”可以從不同角度進行解釋，是政府推動的城市化和出口導向的工業化過程，同時也是農村剩余勞動力向城市轉移的過程。在剩余勞動力轉移過程中，需要較高的儲蓄率與投資率[5-9]。李揚、殷劍峰（2005）認為剩余勞動力由農業向工業（工業化）、由農村向城市（城市化）、由國有向非國有（市場化）的持續轉移是我國經濟能夠長期、高速增長的關鍵，而高儲蓄率和高投資率既是這種增長模式的必然結果，也是勞動力得以持續轉移乃至這種增長模式得以維持的關鍵原因[10]。

與中國“高投資—高增長”的發展模式相伴隨的是低效率的高投資，投資過程中存在極大的浪費。在過去的20多年，這一模式是以宏觀成本的積累為代價的。政府公共資本的擁擠效應推動高投資和高增長，并帶來了諸如高能耗、高污染以及形成不良債務等宏觀成本（經濟增長前沿課題組，2004b；2005b）[7][9]，還會產生大量的不良資產（平新喬，1998）[11]。在中國經濟的長期增長過程中，高儲蓄高投資增長模式容易引起經濟的“大起大落”，這種“大起大落”引起的劇烈周期性波動一直成為宏觀經濟運行的常態，損害了經濟的穩定性（龐明川，2005；2006）[12][13]。

長期的投資增長能夠擴大生產能力，影響經濟增長的持續性，而投資在影響長期經濟增長方面的作用，實際上依賴于投資的“效率”和投資推動的技術進步及其性質（張軍，2005）[14]。由此可見，投資效率的提升對于中國經濟的長期快速穩定增長具有重要的促進作用。本文將在現有研究基礎上進一步分析投資增長、投資效率與經濟增長之間的動態關系。

三、模型設定與實證分析

經濟增長理論研究認為，投資增長是早期經濟騰飛階段經濟高速增長的重要動力源泉，此時經濟增長歸根到底要靠投資驅動。新增長理論研究表明，現代經濟增長模式與早期經濟增長模式存在重大區別，投資效率的提高是現代經濟增長的主要源泉，即現代經濟增長主要靠技術進步和效率提高來驅動[15]。中國經濟經過改革開放后的飛速發展階段，已經步入中等收入國家行列，經濟整體水平及資源稟賦狀況都發生了巨大的變化，各種要素在經濟增長中的作用也應該相應發生變化。此時對我國投資增長、投資效率與經濟增長關系進行實證研究，對于適時轉變我國的經濟增長方式是十分必要。

（一）模型及分析方法

為了研究投資、投資效率與中國經濟增長之間的動態關系，我們構建了包括投資、投資效率和經濟增長三個變量的VAR模型。VAR模型是基于數據的統計性質建立模型，把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型（高鐵梅，2006）[16]。運用向量自回歸模型能夠較方便地預測相互聯系的時間序列系統及分析系統中隨機擾動項對經濟變量的動態影響。VAR（p）模型的一般數學表達形式為：

其中，yt是k維內生變量向量，xt是d維外生變量向量，p為滯后除數，T為樣本個數。k×k維矩陣A1，…，Ap和k×d維矩陣B是要被估計的系數矩陣。？著t是k維擾動向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關及不與等式右邊的變量相關，假設∑是？著t的協方差矩陣，是一個k×k的正定矩陣。構造VAR模型的關鍵是確保其穩定性，這也是確定VAR模型最優滯后期的重要評判標準。對于穩定的VAR模型，其特征方程根的倒數均要求小于1。

（二）實證檢驗

1. 數據說明與變量設定。本文選取的樣本時間為1980—2011年，根據各期《中國統計年鑒》數據計算得出。模型中涉及的變量主要有：實際全社會固定資本投資、投資效率和實際國內生產總值。用GDP和FINV分別代表實際國內生產總值和實際全社會固定資本投資，單位均為億元；用ICOR代表投資效率。GDP、FINV和ICOR的對數分別用LNGDP、LNFINV和LNICOR表示，LNGDP、LNFINVT和LNICOR的一階差分分別用DLNGDP、DLNFINV和DLNICOR表示。

2. 變量平穩性檢驗。進行時間序列分析之前，首先對變量的平穩性進行檢驗。本文采用單位根檢驗（unit root test）方法對相關變量的平穩性進行檢驗。對LNGDP、LNFINV和LNICOR進行ADF（Augment Dick-Fuller）檢驗，發現LNGDP和LNICOR在1%和5%的水平值是平穩序列，LNFINV是非平穩序列。對它們的一階差分DLNGDP、DLNFINV和DLNICOR進行ADF檢驗，分別在5%、10%和10%的水平上是平穩的（檢驗結果見表1）。

3. 協整關系分析。協整檢驗方法主要有Engle-Granger二階段協整檢驗法和Johansen協整檢驗法。本文對時間序列的檢驗采用基于VAR模型的Johansen協整檢驗法，通過跡統計量和最大特征根來判別變量LNGDP、LNFINV和LNICOR之間的協整關系。表2中，r=0表示三者之間無協整關系，r≠0表示存在協整關系。協整檢驗結果顯示，原假設r=0時，跡統計檢驗統計量的值41.341 12大于5%顯著性水平下的臨界值29.797 07，最大特征根檢驗統計量的值33.158 914大于5%顯著性水平下的臨界值21.131 62，故拒絕原假設，中國經濟增長和投資、投資效率之間存在一個長期穩定的協整關系。

4. 因果關系分析。格蘭杰因果關系檢驗的結果是否可信，取決于變量是否都是平穩的或者雖不平穩但它們之間存在協整關系。從前文可知，中國經濟增長和投資、投資效率之間存在協整關系，所以可以對這些變量進行格蘭杰因果關系檢驗。

