经济增长与水环境污染论文范文

经济增长与水环境污染论文范文第1篇

摘要:投资是拉动经济增长的重要路径,而当前中国在投资结构和投资形式诸方面均存在着不少问题,制约了经济增长方式的转变。经济增长方式转变的一个重要内容就是投资方式的改善。以中国要素禀赋结构为基础,充分发挥比较优势,构建产业的自生能力是完善投资方式的应有之义。

关键词:经济增长方式;投资结构;要素禀赋

一、引言及文献综述

长期以来,影响中国经济增长的路径主要是固定资产投资、居民消费和净出口。中国经济是十分依赖出口的外向型经济,1978-2007年,外贸进出口总额从206.4亿美元增长到21 738亿美元,年均增长17.4%,对经济增长的年均贡献率为2%。2007年中国外贸依存度高达35.5%,金融危机则使这一增长路径受到了根本的质疑。随着国际金融危机对实体经济影响逐步加深,世界经济增长继续放缓,美欧日等先进经济体的需求进一步减弱,中国所有主要贸易伙伴都陷入衰退,中国50%的出口是面向美国、欧洲、日本,当这些地区的消费者购买力下降时,中国对外依赖型的增长模式受到严重阻滞。据国家发改委统计,2008年1-11月,外贸进出口总额23 783.7亿美元,增长20.9%。其中出口13171.6亿美元,增长19.3%;进口1 0612.1亿美元,增长22.8%。而2008年11月中国外贸进出口总额1 898.9亿美元,比上年同期下降9%,其中出口1 149.9亿美元,下降2.2%;进口749亿美元,下降17.9%,其中以加工贸易进出口下降更为明显。这是2000年以来进出口各项指标首次同时出现负增长。2008年12月,出口额比上年同期下降了2.8%。[1]另据海关总署统计,2009年1月份,中国进出口总值为1418亿美元,比上年同期(下同)下降29%。其中,出口904.5亿美元,下降17.5%,出口价格上涨2.3%;进口513.4亿美元,下降43.1%,进口价格下跌10.6%。制造业出口明显下降,出口价格有所提升。1月份,制造业出口为870.5亿美元,下降17.7%,出口价格上涨2.2%。由于金融海啸实体经济的蔓延,外需持续减弱,出口减速之势短期难以逆转,在这样的大环境下,中国经济的外向型发展战略理应有所改变,改外需倚重度过高为以扩大内需为着力点。封闭经济中总需求由投资和消费组成。发达国家经济发展史告诉我们,经济沿着良性可持续道路发展的必要条件之一是经济发展建立在消费为主的内需上,只有扩大本国居民的消费能力,走消费拉动型道路,经济发展才能有稳固的基础。提高居民的消费能力,走扩大国内消费需求的道路来打动经济增长已成为学界的共识,但由于中国现阶段存在种种问题,如收入结构不合理,相对于丰富的劳动力资源来说就业机会较少,社会保障制度缺失,居民对未来的收入和支出预期不稳定等都制约了中国居民的消费能力,由于涉及到整个社会较大范围内的变革,从根本上提高居民的消费需求是经济增长的最优但却是最具难度的路径,非一朝一夕能够解决,需要有一系列体系作保障,相比之下,投资却是拉动经济增长的“捷径”。如果说在当前的中国发展阶段,投资和资本积累仍是增长的重要动力,是中国实现城市化、工业化、现代化的必经之路,那么投资路径和投资方式的良性转变则是经济增长方式转变的先决条件和应有之义。但一直以来,中国的投资方式都存在着不小甚至是严重的问题,投资及其结构和方式的完善已经成为转变经济增长方式这一重大课题中的一个亟待解决的问题。

检索投资与经济增长关系的经典文献,凯恩斯(1936)认为,市场经济并不必然保证国民收入的实际水平与潜在的、充分就业时的国民收入相等,政府应以扩大投资的手段来补充经济运行中消费不足的常态;凯恩斯学说在战后对西方国家的经济发展起到了一定的促进作用,但在其理论体系中,并未论述长期经济增长,也未论述达到均衡的动态过程;英国经济学家哈罗德和美国经济学家多马认为凯恩斯的理论体系只涉及了短期问题,有必要对其进行长期化和动态化的改进,要将凯恩斯模型长期化和动态化,即实现经济增长就要保证一定的储蓄率以转化为投资;鉴于哈罗德—多马模型的不稳定性质,索洛(1956)考虑到了技术进步带来的影响,构建了资本、劳动力、技术三个变量对经济增长的作用,这一模型在20余年的时间里都占据了主导地位。然而其假设的规模报酬不变,增长率的外生化则成为其不能解释许多实际问题的主要缺陷,主张经济增长内生化的罗默(1986)和卢卡斯(1988)用规模收益递增和内生技术进步来说明长期经济增长;丹尼森(1985)通过将经济增长因素进行细分并加以量化,发现知识的贡献率最大;在发展经济学领域,罗斯托(1960)将增长分为五个阶段,即传统社会、起飞前提、起飞、走向成熟、大众高消费,并指出在最为关键的起飞时期,有效的投资率和储蓄率应从大约国民收入的5%提高到10%以上,而在起飞前提阶段,投资率也可能高于5%;罗森斯坦·罗丹(1943、1966)认为发展中国家要摆脱贫困,关键是实现工业化,其首要的障碍是资本形成不足,投资是成功的一个必要条件,他主张对各个工业部门同时投资,以产生外部经济和规模经济效应。纳克斯(1953)提出了发展中国家普遍存在的“恶性贫困循环”,即从供给方面来看,低收入—低储蓄—低资本形成—低生产率—低产出—低收入;从需求方面看,低收入—低购买力—投资引诱不足—低资本形成—低生产率—低产出—低收入;他指出资本形成不足是主要障碍,因此发展中国家要提高储蓄率和投资率。经济增长理论不只是西方经济学的研究专利,20世纪20年代苏联经济学家费里德曼根据马克思的扩大再生产理论也建立了增长模型。国内研究增长方式的转变较具代表性的有:吴敬琏(2006)在梳理各国经济增长路径的基础上,指出中国转变增长模式最终取决于政府自身改革的成效;王一鸣(2007)认为,传统的增长方式不能为继,转变增长方式的途径在于体制创新,增进市场配置资源的功能;卫兴华(2007)认为,当前中国经济运行中仍具粗放特征,制约了经济增长,集约型是增长方式的必然选择并提出了建议;林毅夫(2007)认为,经济增长方式要以要素禀赋结构为基础,取决于要素价格体系,转变增长方式要从这两方面着手。上述文献都从较为宏观的层面探讨了经济增长方式的转变问题,为研究投资与经济增长提供了一般分析框架,但并未具体指出投资方式与结构和经济增长方式的关系,本文拟从这点做一浅述。