從檢驗結果（表3）可知，固定資本投資與經濟增長之間存在雙向的格蘭杰因果關系，即固定資本投資是引起經濟增長變化的格蘭杰原因，經濟增長也是引起固定資本投資變化的格蘭杰原因，說明固定資本投資的提高能夠促進中國經濟增長，經濟增長的良好態勢也會吸引更多的固定資本投資。經濟增長與投資效率之間也存在雙向的格蘭杰因果關系，投資效率是引起經濟增長變化的格蘭杰原因，說明投資效率的提高能夠促進中國經濟的增長；經濟增長也是引起投資效率變化的格蘭杰原因，說明中國經濟的良好增長也有利于投資效率的提高。固定資本投資與投資效率之間具有單向格蘭杰因果關系，固定資本投資是投資效率的格蘭杰原因，說明固定資本投資的過快增長，使投資效率下降；而投資效率不是固定資本投資的格蘭杰原因，說明投資效率的提高并不一定引起固定資本投資的增長。

5. 脈沖響應函數。脈沖響應函數（impulse response function，IRF）描述一個內生變量對來自另一內生變量的一個單位變動沖擊所產生的響應，提供系統受沖擊所產生響應的正負方向、調整時滯和穩定過程等信息。接下來運用脈沖響應函數對投資、投資效率與經濟增長之間的關系進行動態分析。脈沖響應函數檢驗結果如下圖，圖3、圖4分別描述了經濟增長分別對投資、投資效率一個標準差正沖擊的動態響應。

圖3反映了變量LNGDP（經濟增長）對來自變量LNFINV（固定資本投資）一單位標準差正沖擊的動態響應。經濟增長對來自固定資本投資的沖擊當期就有顯著正向反應，這種正向反應之后逐漸增強，到第3期達到最大值后緩慢減小，在第7期達到最小值后，又呈緩慢增強趨勢。

圖4反映了變量LNGDP（經濟增長）對來自變量LNICOR（投資效率）一單位標準差正沖擊的動態響應。經濟增長對來自投資效率的沖擊在當期就有顯著的負向反應，這種負向反應在迅速增強，到第2期達到峰值后，這種負向反應呈緩慢減小趨勢，至第7期達到最小，之后又呈緩慢擴大趨勢。

整體來看，經濟增長對來自固定資本投資增量沖擊的反應為正向且作用時間持久，說明當前增加固定資本投資能夠促進中國經濟的增長；經濟增長對來自ICOR增量沖擊的反應為負向且作用時間持久，說明投資效率的降低對中國經濟增長存在負面影響，反之提高投資效率則有利于促進中國經濟的增長。

6. 方差分解。方差分解（variance decomposition）是通過分析每一結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性（高鐵梅，2006）[16]。即通過將一個變量沖擊的均方差分解成各變量的隨機沖擊所做的貢獻，然后計算出每一個變量沖擊的貢獻占總貢獻的比例。為了進一步分析投資、投資效率的結構沖擊對經濟增長變化的貢獻程度，接下來借助方差分解對投資、投資效率對經濟增長的貢獻程度進行考察，定量把握它們之間的影響關系。各變量對經濟增長的貢獻率如圖5所示。

從圖5對經濟增長的方差分解來看，經濟增長的變動絕大部分源于其自身慣性導致，且自身沖擊的貢獻度呈下降趨勢；固定資本投資與投資效率的沖擊對經濟增長的貢獻度都呈上升趨勢，但固定資本投資的貢獻率要顯著大于投資效率的貢獻程度，到第10期，經濟增長變動中73%來自于其自身的沖擊，24%來自于固定資本投資沖擊的影響，而投資效率沖擊的貢獻度僅約為3%。

方差分解結果說明，當前對中國經濟增長最重要的影響因素是GDP自身發展速度，在沒有受到外界沖擊情況下，中國經濟系統將按著自身規律向前發展，所以保持宏觀經濟的穩定性對于中國經濟可持續快速發展至關重要。此外，中國經濟增長依賴于投資增長要遠高于依賴投資效率的提高，即當前中國經濟增長模式仍是依靠投資驅動的粗放型經濟增長模式。但中國經濟發展的現狀決定了在轉變經濟增長模式的過程中，應該實行漸進性的轉變，維持宏觀政策的穩定性和可預見性。

四、結論與對策

本文通過建立VAR模型實證研究了投資、投資效率與經濟增長的動態關系，以及投資增長和投資效率對經濟增長的貢獻。研究發現當前投資增長和投資效率的提高均能促進中國經濟增長，但兩者相比較，中國經濟仍主要依靠投資增長來驅動，而投資效率的提高則在經濟增長中發揮著較微弱的作用。

經濟增長過度依賴投資增長而非效率的提高將引發許多經濟問題，不利于經濟長期穩定的增長。中國自改革開放后初步形成的開放型經濟發展模式，其顯著的特征之一是經濟高速增長依賴于投資的高速增長，而不是效率的提高。過度依賴于投資增長的經濟增長方式，已經在中國的一些地區和一些行業形成了投資過熱或過度投資問題，造成產能過剩和投資效率降低。

在國內市場飽和的情況下，嚴重過剩的產能需要尋找國際市場，金融危機后國際市場需求的萎縮，以及近年來中國出口貿易摩擦接連不斷的情況表明，中國出口產品已經受到越來越大的壓力，發展空間受到限制。另外，中國經濟增長不但受到資源和能源的約束，而且也因能源和礦產品等資源類產品價格不斷上漲而增加了輸入性通貨膨脹的壓力。

基于本文的實證研究，以及后危機時代中國面臨的復雜多變的國際經濟形勢，中國必須徹底轉變經濟增長模式，貫徹建設資源節約、環境友善型經濟發展方針，實現從依賴投資增長驅動的經濟增長模式向主要依靠效率提高和技術進步驅動的經濟增長模式轉變。

第一，調整投資思路，采取實際措施提高經濟效率。通過促進與科學相關的技術的運用，推動技術創新和產品升級；鼓勵自主創新，降低國內生產總值的能源密集度；通過大力發展服務業，特別是生產業，降低交易成本；通過調整和優化產業結構，促進產業升級；通過廣泛運用信息通信技術，提升國民經濟各部門的效率。

第二，轉變政府職能，明確政府與市場角色的定位。根據市場經濟的要求，限制各級政府配置資源和直接干預企業與個人微觀決策的權力。政府應該避免“越位”，充分發揮市場機制的作用，讓市場在資源配置中起基礎性作用。政府則要履行好自己的職能，提供充足的公共產品，如完善法治環境、酌情使用經濟和行政手段彌補市場失靈，以及建立健全覆蓋城鄉居民的社會保障體系和維護社會公平等等。

第三，完善制度建設，建立適應新增長模式的制度環境。完善所有制結構，推進國有經濟的布局調整和鼓勵民營經濟發展。改善有利于人員流動的環境條件，調整城市化戰略，加快農村富余勞動力向城市工商業轉移。努力發展金融市場和健全金融市場規則，加強信用環境，完善金融機構的公司治理，提高投資效率。

參考文獻：

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[14]張軍.資本形成、投資效率與中國的經濟增長[M].北京：清華大學出版社，2005.

篇(5)

關鍵詞:農村;高等教育;勞動力;農業經濟增長率;動態相關性

中圖分類號:F27文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)30-0259-03

引言

農業人力資本是農業發展的最關鍵的要素之一。“人力資本之父”舒爾茨研究了人力資本形成方式與途徑,并對教育投資的收益率以及教育對經濟增長的貢獻作了定量研究。在人力資本投資的各種途徑當中,教育通常都被認為是最直接、最有效的手段。農業作為國民經濟的重要組成部分,又是第一產業,其發展關系到國計民生,從理論上講,教育對農業的發展也應當有較大的貢獻,然而在國家經濟快速發展的同時,中國農業現代化進程相對于工業等其他行業發展卻有著明顯的滯后。

一、文獻綜述

近年來,國內外已經有一些關于教育投入和農業經濟增長率之間的相關性研究,孫士海、宋華明(2008)采用柯布―道格拉斯生產函數構造的模型,測算出1995―2005年間中國高等教育對農業經濟增長率的貢獻為 0.905%。楊向輝、陳通(2009)以C-D生產函數為分析框架,測算了中國農村教育對農業增長的貢獻率。鄭會軍(2007)對湖北省農村人力資本投資與農業增長之間進行協整檢驗的基礎上,建立起兩個變量的誤差修正模型并進行Granger因果關系檢驗。這些研究成果揭示了教育和農業經濟增長之間的關系,為解決三農問題提供了一定的理論依據。但是,由于受理論不成熟影響還沒有進行較為系統的論證,研究方法也不很全面,研究力度明顯不足。作為一個農業大省的安徽省也應該加大對受教育程度勞動力和安徽農業經濟的相關性研究,從而為解決一直困擾安徽省經濟社會發展的三農問題在制定措施時提供理論依據。

二、農村高等教育程度勞動力與農業經濟效益增長的動態響應分析

1.變量和數據

本文按照劉厚俊和劉正良(2006),郭清和楊棟(2007),高素英、趙曙明和王雅潔的研究思路,根據所搜集到的可獲得性數據將安徽省勞動力文化程度構成中的高等教育程度勞動力作為解釋變量(X),以“平均每百個勞動力中受教育年限在十二年以上的勞動力所占比例”近似代表;安徽省農業經濟增長以農業經濟增長率衡量,以1990年為基期,利用CPI將農業經濟當年總收益折算成實際值,以剔除價格因素影響。然后利用1990―2007年安徽省的統計數據進行研究。數據如下表:

2.模型的實證分析

(1)模型的平穩性檢驗。由于該模型所用的是時間序列數據,為了避免產生偽回歸對數據進行單位根檢驗。

X為I(1)過程,Y為I(1)過程,所以為了確保回歸分析的可靠性需要進一步對兩變量進行協整分析。e為回歸方程估計殘差序列的取值,用基本的DF模型回歸得到T統計量數值為- 4.833243,而對應模型樣本容量的顯著性水平為1%,5%和10%的臨界值τ2分別為-2.7158,-1.9627和-1.6262,在所有顯著性水平上τ

(2)VAR模型。Tt=A1Tt-1+A2Tt-2+…+AqTt-q+εt

其中變量和參數矩陣為T=(Y,X),A1、A2為待估參數。εt是隨機擾動項。根據AIC和SC信息量取值最小的準則確定模型的階數。

VAR模型的估計結果:通過實驗,在滯后階數為5時AIC和SC均達到最小值,建立VAR(5)模型,模型的參數估計結果如下:

Y= 1.416148Y(-1)+ 3.268962Y(-2) -3.420586Y(-3) -

1.118811Y(-4) -1.043534Y(-5) -0.751625X(-1)+ 0.692756X(-2)+ 0.013170X(-3) -0.166014X(-4)+ 0.009126X(-5)+ 0.649610 (1)

X= 9.195316Y(-1)+ 6.322653Y(-2) -11.72573Y(-3) -4.467634Y(-4) -3.138890Y(-5) -1.463307X(-1) +2.219566X

(-2) -0.179778X(-3) -0.427044X(-4)+ 0.134213X(-5)+ 2.337635 (2)

其中,兩個方程的擬合優度分別為:R21= 0.878926,R22= 0.995208。

從以上(1)式的VAR估計模型可以得出如下信息:農業經濟增長受自身影響較為顯著,前第一,第二期農業經濟增長對當期農業經濟增長影響明顯且為正向影響,說明經濟系統本身具有一定穩定性,加大對農業經濟的投入可以提高未來農業經濟收入增長。前第三、四、五期的影響為負,并且影響具有逐漸增強。高等教育程度勞動力對當期的農業經濟增長影響主要是在前第一、第二期,前第一期影響為負,前第二期影響為正向的,這是由于知識轉化成經濟需要一定時期的滯后。