二、当前中国投资现状的若干问题

在转型经济中,投资必然带有种种不合理的内容。投资不合理无外乎两种情形,即投资数量不合理和投资结构不合理,在中国这两种情况都存在,中国某些产业投资数量过多而另一些产业则投资不足,这就造成了投资形成结构的不合理,前一期的投资形成现存的产业结构,根据资产专用性原理,一旦投资形成,必将沿着现有路径持续下去,否则这些资产就会成为沉没成本,所以现存的产业结构又会成为未来投资的领域,从而使一些产业存在着严重投资过度现象,进一步加重了投资结构的不合理,从而形成数量不合理—结构不合理—数量不合理的恶性循环。这种恶性循环下的一个典型状况就是固定资产投资过度。在固定资产投资过度的情况下,将产生大量的重复建设,如果未来缺乏有支付能力的社会需求支持,将成为过剩或者是无效的投资,可能形成当年的GDP,但不能够形成长期的生产能力,不能够形成有效存量。[2]2001-2006年中国全社会固定资产投资年均增长22.2%,2003-2006年经济增长率10.3%左右,而平均投资率高达42.9%,但这种高投资—高增长的发展模式以宏观成本积累为代价,是政府激励条件下低效率的投资,[3]它并不能够带来产业结构的优化和增长质量的提高。

投资按主体划分可分为政府投资(财政投资)和民间投资(私人投资),理论上政府投资并不像私人投资那样追求单个项目的利益最大化,而是以全社会的综合福利为目标;政府投资的范围一般是企业并不愿介入的领域,如大型交通项目,城市基础设施,环保,教育等。和这些领域相对应的是一般竞争部门。娄洪(2003)指出了基础设施的基本性质:第一,非排他性,即理论上所有人都能对其进行使用,从而获得收益。第二,边际成本趋零,即在一定的范围内,增加对基础设施提供产品或服务的消费,不会带来额外的成本。第三,经济基础设施的拥挤性,即随着消费者增加到一定程度,将产生一定程度的竞争。第四,基础设施的不可分性。罗森斯坦·罗丹(1943)指出生产函数、需求和供给都存在着不可分性,基础设施资本的投资和其他生产性资本的投资在时间上不可分,基础设施资本的投资须先于其他生产性资本的投资。但在一般竞争部门,市场机制的作用能够有效地调节市场的供给与需求。民间资本产权关系明晰,经营灵活,能够较好地适应市场需求变化的要求,因而其产出效率一般大于公共资本,且其即期产出效应大于公共资本产出效应。[4]

鉴于政府和民间投资的领域有所不同,依据两种投资领域的关系,政府投资对民间投资具有两种效应,即挤出效应和挤入效应。挤出效应指政府在实施积极财政政策时,引起了利率的上升和借贷资金需求上的竞争,导致民间投资行为的减少,分析这一问题的典型思路即IS-LM模型,挤出效应的机制可见图1,在政府投资不变的情况下,IS、LM两条曲线相交于P0,此时均衡的利率和产出分别是r0和y0,而当政府实行积极的财政政策,投资增加,则使得IS曲线右移至IS1,而货币供给量是一定的,即LM曲线并未移动,此时均衡点为P1,则均衡利率和产出r1和y1,利率上升则导致民间投资的机会成本提高,从而产生挤出效应,而潜在的均衡点即利率保持不变的情况下是P2,相应的产出是y2,那么由此造成的产出损失即y1-y2。

挤入效应是指政府对基础设施建设的投资促使投资环境得到了改善,减少了私人投资的成本,刺激了私人投资的积极性,同时基础设施建设的投资又可以拉动相关产业的发展,促使民间资本进入这些行业。如果政府能够将投资控制在严格的界限内,将投资行为集中于公共领域而非一般竞争部门,那么由于其改善了投资环境和投资预期,从而能够吸引民间资本的进入,这将对民间投资带来一定的挤入效应。①

但现实中政府投资存在着错位,即投资领域的竞争性与投资动机的矛盾性,政府本应该依据合理的生产力布局的需要,引导社会投资的合理流向,实现投资结构合理化,同时介入市场失灵之处,弥补其缺陷。但目前政府将投资面有意无意地伸向了竞争性部门以获取高额利润,造成“与民争利”,竞争性领域本来应该以市场为导向追求企业利润最大化,但中国许多行业的投资是以政府行为偏好为依据,歪曲要素价格体系,追求政府(或其中部分人)的租金最大化,这进一步滋生了寻租行为和市场的无序性。中国现行的融资体制也助长了这种情形,私人部门对市场信号有更好的反应,投资效率更高,但却难以得到金融部门的强力支持,国有部门的投资效率低下,但更依赖于国家财政和银行贷款的支持,使得本应寻求利润最大化的资本被注入了国有部门,从而导致了总体上投资效率的低下。另外现有的投融资体制也存在着较大的风险。当前中国企业的主要融资渠道还是以银行为主的金融单位,由于存在着较强的逆向选择和道德风险,加之中国的融资体制还没完全市场化,还深深地打着政府偏好的烙印,金融机构将大量资金借贷给了低效率甚至无效率的国有企业,而效率较高但苦于资金缺乏的民营企业则对此只能望眼欲穿,这势必影响整个经济运行的效率,融资机制的软约束导致银行大量的呆账坏账,也不利于金融系统的稳定。

三、投资方式、投资结构与经济增长方式

经典文献虽然主要是解决发展中国家由于投资不足而导致的经济停滞问题,但我们可以认识到投资结构的完善、投资方式的转变是其应有之义,无论是发展中国家还是发达国家都存在经济增长方式转变的问题,后者经历过早期增长方式低效率的“阵痛”而转向了可持续发展的道路,前者虽然在经济发展阶段尽力避免这些“阵痛”,但很大程度上还是进行着后者已经走过的道路,投资结构的完善、投资方式的转变构成了经济增长方式转变的重要部分。

在图2中,投资结构可以看成是经济增长方式的函数,随着投资结构由不完善到完善,经济增长方式由非效率逐步向效率改进。不过两者的关系并非直线关系,而是一条S形曲线,点O到P1这段较为平缓,P1到P2这段变得陡峭,P2以后又变得平缓。这可以解释为:投资结构完善初期,其效应尚未完全扩散,经济增长方式的转变很迟缓;到P1点时,投资结构已达到一定的完善程度,其效应开始显著,边际投资结构迅速提高,这种现象一直持续到点P2,这个时期是投资结构优化的过程,经济增长方式由非效率迅速地向效率转变;P2以后由于投资结构优化到相当的程度了,再改善起来相当的困难,边际投资结构逐渐降低,这时增长方式也达到了一定的高效率,整个社会福利得到了帕累托改进。

吴敬琏(2005)指出,所谓经济增长方式,就是指推动经济增长的各种生产要素投入及其组合的方式,其实质是依赖什么要素,借助什么手段,通过什么途径,怎样实现经济增长。经济增长方式的关键是什么呢,林毅夫(2007)提供了一个不错的思路,即经济增长所处的宏观环境的根本特征是要素价格体系,由要素价格体系决定要素投入组合,从而决定经济增长方式。经济发展史告诉我们,经济增长方式大体可分为资本驱动型、资源驱动型、技术驱动型、劳动驱动型四类。②长期以来,中国走的是投资驱动型的经济路径,沈坤荣(1999)对建国以来中国经济增长的因素进行了实证分析,指出经济增长主要依靠生产要素尤其是资本要素的大量投入,生产要素的贡献率占了76.7%,其中资本投入的贡献率为57.8%,全要素生产率贡献率为23.4%。[5]这在给中国带来高速经济增长的同时也埋下了大量的弊端,如农轻重比例失调,需求结构失衡等。对于投资的依赖造成了一种误解,即人们总是认为要素投入过多会不利于增长方式的转变,会损害经济效率的提高,这是一种片面的认识,要素投入太少必然不利于经济发展,但投入过多未必损害经济效率,中国经济增长方式中存在的种种问题都是来源于投资结构不合理,即要素的投入结构不合理,也即要素的投入比例不合理,调整好要素投入结构才是更重要的。不考虑要素的投入结构优化而一味地增加投资,一个不可避免的结果就是在投资率上升的同时投资效率却在下降。增长的可持续性在很大程度上不是取决于要素的供给能力,而是取决于要素的有效的配置能力,须知资本使用的效率比提高投资量对国内生产总值的增长重要的多。[6]边际资本—产出比率(ICORs)是衡量投资效率的重要指标,根据张军(2005)的研究,ICORs在1994年以前基本保持稳定,之后急剧上升,这说明资本经历着深化的过程,投资效率低下。而投资在影响长期经济增长方面的作用,实际上依赖于投资效率和技术进步及其性质。[7]