(2)式中農業經濟增長對高等教育程度勞動力的影響較大,前一、二期影響為正向的,前三、四和五期為負向,說明了農業經濟增長能促進高等教育程度勞動力規模壯大,并且對高等教育程度勞動力的影響不斷加強。高等教育程度勞動力受自身前期的影響趨勢不具有明顯的穩定性,前第二期的影響最為顯著且為正向,但前第一期的影響轉入負向影響,說明高等教育程度勞動力受自身影響力逐漸減弱。

(3)動態響應分析。脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。

1)Y對一個標準差新息的響應分析。圖1得出結論:安

圖1農業經濟增長的沖擊反應曲線

徽農業經濟增長(Y)對其自身的一個標準新息立刻有較強的反應,農業經濟增長率約增長了0.018,但影響時間不長,到第2期之后就已經回到了原水平,之后到第8期的影響均是負向的,盡管不是特別明顯但持續時間較長,第8期之后又轉入正向影響階段。圖1還顯示,高等教育程度的勞動力對安徽省經濟增長率的沖擊在前8期波動較大,前兩期的影響為負,到第3期的時候達到最大0.016,隨后上下波動且有所下降,到第8期開始逐漸開始穩定。

上頁圖1說明了:高等教育程度的勞動力對安徽省農業經濟增長率沖擊影響在第3期開始才出現明顯的正向影響,這說明高等教育程度勞動力的投入對安徽農業經濟增長作用具有一定的滯后性,即加大高等教育程度勞動力的投入對農業經濟增長的效果可能會在未來的幾年內才能有所凸顯。因此要著眼未來,加大對高等教育程度勞動力的培養,來更快的促進農業經濟的發展。

2)高等教育程度的勞動力對一個標準差新息的響應分析。圖2可以看出,高等教育程度的勞動力(X)對其自身的一個標準差新息在第一期影響是正向的但影響不大,之后在2、3期很快進入負向影響階段,到第4期之后才比較明顯,第6期達到最大0.057,9期之后新息的影響基本消失。這說明了高等教育程度勞動力對自身增速有一定的促進作用,加大對高等教育程度勞動力的培養將會促進其發展,且高等教育程度勞動力數量波動沒有顯著方向性,從而導致高等教育程度勞動力出現一定程度的穩定性。

圖2高等教育程度的勞動力對一個標準差新息的反應曲線

圖2還顯示:農業經濟增長率對高等教育程度的勞動力第一期影響為正但不大,到第二期達到最大約0.15。第3期之后進入負向影響階段,第6期達到最小之后影響幅度漸弱,9期之后又轉為正向影響。這說明農業經濟增長率的一個標準差新息對高等教育程度的勞動力影響較為敏感且具有持久性,農業經濟的增長在短期內能夠引起高等教育程度勞動力的快速增加,但這種促進作用較為短暫且在中長期波動明顯不具有持續穩定性。

結論與建議

1.加大對高等教育程度勞動力的培養,以促進知識成果與農業經濟之間的轉化。雖然從現有的數據顯示高等教育程度勞動力對安徽農業經濟增長的貢獻不是特別明顯,這可能一方面受高等教育程度勞動力數量相對較少的限制,另一方面是由于知識與經濟成果之間轉化的時滯性造成的。因此,應建立有效的激勵機制,促進高等教育程度勞動力將其才能運用于農業上的積極性。同時采取有效措施來擴大高等教育程度勞動力的規模,促進其對安徽省農業經濟增長的貢獻。

2.加快農業經濟增長有助于促進高等教育程度勞動力規模的壯大。從本文的研究中可以發現農業經濟的增長在一定程度上帶動了高等教育程度勞動力的發展,加快促進安徽省農業經濟的增長有助于吸引更多高等教育程度勞動力,優化安徽省農村勞動力構成,從而促進農業經濟的可持續發展。

3.加強高等教育程度勞動力之間的溝通交流,以促進其更好更快發展。以上的研究發現高等教育程度勞動力對自身增速有一定的促進作用,且本身具有一定的穩定性。

人才是經濟發展不竭的動力源泉。安徽農業經濟的持續增長也離不開安徽省農業勞動力的投入和結構的改善。只有加大對安徽省勞動力教育投入才能從根本上解決安徽省農民的增收問題,才能使得安徽農業經濟進入一個質的跨越式發展階段。

參考文獻:

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[8][美]舒爾茨.論人力資本投資[M].吳珠華,等,譯.北京:北京經濟學院出版社,1990.

The Dynamic Correlation is Studied Between Anhui Agricultural Manpower

and the Agriculture Economic Growth

―Regard Higher Education Degree Workforce as the Research Object

HUANG Qun-quna,ZHU Jingb

(Anhui Agricultural Universitya.Graduate College;b.Economics and Management College,Hefei 230000,China)

篇(6)

［關鍵詞］消費優勢；自然資源；經濟增長

自然資源是經濟增長的“天使”還是“陷阱”？是什么原因使得一些資源豐富的經濟體經濟增長緩慢甚至倒退？這些問題引起了學者們的極大關注，以至于對這一稱作“資源詛咒”問題的研究如火如荼。具有代表性的研究是Matsuyama［1］建立的標準模型，該模型考察了資源部門和制造業部門對經濟增長的影響，認為制造業比采掘業更具有“干中學”的特征，自然資源豐裕國家的制造業的學習效應被削弱了。其實采掘業的技術含量不能說是不高的，并且還具有較強的比較和壟斷優勢，制造業比采掘業更具有學習效應這一假設是有待繼續考證的。即使制造業比采掘業多一些學習效應，是否能足以解釋“資源詛咒”的根本原因，也存有很大疑慮，看來要想給出具有說服力的解釋，還需要另辟蹊徑。

究竟是哪些因素導致了“資源詛咒”現象的發生呢？針對這種負相關的現象，研究者們一致在找尋各種合理的解釋。Prebisch［2］等人提出中心論，認為在國際分工中，生產初級產品的國家將被淪為“”，一些初級資源豐富的國家，由于貿易條件惡化，經濟增長必然落后于制造業國家。這些觀點形成了作為“中心-”論。Hirshman［3］通過研究大量的發達和發展中國家的經濟史指出，初級資源部門對一國經濟增長的影響，取決于該資源部門與其它產業間的關聯度，產業與其它產業關聯度越強，則將該產業作為出口產業越有利于經濟增長，這就形成了所謂的“主要產品陷阱”。也有文獻從制度弱化的角度探討問題的根源，Baland和Francois［4］(527-542)以及Torvik［5］(455-470)的研究指出，資源豐裕國家的尋租行為是導致其經濟增長負效應的元兇。另外，Sala-i-Martin和Subramanian［6］的實證研究顯示石油和礦物等自然資源誘發貪婪的尋租行為，弱化了一國的制度質量，從而滋生政府腐敗，進而對一國的增長施加負的非線性影響。Stijns［7］(107-130)研究認為隨著經濟的不斷發展和國民收入的逐步提高，自然資源產業的優勢，導致了采掘業擠占了其他產業的發展空間，從而失去了制造業“干中學”的學習效用，［1］從而致使經濟下滑。

是否就是這些因素導致了“資源詛咒”的發生？在行為金融領域，早在19世紀90年代Willims James就提出了注意力異常的現象，即投資者更關注于其所熟知和了解的產業和消費，這使得資本和資源更多的流向了這一領域。將其植于自然資源與經濟增長的研究中，我們可否進行大膽假設，即由于大眾更多的將人力物力集中于熟知的下游消費產業之中，而往往忽視了上游的自然資源產業領域，這就使得自然資源占優勢但對下游產業無暇顧及的國家，經濟增長緩慢，從而產生了“資源詛咒”現象，在本文中我們將這一過程稱為“消費優勢”假說。

為了驗證這一假說是否成立，在本文的研究中，我們將運用解析和計量模型對這一假說進行檢驗，利用截面數據實證檢驗“消費優勢”假說在我國的存在性，希望從全新視角為“資源詛咒”進行詮釋。

二、自然資源影響經濟增長的經濟機理

（一）經濟增長與資源的關系

人類擁有兩類物質財富：稟賦資源財富與有效勞動財富。有效勞動財富是勞動者通過有效勞動創造的財富，總體說來稟賦資源財富會逐漸減少，有效勞動財富會不斷增加。經濟增長被定義為物質財富的增長，這其中既包含稟賦資源財富的增長，又包括有效勞動財富的增加，所謂稟賦資源財富增長是指轉移到產出中的那部分的增長。稟賦資源豐裕，轉移到產出中的那部分就可能多，以現有的計量口徑，經濟增長就快，因此，稟賦資源的充裕程度無疑是經濟增長的重要原因，這一優勢在經濟發展初期尤為明顯。然而，世界上一些資源豐富的國家，如非洲，經濟增長緩慢，再如荷蘭自然資源部門擴張但制造業卻變得萎縮，是什么原因導致“天使”變成了 “魔鬼”？這是因為影響經濟增長的因素從來就不是單一的，資源優勢僅是財富增長的因素之一，由于其它因素的不作為，削弱了資源優勢的發揮，完全可能造成經濟狀況發展初期強勁，后來逐漸居于劣勢的情況。

（二）經濟增長與其影響因素

經濟增長的源泉是人付出的有效勞動，有效勞動受三個重要因素的影響：人的素質、資本工具效率和影響因素(見圖1)，三者的累積是構成經濟快速增長的原因。

為了說明有效勞動的變化過程，本文將影響經濟增長的因素劃分為兩個層次：一是基礎因素，如勞動力、資本、土地資源等，這些因素的增加可以直接形成經濟增長，稱為投入要素；二是影響因素，如制度、政治等，以投入要素為載體，通過投入要素效率提高推動經濟增長，稱為影響因素。在投入要素中，勞動者又是資本工具作用的“載體”，資本工具和影響因素作用于勞動者，通過勞動者形成有效勞動，有效勞動是財富增長的源泉。

在一定的影響因素環境中，投入要素與經濟增長正相關，而影響因素與經濟增長的關系受時間地域變動的影響，具有不確定性、時效性，有時對增長產生正面影響，有時可能形成負面影響，投入要素和影響因素的作用差異很大。投入要素和影響因素是互相影響的，投入要素左右影響因素的形成，影響因素制約投入要素的發揮。有效勞動是勞動者素質的直接體現，勞動者素質是經濟增長最根本的因素；資本工具質量是勞動付出成為有效勞動的杠桿，通過資本工具可以節省單位產出中的勞動付出；制度等健康的影響因素則是形成更多勞動付出及其轉化為更多有效勞動的加速器，影響因素可以縮短單位產出中的勞動時間。