显然,要获得经济的长期稳态增长必然要提高中国的投资效率,提高投资效率必然要优化投资结构,优化投资结构即使各要素的投入比例更加合理。一国增长方式的选择既要适应经济发展阶段,又要结合本国的具体国情。中国劳动力资源丰富,劳动力价格低廉,而技术创新则显得成本过高,同时鉴于资源的有限性和可持续发展的视角,也不能采用资源驱动型,中国经济增长的合理路径应是走劳动驱动型道路,发展劳动密集型产业,提高技术的贡献率。如果要以资本投入数量和投资效率高低的关系来判断中国增长方式的特点,那么目前中国的增长方式带有明显的外延特征,即经济增长主要依赖于资本的高速积累,而一旦资本的增长持续快于产出的增长,资本的边际回报率就趋于下降并最终导致产量增长的下降和经济衰退。张军(2002)将经济转轨、增长与工业化联系起来,认为中国的经济增长在近年来越来越表现出静态的特征,至今尚不具备持续的动态改进的力量,中国经济在经历了资源配置效率的总体性改善之后,资本相对于产出加快,显示了粗放的特征。[8]

有学者认为转变经济增长方式的实质,即改变中国竞争优势。[9]也有学者认为,转变经济增长方式的实质即依靠提高经济的整体实质、经济运行的质量来创造更多的经济剩余,获得更大的经济效益,促进总要素生产力的提高。[10]笔者认为增长方式的转变必须依赖于一国要素禀赋结构。竞争优势是建立在一国的自然资源基础之上的,受到一国要素禀赋结构的制约。③要提升中国的竞争优势,就要依据中国的要素禀赋结构进行社会化分工、生产,以获取比较优势,进一步提升要素禀赋结构,形成一个良性循环机制。而经济的整体实质、经济运行质量的提高也必须建立在充分利用一国现存的经济资源的基础之上,正如林毅夫(2002)指出的,只有按照经济的比较优势组织生产活动,企业和整个经济才能最大限度地创造经济剩余。[11]

四、转变投资方式的若干建议

转变经济增长方式,使其由不经济走向经济,或由效率低下走向高效率,完善投资结构,改良投资机制是应有之义。一个良好的投资机制是结构完善的基础和先决条件,而投资结构不断完善的过程也是投资机制不断发挥作用的过程。完善投资结构,从总体上说,就是要建立在要素禀赋结构的基础之上,将有限的资金投入到那些具有比较优势的领域内,提高资本的边际投入效益,发挥各要素的最大效率,增强产业的自生能力,从而获得经济剩余的最大化,进而提升要素禀赋结构。在这一总的思路指导下,结合当前经济大背景,可以进行一些具有一定可操作性的措施以拉动经济增长。

1. 一些大型项目例如铁路、公路、桥梁等的修建,虽然长期内对国民经济有着重要的影响,但短期内却难以形成对有效需求的满足。所以当前的情势要求政府将主要的投资点放在短期之内关系民生的公共投资上,如加大对廉价房、乡村公路、基层医疗设施的投资力度,加强农村电网改造和农村各种补贴,如推行种粮补贴,农机补贴和购买电器补贴等,重视提升粮食价格和加强对城乡低收入者的社会保障,将潜在的消费需求转换为现实,尤其要加强医疗保障方面的建设力度,最大程度地解决民众“看病难”这一根本问题。这样,投资既能带动相关产业的发展,又能改善民生,连带的使其扩大自身的消费支出。

2. 以灾后重建为契机建立投资长效机制,优化投资结构,摒弃低水平建设,重新考虑产业的布局,在产业布局时多考虑环保、自然禀赋等非经济因素。

3. 投资应保持在一个合理的增长范围内,使其不仅与GDP增长率保持适应,更重要的是要实现充分就业这个宏观经济的重要指标。适度扩大政府主导型服务支出,适度扩大固定资产投资的规模,可以加大对广大群众的转移支付的力度,通过扩大公共服务支出,有效置换出居民的消费能力,扩大居民消费需求。

4. 鉴于中国许多行业投资并非以市场为导向,而在很大程度上是政府行为偏好所致,所以在经济运行中要严格规范政府投资行为,政府投资要有所为有所不为,清晰界定政府投资进入和退出领域,避免政府“与民争利”,建设公共服务型政府、经济建设型政府。如在一些具体的投资项目上可以实行代建制,所谓代建制就是政府投资项目经过规定的程序,由专业性的管理机构或工程项目管理公司代行政府业主职能,对政府投资项目实现相对集中的专业化管理,实现投、建、管、用的分离。通过一系列的激励约束机制,这种模式可以提高政府投资项目的效益,提高项目管理水平,降低交易成本,降低寻租的风险。

五、简要结论

中国目前的经济增长以要素投入为主,即要素积累型增长,而要素投入又以资本和土地的投入为主,[12]在实际运行中仍具有高消耗、高能耗、高污染和低效率的粗放型特征,制约了经济的可持续发展,导致了投资和消费的比例失调,导致了产能过剩和大量重复建设,同时与中国劳动力富余的资源禀赋不相吻合,显然中国的增长方式应转变为低投入、高产出的集约型道路,依据中国要素禀赋结构,建立与要素生产价格相一致的增长方式,大力发展现代服务业,缓解就业矛盾,完善投资结构,建立高效的投融资机制,提高投资效率,扩大“内源性”需求,保持中国经济平稳较快发展,避免仅仅是经济增长而无经济发展,走可持续发展道路。或许此次金融危机给中国传统的经济增长方式敲响了警钟。

注释:

①吴洪鹏、刘璐(2007)运用VAR模型对公共投资对民间投资的挤出效应进行了检验,结果影响民间投资的三种挤出效应机制即利率、可贷资金、生产资料价格水平均不存在,公共投资对民间投资具有挤入效应;郭庆旺(2005)通过VAR模型分析了财政投资对民间投资的动态影响,指出前者对后者的拉动作用很强;宋福铁(2004)对国债融资和私人投资之间进行了格兰杰因果关系检验,发现国债融资并未对其产生挤出效应;董秀良等(2008)计量分析了财政支出对私人投资的长短期效应,结果表明短期内财政支出对私人投资具有一定挤出效应,而长期均衡关系上则表现为挤入效应。

②大多数研究认为我国走的是资本驱动型增长方式,如李京文(1998)、张军(2002)、徐现祥(2004)、帕金斯(2005)等,张其仔(2008)将资源环境纳入工业增长因素后,发现资源环境对工业增长贡献率大于资本贡献率,由此得出我国仍属于资源驱动型的增长方式。详见张其仔、郭朝先的文章:《中国工业增长性质:资本驱动或资源驱动》,载于《中国工业经济》,2008年第3期。

③典型的实例即赫克歇尔—俄林模型。

参考文献:

[1]国家发展与改革委员会.2008年11月份外贸形势分析[EB/OL].http://www.sdpc.gov.cn/jjxsfx/t20081216_251682.htm,2008-12-17.

[2]刘伟,蔡志洲.宏观调控状态下的中国经济增长[J].经济理论与经济管理,2004,(7).

[3]经济增长前沿课题组.高投资、宏观成本与经济增长的持续性[J].经济研究,2005.(10).

[4]Panocos O. Demetriades. Theofanos P. Mamuneas. Intertemporal Output and Employment Effects of Public InfrastructureCapital: Evidence from 12 OECD Economies[J].The Economic Journal,110(7):682-712.

[5]洪银兴.转轨时期中国经济运行与发展[M].北京:经济科学出版社,2002.

[6]吉利斯,等.发展经济学[M].黄卫平,等译.北京:中国人民大学出版社,1998.

[7]张军.资本形成、投资效率与中国的经济增长[M].北京:清华大学出版社,2005.

[8]张军.资本形成、工业化与经济增长:中国的转轨特征[J].经济研究,2002,(6).

[9]金碚.我国工业化的资源路线与资源供求[R].2005年社科基金重大项目“资源约束条件下的工业增长问题研究”报告,2007.

[10]包亚钧.论适度经济增长方式的选择[A].王振中.转变经济增长方式[C].北京:社会科学文献出版社,2007.

[11]林毅夫.发展战略、自生能力和经济收敛[J].经济学季刊,2002,(2).

[12]林毅夫,苏剑.论我国经济增长方式的转换[J].管理世界,2007,(11).

责任编辑:张增强

责任校对:华 菁

The Choice of Conversion of Economic Growth Pattern:in the View of Investment

Li Guozheng

(Economic College, Sichuan University, Chengdu 610064, China)

Key words: economic growth pattern; investment structure; factor endowment

经济增长与水环境污染论文范文第2篇

摘要：随着改革开放的发展，全国经济快速增长。地处西北地区的宁夏回族自治区的经济发展迅猛，国内生产总值由1978年的13亿元到2011年GDP总量为2102.21亿元。34年间增长了161.7倍。平均年增长速度约为16%。宁夏经济是如何取得快速发展的，本文主要利用计量经济分析方法从居民消费和政府投资两个方面来分析影响宁夏经济增长的原因。为其他民族地区的经济增长提供借鉴，逐步缩小与东部发达地区的经济发展差距。

关键词：宁夏；经济增长；居民消费；政府投资；计量分析

宁夏回族自治区是我国五大自治区之一，地处中国西北的黄河上游地区。宁夏位于“丝绸之路”上，历史上曾是东西部交通贸易的重要通道，作为黄河流经的地区，这里同样有历史悠久的黄河文明。宁夏也曾在经济历史上发挥过重要的作用。近些年，在改革开放和西北大开发的推动下，宁夏经济取得了极为显著地增长。当然这与消费和投资对经济增长的贡献是密不可分的。

一. 消费和经济增长的关系

经济增长真实的反应了一个国家或地区的经济运行状况，体现了国家或地区的综合实力和经济发展水平。而消费需求是指在商品经济条件下，通过市场购买消费品而表现出来的一种需求能力，它是市场对消费品的一种真实需要。消费需求、投资需求、出口需求一起构成了拉动经济增长的“三驾马车”，在这三驾马车中，消费的作用又是最重要的。一般在发达国家还是发展中国家，消费对经济增长的贡献率都要高于其他两个因素。所以说消费是拉动经济增长的主要动力。其次，从宏观经济学中可以知道，在整个经济的运行过程中，消费需求对社会生产提出了要求，为生产提供直接动力和目标。另一方面，消费又是“自动稳压器”，防止国民经济出现大幅度的波动。

综上所述，消费需求与经济增长关系密不可分，它在经济增长中发挥着其特殊的优势。以下将用Eviews软件对宁夏1993—2011年消费和经济增长数据进行分析，来说明宁夏的经济增长中消费的作用的大小。

二.投资和经济增长的关系

投资就是资本的使用和配置，它是一个量变的运动和增值的过程，投资时经济主体为获得最大利益而垫付的货币或其他资源于某项事业的经济活动。投资和经济增长之间存在着相互促进，相互制约的内在规律。一方面，投资对经济增长有着不可替代的重要作用，投资是经济增长的主要动力之一。另一方面，投资又强烈的影响和决定着投资行为。投资对经济增长有着供给效应同时又有需求效应。即是经济增长的主要动力，又是影响经济波动的主要因素，所以说，投资具有“双刃剑”的作用。

因此，在分析投资与经济增长的关系中，我们不能忽视了投资对经济增长具有重要的推动力。以下也将会用Eviews软件对宁夏1993-2011年政府投资和经济增长的数据进行两者的关系分析，来说明政府投资对经济增长贡献的大小。

三、回归分析

根据1993-2011年宁夏GDP、居民消费、政府投资的数据，采用EViews软件进行以下回归分析.

（一）变量间相关系数分析

利用EViews软件分析我们发现，宁夏省GDPY与居民消费X1、政府投资X2都呈高度正相关，分别达到0.996和0.9949。这表明利用线性模型解释它们之间的关系是比较适合的。

（二）绘制散点图

根据操作原理中的方法，可以绘制出被解释变量Y与解释变量X1和X2的散点图。

从散点图中看出，大多数散点都分布在一条直线附近，可认为Y和X1X2呈高度线性关系。

（三）建立回归方程

对统计数据做回归，根据回归结果可得到下面的估计方程：

（2） 怀特检验

通过Eviews软件对样本做怀特检验，结果可从图中看出，在同方差性假设下，辅助回归模型的可决系数R2与样本容量n的乘积，渐近地服从自由度为辅助回归方程中解释变量个数的x2分布：n*R2～x2，则可以对统计量n*R2进行相应的x2分布。

从上表可以看到Obs*R2的值为10.7124，小于显著性水平为5%、自由度为5下x2分布对应的临界值11.07，表明在5%的显著性水平下接受原假设，即不存在异方差。

五. 分析结论

通过宁夏居民消费和政府投资对经济增长的关系分析，使我们可以更加深入的了解宁夏经济快速增长的原因。从回归方程中可以知道，居民消费确实对宁夏的经济增长有很大的推动作用。居民消费每增加一元，GDP就能增加1.6571元。也证实了近些年政府提出的“扩大内需”这一口号的必要性。其中，对于投资具有“双刃剑”的作用，这就要求我们要正确处理投资与经济增长的关系时，同时又要重视投资对经济增长的推动作用。在追求经济增长的时候，要充分正确利用消费和投资对经济增长的拉动作用，以实现经济的高效增长和人民生活水平的提高。（作者单位：西北民族大学经济学院）