（三）“消費優勢”假說的作用特征

既然稟賦資源財富的增加不足以解釋經濟的持續增長，那么經濟持續增長的原因何在？市場存在“消費優勢”假說，即產業鏈靠近消費的那一端（下游端）經濟體更具有增長優勢，“生產的動力不是來自生產本身，而是來自消費，即消費創造著生產的動力”，消費品產業結構和產品結構的不斷更新扭轉了“邊際消費傾向遞減”的趨勢。“消費優勢”是重要的影響因素，它促成了產出――投入循環的轉換，促成了財富的重新匹配。產業鏈附加值在從資源產品到消費產品中的不同分配是各方博弈的結果，大眾消費者對產品的依賴程度是均衡點落在何處的重要籌碼，大眾越迫切需要的消費品生產在財富分配中擁有越大的權重，激烈的競爭迫使消費品產業變成了“有效勞動密集”產業，越迫切需要的消費品，其產業占用越多的有效勞動。有效勞動是財富增長的根本，是博弈的主要依據，正是由于有效勞動的作用，稟賦資源在轉移中才會增值，也正是由于有效勞動，勞動者才創造出人們迫切需要的消費品。有效勞動付出有追逐財富的功能，要求得到“體面”的回報，“多勞多得”。財富的匹配青睞于人類的勞動付出，按有效勞動的大小實行“按勞分配”，有效勞動的多少是財富分配大小的標尺，雖然有效勞動的多少受市場因素的影響，但市場因素不會改變決定財富分配的根本依據。發明專利、加工工藝等人類智慧與上蒼恩賜的自然資源作用是一樣的，都具有實用性、排它性，人類在創造有利于生活產品方面的智慧會在相當程度上削弱主要依靠自然資源優勢國家稟賦資源的先天優勢。這應驗了“資源是世界的人類的”這樣一句常理，如果經濟增長僅依賴資源優勢競爭力是難以維持久遠的。資源豐富的中小國家，難以兼顧自然資源優勢和“消費優勢”，僅靠資源優勢，就可能出現經濟增速緩慢或下滑的局面。

（四）“消費優勢”假說的博弈解析

假若把初級產品的生產國稱作企業1，高級產品的生產國稱作企業2，最終產品是兩個企業分階段生產的結果，那么兩個企業的利潤分配就是一個典型的寡頭競爭模型。在這里，每個企業的戰略是選擇價格，支付利潤，它是兩個企業價格的函數。價格因產量的增加而降低，利潤因價格的降低而減少。為分析方便，假設利潤對產量的一階導數大于零，二階導數小于零。

我們用pi∈［0,∞)代表第i個企業的價格，ci(1)代表成本函數，q=q(p1+p2)代表逆價格函數，價格受產量影響。第i個企業的利潤函數為：

fi(p1,p2)=piq(p1+p2)-ci(q)，i=1，2(1)

（p1,p2)是博弈均衡價格，意味著：

p1∈argmaxf1(p1,p2)=p1q(p1+p2)-c1(q)(2)

p2∈argmaxf1(p1,p2)=p2q(p1+p2)-c2(q)(3)

找出博弈均衡點的方法就是對每個利潤函數求一階導數，并令其為零求解。

f1p1=p1q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′1(q)(4)

f2p2=p2q′(p1+p2)+q(p1+p2)-c′2(q)(5)

求解得到反應函數：p1=g1(p2)(6)

p2=g2(p1)(7)

反應函數意味著每個企業的最優價格是另一個企業價格的函數。兩個反應函數的博弈均衡點為：P=(P*1,P*2)。博弈均衡點形成過程如圖2。

由于兩個企業的產品是不同質，不可替代的，消費者對產量已不再感興趣，質量已沒有可比性，對不同企業產品的偏好或依賴程度以及生產這些產品所付出的有效勞動，決定了兩個企業產品價格大小的分配策略，人們對下游產品的偏好及投入更多的有效勞動決定了財富向產業鏈末端傾斜。

圖2 價格的過程博弈

圖3 不同發展水平國家消費率位置變動過程

(據世界銀行經濟發展指數數據整理)

（五）“消費優勢”假說的統計經驗分析

財富增長向純消費產出傾斜從世界各國的經濟變化統計規律也可以得到佐證。表1中的數據分投資性消費和純消費，投資一般是上游產業的產出，消費一般是下游產業的產出，投資和消費都是產出財富，財富總量是增加的，消費部分以更快的速度增加，而投資部分增加的速度相對較慢，也就是說上游產業產出財富不如下游產業產出財富快。如果兩個國家各對應著一個方面的優勢，那么就出現財富此消彼長的局面，一些資源供給型國家依賴初級產品生產的增長，財富對應著投資類產品生產，經濟增長速度較慢，一些資源貧瘠國家依賴消費類產品生產的增長，增長速度較快。

將不同經濟發展水平的國家分類，分為低收入國家LIC、中低收入國家LMC、中高收入國家UMC、高收入國家HIC，發現消費曲線是一條動態的“U”型曲線，并且低收入國家一端消費比例隨經濟發展下移，高收入國家一端上移（圖3）。世界消費財富進一步增大，不發達但有資源優勢的國家對應份額不斷減少，而這些國家資源財富是有所增長的，這說明低收入國家消費財富份額加速下降，稟賦資源優勢被其它國家分享了。

三、實證檢驗

為了證明 “消費優勢”的存在性，本文采用了中國1987―2003年期間有關經濟發展數據進行實證。中國推行的是社會主義市場經濟模式，各省經濟具有一定的壟斷自，但不至于阻礙各省間勞動力和商品流動，含有市場經濟的特征又兼有世界上一些不完全市場經濟國家的特征，因此，中國產業結構變化走勢某種程度上可以代表全球的走勢。本文數據來源于安格斯•麥迪森著《中國經濟的長期表現》。選取的指標是GDP、農業、礦業、制造業、非物質服務業、交通與通訊業、建筑業。直觀判斷建筑業和礦業遠離消費端，與經濟增長的關聯度相對較小，制造業、非物質服務業和交通與

通訊業關聯度應該較大。為了給予驗證，建立如下回歸模型：

N代表農業，Z代表制造業，K代表礦業，JT代表交通與通訊業，J代表建筑業，F代表非物質服務業。為了防止得出的回歸結果出現虛假回歸現象，有必要對所選樣本進行平穩性檢驗，如果沒有通過檢驗，說明所選數據不平穩，那么就不能直接用數據去建模，需要對數據進行差分，直到其平穩為止。對數據進行平穩性檢驗，結果見表2。

從結果中我們可以看出，因變量GDP和6個自變量全都沒有通過檢驗，那么，必須對所選數據進行一階差分，結果見表3。

自相關檢驗結果如下：

表6一階、二階統計檢驗結果一階Obs×R-squared0.0498二階Obs×R-squared0.0764

從檢驗結果看出，自相關檢驗通過檢驗，說明不存在自相關，回歸方程是具有解釋力的。檢驗結果表明，近消費近端產業，如制造業、交通與通訊業對經濟更具有增長優勢，遠離消費端的礦業和建筑業（上游端）對經濟增長缺乏優勢，與理論分析和直觀判斷非常吻合。非物質服務業與經濟增長的關系與直觀判斷有出入，那是因為中國在本文數據采集的時間段，人們的生活水平還處在小康初期，生活消費還以物質消費為主，可以預見未來非物質服務業應該是一個增長優勢產業。由此也可以說明消費是一個時尚性概念，受時代與發展水平的影響較大。

四、結 論

理論分析和實證檢驗表明，“消費優勢”是自然資源對經濟增長作用減弱的根本原因。在經濟發展的初期階段，自然資源優勢會發揮主導作用，在經濟步入較高水平的大眾消費時期，“消費優勢”會發揮主導作用，大眾生活必需品生產的日新月異是這一優勢的典型體現。經濟發展初期，一般擁有大量的土地資源和礦產資源等自然資源優勢，這些優勢會使得生產成本降低，資源主導產業會優先發展；在快速發展期，一般擁有人力、資本工具和影響因素等優勢，這些優勢會使得生產效率提高，交易成本降低，消費主導型產品會取得優勢，并且人力、資本和影響因素作用越有效，增長越持久。從“消費優勢”的特點看，把握經濟增長的階段性特點，適時調整產業結構和產品結構是經濟可持續發展的關鍵。“消費優勢”對一些新興經濟區具有指導作用，如天津濱海新區和中西部一些地區在發展初期擁有豐富的土地資源，這是第一階段經濟增長的優勢，而要保證經濟持續快速增長，還應該迅速建立起人力資源、資本和影響因素等第二階段優勢。經濟增長的根源是人類有效勞動付出的增加，因此要注意完善機制，挖掘人類的潛能和智慧，提高勞動生產率。經濟增長還與產業優勢密切相關，應大力研發適銷對路產品，搶先確立在這些領域的競爭優勢。

主要參考文獻：

［1］Matsuyama,K .Intercultural Productivity , Comparative Advantage , and Economic Growth［J］. Journal of Economic Theory,1992, Vol.58.

［2］Raúl Prebisch, The Economic Development of Latin America and Its Principal Problems［J］ (New York: United Nations, 1950).

［3］Hirshman，The Strategy of Economic Development. New Haven［J］, Conn.: Yale University Press. ISBN 0-300-00559-8.

［4］Baland, J. M., & Francois, P. Rent seeking and resource booms［J］. Journal of Development Economics. 2000, Vol.61.

［5］Torvik, R. 2002. Natural resources, rent seeking and welfare［J］. Journal of Development Economics, 67.

［6］Sala-i-Martin and Subramanian, "Addressing the Natural

Resource

Curse :an Illustration from Nigeria " ［J］,IMF Working Paper, 2003,WP-03-139.

［7］Stijns, J.-P. C. Natural resource abundance and economic growth revisited［J］. Resources Policy, 2005. Vol.30.

The Relationship between Natural Resources and Economic Growth Based on Consumption Advantage

Li Fasheng1 Zhang Wei2

Abstract: This article analyses the relationship of the natural resources on economic growth from a new perspective, which is fortune match depends on“consumer advantage", and proves it by game theory and empirical analysis. The results effectively explain the causes of “curse of resources", and they are critically useful for guiding the adjustment of industrial structure and keeping the economic development sustainable.

篇(7)

關鍵詞：無錫 消費 經濟增長 拉動

中圖分類號：F019 文獻標識碼：A

消費、投資和凈出口被譽為是拉動經濟增長的“三駕馬車”。改革開放以來，無錫的經濟增長主要靠投資和出口。但近年來隨著投資、凈出口對經濟拉動力下降，消費在國民經濟良性循環中的樞紐和動力作用日益突出，消費已成為保持宏觀經濟穩定和持續增長的關鍵，擴大消費需求作為提高經濟增長質量，增強經濟增長內生動力的重要條件，對新常態下促進無錫經濟平穩健康發展具有重要意義。

一、無錫市消費對經濟增長的影響分析

2000年以來，無錫社會消費品零售總額處于穩步增長態勢，由430.05億元增加到2015年的2847.61億元，增長了6倍多。但近年來，增速下降明顯，2015年降為9.2%，見圖1。

（一）影響經濟增長三大因素的貢獻分析

在支出方面國內生產總值中，可以計算出影響GDP增長的三大因素（最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口）對GDP的貢獻率和拉動力[1]，以此來分析最終消費對國民經濟的貢獻水平。

貢獻率分析。“十五”以來，無錫資本形成總額占GDP比重、凈出口占GDP比重波動明顯， 2002年之前資本形成率在40%以下，2003年開始回升到50%以上；2002年之前，凈出口貢獻率達到30%以上，此后開始逐步走低，到2015年降為10.9%；最終消費占GDP比重波動較小且呈現出緩慢上升態勢，2003年最終消費率超過凈出口率，“十五”期間平均消費率為28%，“十一五”期間平均消費率為28.5%，2010年開始超過30%，“十二五”以來平均消費率升至34.8%，見圖2。

目前，資本形成率始終超過50%，說明無錫的經濟增長主要還是依靠投資拉動，屬于投資型經濟，但近些年來，最終消費率已經在逐步提升，2015年已經較2009年提高了7個百分點，這個趨勢表明消費對無錫經濟增長的貢獻率在穩步上升。