参考文献：

[1]刘孝言.消费与经济增长关系分析 [J].中国市场，2011，（18）

[2]于玲.浅谈投资与经济增长的关系[J].山东纺织经济，2009，（04）

[3]张倩倩.经济增长与居民消费水平的协整检验[J]企业研究 ， 2012，（06）

[4]吕利栋.投资和经济增长的关系[J].东北财经大学，2005

[5]陳少林.居民消费、国定资产投资及出口对中国经济增长的影响[J]，重庆科学学院学报，2012，（04）

经济增长与水环境污染论文范文第3篇

摘要:分析港口物流与经济增长的关系是为了让港口物流在国民经济中的地位得到更充分、合理的认识,使政府机构和社会各界更加重视港口的发展,更全面和更深地认识港口物流对经济的影响,有利于港口得到更充分的利用和更好地服务于国民经济。

关键词:港口物流;经济增长;相关性

Key words: port logistics; economic growth; relevance

1问题的提出

当今世界伴随着经济日益全球化、区域经济一体化和对外开放程度的日益提高,世界经济逐渐成为一个整体,要求在全球范围内配置资源,由此而来的对外贸易也越来越频繁。对外贸易的发展,又大大增加了对货物综合运输的要求。而港口是一个国家或地区通向世界的重要桥梁,当今国际贸易货物大多数都是通过港口装卸而由海运来完成的,因此港口为国家和地区经济的发展和繁荣起到了极其重要的作用。随着经济的发展,港口的功能也在不断变化,与港口相关的各项服务随之发展起来,港口也逐渐变成工业中心和物流中心。港口物流对经济产业布局以及促进地区经济增长等方面都有很大的作用。那么我们不禁要问港口物流与一个地区经济发展之间的关系究竟是怎样?它是通过什么样的机制对经济发展起作用的?为此我们对两者之间的关系进行了定量分析,以期对港口物流对城市经济发展的影响机制进行相关研究和分析。

2样本数据的选取

本文研究主要是探讨了港口生产对国民经济的影响,而较少涉及港口功能等的要素。并且由于绝大多数的港口主要用于货物运输,因此本文在论述港口与经济的关系时主要指的是港口的货运部分。

2.1港口吞吐量。港口吞吐量是反映港口生产经营活动的重要指标,它也是反映港口的生产规模、反映港口腹地内部生产力的配置状况以及反映港口地区的经济发展情况和趋势任务大小的主要指标。从港口的功能方面考虑指标的选择,作为一个港口,基本任务包括实现各种运输方式的衔接,加速车、船、货的周转。完成货物在不同运输方式之间的装卸、换装作业、为货物的集散、存贮,为旅客的食、宿、上下船等需要提供必要条件和服务,为船舶提供技术供应服务,如引航、装卸、航修、燃料、淡水、食品供应和其他补给等,恶劣的天气时,为船舶提供隐蔽场所,海难救助,为开展国际间的文化、科技、经济、贸易、旅游等往来与交流活动提供服务。衡量港口的功能主要指标就是货物的吞吐量,它反映了港口在国民经济和社会发展中的地位。因此,在指标的选择上,用港口吞吐量指标作为确定港口的规模和生产力水平是有一定的可比性的。

2.2国民生产总值GDP。国民生产总值GDP反映一个地区的综合经济实力,该值越大说明该地区的经济发展水平越好。它的权威性被各国所公认,也是各国在经济统计中必不可少的指标,它具有较强的可比性。GDP代表社会生产的总量情况,港口是为社会生产服务的运输部门,社会生产状况决定港口货源,假定港口能满足社会生产对它的需要,那么港口吞吐量就是港口货源总量,因此GDP和港口吞吐量之间一定存在着某种函数关系。这种函数关系表示的是社会经济对于港口总需求的关系,对于认识社会所需港口设施规模有很大的帮助。定量研究港口生产量对经济的影响,是研究总量之间的数量关系,因此我们主要是通过研究港口吞吐量和GDP之间的关系来研究港口对经济增长的贡献的。

2.3第一、二、三产业。一般的说,经济增长在物质形态上表现为国内生产总值或国民生产总值的增加,即指一个国家在一定时期内生产的产品和劳务的实际增加量或它们的实际增长率。其衡量指标可以采取总量形式的总量指标国内生产总值GDP或者国民生产总值GNP的年增长率来表示。而GDP从产业结构的角度来说是由第一产业、第二产业和第三产业构成的。从总体看,三次产业的增加值之和即构成了经济总量,因此我们这里主要从分析港口货物吞吐量与三次产业之间的关系的角度来研究港口物流对经济增长的影响机制。

3港口物流与经济增长关系实证分析

3.1变量选取及数据来源。解释变量与被解释变量。为解释港口物流对经济发展的作用,本文选取了太仓市1999年至2008年GDP作为被解释变量,用太仓港港口的货物吞吐量表示港口物流量作为解释变量。

3.2模型的选取

Y=C1+C2*X+u

这里Y为被解释变量,用来表示太仓市GDP值(单位:亿元人民币);X为解释变量,用来表示太仓港港口货物吞吐量(单位:万吨);C2可以看作港口吞吐量对GDP的平均影响,且0

3.3回归分析。我们选用太仓市统计年鉴1999～2008年太仓市GDP的统计数据,以及整理得到的物流货物吞吐量,运用Eviews 6.0分析软件进行分析。

3.3.1整理数据,如表1所示。X货物吞吐量(万吨)、Y表示GDP(亿元)

3.3.2用最小二乘估计(OLS)估计模型。根据上表,利用回归分析法对原始数据进行OLS估计,结果如表2。

从输出结果可以得到几个重要信息:第一,经济意义检验。就本结果而言,样本回归方程系数等于0.101273,是正值,说明港口物流量与经济发展之间的正相关关系。第二,拟合优度检验。拟合优度R2=0.996660,修正拟合优度R2=0.996243,表明模型对样本的拟合优度很好。第三,参数显著性检验。在给定显著性水平为0.05的情况下,查T分布表在自由度为N-2=8下的临界值为2.3060,因为48.86117大于2.3060,所以拒绝原假设。表明太仓港港口的货物吞吐量对其GDP有显著性影响。

3.3.3回归结果。通过以上分析,我们得到了关于GDP和港口货物吞吐量的线性回归方程,用Y来表示GDP(单位:亿元),用X来表示港口货物吞吐量(单位:万吨),其回归方程如下:

Y=131.7543+0.101273*X

该模型的经济意义可解释为:港口的货物吞吐量平均每增长10%,则太仓市GDP的平均值即增长1.01273%。

4港口物流对经济增长的影响机制分析

正如前面所述由于港口货物吞吐量反映了一个港口的总的生产能力,因此港口的发展、进而港口物流的发展规模,在一定程度上可通过港口货物吞吐量的发展水平反映出来。因此,我们在这里仍用港口货物吞吐量来表示港口物流发展的规模,并选取了以上太仓1999至2008年的数据,来进一步的研究港口物流对经济增长的作用机制。在此有关模型、数据等的说明和假设与上文相同。

Y1、Y2、Y3代表一、二、三产业产值(亿元人民币),X来表示港口货物吞吐量(万吨)。

4.1港口货物吞吐量与第一产业相关关系分析。我们得到回归方程:

Y1=13.52657+0.001119*X

该模型的经济意义可解释为:太仓港港口的货物吞吐量平均每增长10%,则太仓市第一产业每年增加值的平均值即增长0.01119%。通过上面的分析我们已知道随着港口吞吐量的增加,第一产业增加值仍有一定程度的增加,并且通过Eviews软件我们还会进一步得到两者之间的相关系数为r1=0.944880,比港口吞吐量与GDP之间的相关程度要低。

4.2港口货物吞吐量与第二产业相关关系分析。通过Eviews得到了下面的回归方程:

Y2=71.82281+0.064094*X

该模型的经济意义可解释为:太仓港港口的货物吞吐量平均每增长10%,则太仓市第二产业增加值的平均值即增长0.64094%。

通过上面的分析我们已知道随着港口货物吞吐量的增长,第二产业增加值也会有一定程度的增加。并且通过使用Eviews软件我们也可以进一步得到港口货物吞吐量与第二产业增加值之间的相关系数为r2=0.986465,比港口吞吐量与第一产业之间的相关程度都要高。可见,港口吞吐量对第二产业的影响是比较大的。

4.3港口货物吞吐量与第三产业相关关系分析。通过Eviews得到了下面的回归方程:

Y3=46.72710+0.036622*X

该模型的经济意义可解释为:太仓港口的货物吞吐量平均每增长10%,则太仓市第三产业增加值的平均值即增长0.36622%。

通过上面的分析我们知道了随着港口吞吐量的增长,第三产业增加值有一定程度的增加,且通过使用Eviews软件得到了两者之间的相关系数为r3=0.998499,比港口吞吐量与港口吞吐量和第一、二产业之间的相关程度要高。

4.4相关性比较。通过上述分析我们知道了港口货物吞吐量与三次产业间的相关系数如表7所示。

从中我们可以看出港口货物吞吐量与第二、三产业的相关程度要远高于它与第一产业的相关程度。由此可见,港口物流对经济发展所起的作用主要是通过作用于第二产业和第三产业进而进一步促进整个国家或地区(城市)经济发展的。

5结论及建议

总之通过以上理论与实证分析,可以明显得出港口物流与经济增长之间的正相关关系,港口物流的发展确实能对地方经济发展起到促进作用。为了提高太仓港港口吞吐量,我们建议:

5.1正确定位太仓港的功能。太仓港紧邻上海,又有着较长的深水岸线,按照交通部长江三角洲地区港口布局规划,太仓港应该是“以上海为中心、宁波为南翼、南京以下港口为北冀的集装箱港口体系”中的北冀组成部分,从支线港起步,向干线港发展,最终成为上海国际航运中心重要的“组合港”、“配套港”。这一功能定位总的来说是符合太仓港实际的。

要把太仓港建设成为上海国际航运中心重要的“组合港”、“配合港”,从指导思想来说,首先必须跳出太仓港是地方港的观念,从更高的角度、更宏观的范围思考太仓港的发展问题。在推进太仓港开发的过程中,应该把太仓港开发建设放在融入国际经济大循环,参与上海经济圈合作分工,与常熟港、张家港港协调互补,促进长江三角洲外向型经济发展的大背景下考虑,进一步摆正太仓港的功能位置。

5.2实行差别化发展。按照太仓港规划,太仓港是以集装箱泊位为主的综合性港口。太仓港受到邻近的上海港、常熟港、张家港港的制约,存在“港口争腹地,腹地争港口”的现象,太仓港应把江、海中转,近洋支线集装箱运输功能充分发挥出来,充当上海港的配套港、喂给港。在港口分工上,要以市场形成的特色为主,如张家港港以林木、粮油为主,常熟港以纸桨、钢材为主,太仓港则以集装箱、石化产品为主,使三港之间业务错位,各有侧重。

5.3建立强大的临港工业群。重点是发展重化工工业群,拓展港口的发展空间。虽然,目前世界上一些著名的大企业、跨国公司,如美国的美孚公司、阿莫科公司、华美国际控股公司、挪威的海德鲁公司,国内的中远集团、华能集团、中国石油天然气总公司、大庆石油管理局等,已捷足先登,在港口开发区内投资开办实业或兴建了码头。但是,从港口物流运输的发展需要看,还需加大重化工工业群的招商引资力度,扩大重化工工业的聚集。

5.4加快信息港建设步伐。太仓港的信息港建设,要按照跨越式发展的要求,加快港口信息化建设的步伐。要把码头装卸系统、资本运营系统、综合物流系统、行政指挥服务系统的信息化建设提到战略高度,像建设物质港口那样去建设“智能港口”。

要加大人才投入、设施投入和研发投入,加强电子数据交换系统、全球卫星定位技术、计算机互联网络、电子商务技术在港口生产经营中的实际应用,以保证现代物流快速顺畅地在港口通过。要通过“网络港口”设置若干远端业务平台,与客户建立互动关系,提供超时空服务,使港口生产融入供应链大系统。

参考文献:

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[5] 周桂良,毛丽娜. 港口物流与淮安经济发展关系研究[J]. 水运管理,2009(1):10-12.

经济增长与水环境污染论文范文第4篇

摘 要：工業4.0时代，信息产业作为经济创新发展的支柱产业，对当下经济增长的贡献日益显著。探究信息产业对经济增长的影响具有重要现实意义。上海作为我国经济发展的重要城市，信息产业发展迅速。因此针对上海市信息产业结构，将信息产业主要分为信息制造业、信息销售业、信息服务业3大类，根据信息产业结构与经济增长发展现状，运用灰色关联度的分析方法，分析了上海市信息产业结构与经济增长之间的关系，结果表明信息产业和经济增长之间的关联度非常高，其中信息服务业与经济增长之间的关联度最大，其次运用协整检验和格兰杰因果检验，对1997—2016年上海市信息服务业产业总值和上海市生产总值进行实证研究。结果表明信息服务业对上海市经济增长具有一定的推动作用，但其互动机制作用不明显。最后从优化信息产业内部结构、注重发展现代信息服务业、促进信息服务业和信息制造业融合发展、以创新驱动信息制造业升级带动信息销售业发展等方面提出了相关建议。关键词：信息产业;信息服务业;灰色关联分析;协整分析;格兰杰因果检验

Interactive Analysis of Shanghai’s Information Industry

Structure and Economic Growth

LIU Yi-nan，LIU Qin

（Business School，University of Shanghai for Science and Technology，Shanghai 200093，China）

According to the information industry structure and economic growth and development status，the analysis method of gray correlation degree is used to analyze Shanghai.The relationship between the information industry structure and economic growth shows that the correlation between information industry and economic growth is very high，and the correlation between information service industry and economic growth is the largest，followed by cointegration test and Granger.Causal test，an empirical study on the total value of Shanghai’s information service industry and Shanghai’s GDP in 1997—2016 was carried out.The results show that the information service industry plays a certain role in promoting Shanghai’s economic growth，but its interaction mechanism is not obvious.Finally，it put forward relevant suggestions from the aspects of optimizing the internal structure of the information industry，focusing on the development of modern information service industry，promoting the integration and development of information service industry and information manufacturing industry，and promoting the development of information sales industry with innovation-driven information manufacturing upgrade.