拉動力分析。資本形成對各年份GDP增長率拉動力最大，而最終消費對GDP增長率的拉動力比較平穩，凈出口拉動最弱。但從2010年以后，這三部分對GDP增速拉動都開始走弱，到2015年資本投資下降最快，降了3.4個百分點，消費降了1.4個百分點，凈出口降了1.1個百分點。表明消費在經濟增長中的穩定作用相對較好，見圖3。

（二）各消費群體對經濟增長的貢獻率

按消費群體分類，最終消費由城市居民消費、農村居民消費和政府消費三部分構成。下面分析這三部分對經濟增長的貢獻率，以便確定哪部分對經濟增長的貢獻最多，哪部分貢獻最少，為今后提升消費對經濟增長拉動提出針對性措施。

自2000年以來，城市居民消費對經濟增長的貢獻遠遠高于農村居民消費的貢獻，兩者之間的差距逐漸拉大，2000年差距最小，為2.2個百分點，2006年以后城市居民消費持續走強，對 GDP 的貢獻達40%以上，到2015年兩者差距擴大到16.5個百分點，這主要是由于城市居民收入增長較快，消費購買力增強的原因，見圖4。

無錫農村居民消費對經濟增長的貢獻率波動較大，最高貢獻率是2000年的10.9%，最低的是2009年，僅為4.6%，此后緩慢上升，2015年升到5.9%；農村居民消費對經濟增長的貢獻率大部分年份都低于政府消費。

政府消費對經濟增長貢獻比較穩定，呈緩慢上升趨勢，2012年貢獻率達到最高，為9.3%，近幾年有所下降，主要是因為十以來，中央出臺厲行節約、減少開支政策，政府消費明顯下降。

總體而言，2000年以來，城市居民消費對國民經濟增長的平均貢獻率為16.9%，農村居民為 6.3%，政府消費為 7.2%。無錫城市居民消費對國民經濟增長的貢獻率要遠高于農村居民消費和政府消費，總體呈平穩上升趨勢；農村居民消費貢獻率近幾年來有所上升，但幅度較小；而政府消費貢獻率近兩年來有所下降，但總體平穩。

二、無錫市消費對經濟增長拉動不足的原因分析

（一）收入增長趨緩

近年來，隨著經濟增速的下降，無錫居民收入增長也趨緩，城鎮居民人均可支配收入增長率從2011年的14%下降到2015年8.1%，農村居民人均可支配收入增長率從2011年的17.4%下降到2015年的8.5%，收入的下降率自然影響到居民的消費意愿、購買力，近幾年社會消費品零售總額增長下降最具說服力。

此外，城鄉居民間的收入差距在逐漸拉大，2015年城鎮居民人均可支配收入為45129元，農村居民人均可支配收入為24155元，兩者之間的差距由2000年的3347元，擴大到2015年20974元。農民收入一直偏低，加上醫療、教育、住房等花費居高不下，對錢袋子產生“擠壓”效應，農民的消費欲望受到抑制，見圖5。

推進信用體系建設。一是建立完備的個人信用評估體系。加快出臺無錫市關于信用體系建設的規章制度，營造促進消費金融蓬勃發展的良好信用環境。二是加強金融消費者權益保護。繼續完善金融消費者投訴中心建設，維護消費者合法權益。

（五）創新消費業態，助推消費新增長

促進網絡購物等新型消費業態發展。大力促進互聯網與實體經濟融合，培育和打造各類商品銷售和服務交易電商平臺，在大力吸引知名電子商務企業入駐的同時，積極引導現有企業開展電子商務。

利用先進技術改造提升專業市場。一是運用信息和物流技術改造、整合、開拓金屬材料、不銹鋼、機電五金等大型生產資料市場。加快市場組織形式和營銷模式創新，向加工和物流配送兩端延伸產業鏈服務功能。二是積極培育有本地產業支撐的新興特色專業批發市場，形成“專、精、特、新、強”優勢。

（六）發展新興消費，支撐經濟增長

積極擴大信息消費。一是全面推進“三網融合”，落實相應的業務和信息服務國家標準。深入推進智慧城市試點、國家信息惠民試點城市、國家電子商務示范城市等國家級信息化試點示范。二是多渠道擴大信息投資和消費。組織實施信息惠民重大應用示范發展工程，加快“一中心、四平臺”的建設，構建方便、公平、高效的公共服務信息體系。

升級旅游休閑消費。一是加快旅游休閑設施建設。推進重點旅游景區基礎設施工程、生態旅游發展工程、鄉村旅游富民工程的建設。二是打造豐富多樣的旅游產品。完善體驗式旅游休閑設施功能。重點發展文化旅游，以闔閭古城遺址為核心，構建特色吳文化品牌，打造世界級古運河旅游產品。大力建設“不夜城”。三是出臺促進旅游休閑措施。大力實施互聯網+旅游的定制式旅游消費模式[4]。

大力發展養老消費。一是倡導老年人注重提高生活品質，引導老年人群的消費理念和消費方式。二是鼓勵社會資本投資養老機構和醫療保健服務。加快國家養老服務業綜合改革試點建設。推進養老服務與醫療衛生事業融合式發展。三是開發互聯網+養老服務模式。四是鼓勵和引導市場開發適應老年人消費的產品。

促進文體消費。鼓勵各類文化市場主體提供群眾喜聞樂見的文化產品與服務，構建吳文化內容產業生產體系。倡導全民健身，基本實現市區“十分鐘體育圈”。繼續辦好“錫馬”等大型體育賽事，積極爭取重大賽事舉辦權，擴大城市影響力。

參考文獻：

[1] 劉瑩雪.四川居民消費對經濟增長影響實證分析[D]，成都：西南財經大學，2013.

[2] 李平芝.四川省城鎮居民消費結構研究[D].成都：西南財經大學，2011.