Key words：information industry;information service industry;grey relational analysis;cointegration analysis;granger causality test

0 引 言

信息产业是国民经济的基础性、先导性和战略性产业，具有创新性强、带动性大、渗透性广等特征，是推动经济快速增长的新动力[1]。近年来，我国信息产业快速发展，2017年1-11月，规模以上信息产业增加值增速13.9%.其中，大数据、第三方网络支付、移动游戏等行业领域的市场规模增速普遍在20%以上。在集成电路领域，1-11月集成电路产量1 417亿块，同比增长19.4%[2]，作为智能制造的基础支撑和制造业的核心内容，被确定为《中国制造2025》国家战略中重点突破的领域，将肩负着重大战略使命。此外，各国学者都对信息产业进行了大量的研究。1962年美国经济学家F.Machlup在其书《美国的知识生产与分配》中首次提出与信息产业相类似概念，2001年D W.Jorgenson研究发现半导体产业促进美国经济持续增长的重要作用[3]。2013年Jason Dedrick通过对45个国家13年的生产率和投资的数据，发现发展中国家信息技术领域的投资对生产率得到进一步的提高有很大的作用[4]。国内学者王宏伟（2009）通过对信息产业TFP增长率及其对经济增长贡献的测算，发现信息产业较高的全要素生产率增长率[5]。杨艳红、姚翠友（2010）证明我国信息产业对实际经济增长存在着格兰杰因果关系，协整检验表明两者在长期内稳定地存在着协同互动的均衡关系[6]。李鸣迪（2011）指出上海信息服务业已经成为上海经济发展的重要支柱和新的经济增长极[7]。王惠、崔杰与王树乔（2014）以江苏省2000—2012年信息产业和经济发展的面板数据为研究对象，运用ADF单位根检验和格兰杰因果关系模型，发现江苏省信息产业和经济增长的关系是互为因果关系[8]。王立国、曹白杨（2015）运用面板模型分析比较了中国热点经济区域环渤海、长三角、珠三角地区信息产业对经济增长的促进作用[9]。李向阳（2015）提出信息产业的发展应建立以企业为核心的产业协同创新体系应结合我国的具体国情[10]。孙红蕾、郑建明（2016）运用结构方程模型，对信息产业要素作用于苏南苏北经济增长的路径影响和贡献度进行了对比分析[11]。李晓钟、陈涵乐、张小蒂（2017）从横向和纵向2个层面比较分析浙江省信息产业与制造业各行业的融合度及产业融合对制造业各行业绩效的影响效应。结果表明，浙江省信息产业与制造业各行业的融合度总体趋于上升[12]。李晓钟、黄蓉（2018）构建了纺织产业与电子信息产业融合评价模型，实证研究了两大产业融合水平及其对纺织产业竞争力的影响[13]。何瑾、杜小民（2018）通过对珠海市信息产业的发展现状展开实地调查，总结其在发展中存在的问题，剖析了地方财政的扶持对本地信息产业发展的必要性[14]。魏艳秋、淑萍（2018）选取现代信息技术服务业和制造业的时间序列数据建立一阶差分VAR模型，运用协整检验、脉冲响应函数、方差分解等工具分析现代信息技术服务业与制造业之间的融合促进关系，结果表明二者之间存在长期均衡关系并且出现了一定程度的融合互动发展，现代信息技术服务业已经成为制造业转型升级的助推器[15]。纪慰华（2018）指出上海信息服务业总量偏小、缺乏引领性的企业，新业态培育、核心竞争力等方面存在明显的短板和不足，应从优化产业生态环境、完善产业链等方面着手加以解决[16]。

综上所述，国内外大多学者都对信息产业对经济增长的影响作用进行了分析，但是具体从信息产业结构对经济增长的影响作用的研究还比较少，因此文中选取上海市为研究对象，分析上海市信息产业结构与经济增长的关联性，探讨信息产业结构优化调整方向。

1 上海信息产业的基本概况

1.1 上海信息产业分类

信息產业是指依靠新的信息技术和信息处理的创新手段，制造和提供信息产品、信息服务的生产活动的组合。由于产业自身的大跨度、多角度、变化快等独特属性，分类标准的制定一直没有形成统一的国际通则[17]。文中根据上海市统计局对信息产业分类标准，将信息产业主要分为信息制造业、信息销售业、信息服务业3大类，信息制造业主要是研制和生产通讯设备及各种电子元件、器件、仪器、仪表等的产业。信息销售业主要是计算机、软件及通信设备等的销售产业，信息服务业主要包括信息传输服务业、信息技术服务业务及信息资源产业等，具体内容见表1.

1.2 上海信息产业的现状

建立上海信息产业发展指标（见表2），可知近几年来上海信息产业发展总体呈增长趋势。

1.2.1 产业发展趋势较好

信息产业是上海的支柱产业之一，改革开放以来一直保持着高速度发展。2015年，上海信息产业以创新驱动发展、经济转型升级为总体要求，抓住建设全球科技创新中心、启动“中国制造2025”、发展“互联网+”的契机，鼓励发展新业态、新模式，不断拓展新兴经济增长点，信息产业对国民经济的贡献不断增强。2016年，上海市信息产业增加值为2 994.33亿元，大约是2010年的1.8倍，此外，2010年到2016年信息产业年均增速明显高于上海市平均经济增速。 1.2.2 产业环境不断改善

近年来，上海市信息产业发展的人力、物力、政策环境越来越得到改善。其中信息产业固定资产投资总值不断增加，从业人员处于增长趋势，政府也加强重视。2010年固定资产投资值只有12.33亿元，到2016年已经增加到了117.01亿元，几乎是2010年的10倍。2010年到2016年从业人员增加2倍之多。此外，2017年，上海市政府制定了发展信息产业的指导性文件，制定总体发展思路、培育骨干企业和完善基础设施等实施意见。2018年上海市政府制定了信息化发展专项资金管理的文件，制定了使用原则、支持范围、监督制度等管理办法。

2 信息产业结构与经济增长的灰色关联分析

2.1 数学模型

为了考察上海市信息产业与经济增长的关系，文中采用灰色关联分析。

灰色关联度分析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。在系统发展过程中，如果2个因素变化的态势是一致的，即同步变化程度较高，则可以认为两者关联较大;反之，则两者关联度较小。灰色关联度分析为一个系统发展变化态势提供了量化的度量，非常适合动态的历程分析，关联度越接近于1，表示2个变量之间相关程度越大。灰色关联度分析步骤包括序列无量纲化处理、计算关联系数和关联度等[18]。

计算过程如下

2.1.1 确定分析序列

确定反映系统行为特征的参考数列和影响系统行为的比较数列。反映系统行为特征的数据序列，称为参考数列。影响系统行为的因素组成的数据序列，称比较数列。设参考数列和比较数列分别为

x0={x0（k），k=1，2，…，n}

xi={xk（k），k=1，2，…，n}，（i=1，2，…，n）

2.1.2 变量的无量纲化

以保证原始数据的统一性，便于变量进行对比，采用初值化算法进行无量纲化处理，即

x′i=xixi1

=（x′i1，x′i2，…，x′in），i=1，2，…，n

2.1.3 计算关联系数

ξi（k）

=

mini

mink|x0（k）-xi（k）|+ρ

maxi

maxk|x0（k）-xi（k）|

|x0（k）-xi（k）|+ρmaxi

maxk|x0（k）-xi（k）|

p稱为分辨系数，通常取ρ=0.5.

2.1.4 计算关联度

ri=1nnk=1ξi（k）

2.2 三大信息产业与经济增长的灰色关联分析

由于信息产业增加值是依据若干行业的有关资料进行跨行业核算的，以避免重复计算，其并不直接汇总到生产总值中，所以经济增长这个指标用信息产业增加值来代表。因此，文中以2009—2016年上海市信息产业增加值（x0）作为参考序列，以同期的上海市信息制造业增加值（x1）、信息销售业增加值（x2）、信息服务业增加值（x3）作为比较序列，数据来源于《上海市统计年鉴》，其原始数据见表3.

根据灰色关联度分析的计算方法，得到上海市信息产业与经济增长的关联系数和关联度（见表4）。

20162 994.33866.73163.811 963.79

上海市三大信息产业与经济增长的灰色关联度的排序为x′0& x′3>x′0& x′1>x′0& x′2.可以得出在上海市经济增长中，信息服务业与经济增长的灰色关联度最高，为0.804 6，其次是信息制造业和信息销售业，分别为0.747 9和0.625 2，说明上海市信息服务业发展与经济增长之间的关系最紧密。

3 上海市信息服务业与GDP的实证研究

从以上分析得出上海信息服务业与经济增长的关联度最大，因此基于时间数列运用计量分析方法验证信息服务业与上海市经济增长的关系。

3.1 数据来源及模型假定

根据上海市统计年鉴，文中选取上海市1997—2016年的生产总值（Y）和信息服务业总值（X）作为研究数据，由此将回归模型设定为

Y=C+αX+ε

其中 Y，X分别为被解释变量和解释变量;C，α为估计参数;α为随机误差项。同时为了防止数据的波动给实证分析带来诸多影响，文中分别给Y，X取对数得到LnY和LnX，以此减少原数据本身的异方差性。由此将模型变换为

LnY=C+αLnX+ε

综合整理以上数据得到上海市生产总值与信息服务业的基础数据，见表5.

根据表5中LnY和LnX的数据，利用EVIEWS 8得到两者的相关性表，见表6.

由表6可以得出：两者的相关系数为0.998 894，且t值为90.119 45，这说明它们之间存在比较强的相关关系。

3.2 实证检验

3.2.1 平稳性检验

由于文中采用的是时间序列，现实中时间序列又大多存在非平稳性，为避免出现“伪回归”，在进行回归分析之前，先对各时间序列进行平稳性检验，文中采用ADF方法对各变量进行平稳性检验，通过EVIEWS 8对LnY，LnX进行ADF检验，单位根检验结果见表7.

由表7ADF检验可知，LnY和LnX原始时间序列数据存在单位根，接受序列非平稳的原假设。对原数据一阶差分后，各变量的ADF统计值都小于1%显著水平的临界值，拒绝了序列“非平稳”的原假设，表明LnY和LnX在单阶单整的情况下均是平稳的，可以进行协整检验。

3.2.2 协整检验

协整检验可检验变量间是否具有长期稳定的比例关系[20]。文中采用EG检验方法对上海市信息服务业与经济增长的长期均衡性进行检验，文中的各序列数据已经通过ADF检验均为单阶单整数据，可对其进行OLS回归，计算出残差，通过对残差进行ADF检验来判断协整关系，残差ADF检验结果见表8.

由表8对残差的ADF检验结果可以看出，拒绝原假设，即表明上海市信息服务业与经济增长之间存在长期稳定的协整关系。

所以，建立协整方程为

3.2.3 格兰杰因果检验

根据协整检验结果表明上海市信息服务业的产业增加值与上海市生产总值是趋于长期稳定的关系它们之间是否具有因果关系，需要进一步利用格兰杰因果检验验证。模型中选择滞后期数lags为1，2，3和4分别利用EVIEWS 8对LnY和LnX进行格兰杰因果关系检验，发现1997—2016年间上海市信息服务业发展水平是经济增长的原因，但是经济增长不是信息服务业发展的原因。联系2000年来上海市经济高速发展的情况，选择2000—2016年间的数据对LnY和LnX再次进行格兰杰因果关系检验，结果见表9.

由表9知当滞后期数为1时，在5%显著性水平下拒绝了“LnX不是LnY的原因”的原假设，即信息服务业的增长是上海市经济增长的原因，存在因果关系;接受了“LnY不是LnX的原因”的原假设，即上海市经济的增长不是信息服务业增长的原因，不存在因果关系。

当滞后期数为2和4时，均不能拒绝原假设。因此，LnY和LnX 2个序列之间不存在因果关系。当滞后期为3时，在10%显著性水平下拒绝了“LnY不是LnX的格兰杰原因”的原假设，即上海市经济的增长是信息服务业增长的原因，存在因果关系;接受了“LnX不是LnY的格兰杰原因”的原假设，即上海市信息服务业的增长不是经济增长的原因，不存在因果关系。

在滞后期为1的情况下，存在5%显著性水平下从信息服务业增长（LnX）到经济增长（LnY）的单向因果关系。而在滞后长度为3的情况下，存在10%显著性水平下从经济增长（LnY）到信息服务业增长（LnX）的单向因果关系。因此，信息服务业是支撑上海市经济发展的较强因果原因，上海市经济的增长对信息服务业的影响程度较弱，但是在10%显著性水平下可以带动信息服务业增长。

4 结论与建议

4.1 结论

基于2009—2016年上海三大信息产业与经济增长的时间序列数据的灰色关联分析可知，上海市三大信息产业与上海经济发展间存在较强的关联性，其中信息服务业与经济增长的关联度最大，其次通过对1997—2016年上海信息服务业与经济增长的时间序列数据进行的协整检验以及格兰杰因果检验，发现上海市信息服务业与经济增长之间存在长期的均衡关系，信息服务业的增长能够推动上海市经济的增长。协整回归结果表明上海市服务业影响经济增长的弹性系数为0.657，即每当上海市信息服务业增长1%时，上海生产总值就会增长0.657%，实证结果表明，上海市信息产业发展水平与经济增长之间存在较强的单向关系，但是其互动机制还没有明显形成，说明上海市信息产业发展还存在较大的上升空间，短期内发展上海市信息产业应该注重经济增长环境对信息产业的支撑作用，而在中长期应该侧重于信息产业发展水平对经济增长起到的推动作用。

4.2 建議

上海市三大信息产业与经济增长的关联度最大的是信息服务业，且通过协整检验和格兰杰因果检验发现信息服务业对经济增长有较强的正向推动作用，因此，对于关联度较大的信息服务业应优先发展，以此带动关联度较小的行业发展，不断改善信息产业的内部结构。根据上文的研究结论，文中提出以下3点建议来促进上海市信息产业的发展。

第一，大力发展现代信息服务业。上海市信息服务业的发展与经济增长有很大的关联性，上海市应大力发展信息服务业，充分发挥其对经济增长的关联作用。促进科技创新从技术维度的单一创新转向集成创新。抓住建设全球科技创新中心、应对“中国制造2025”、发展“互联网+”的契机，积极培育工业互联网、互联网金融、互联网教育、云计算和大数据、车联网、智慧应急等一批新技术、新业态、新模式、新产业。优化产业布局拓展空间供给、鼓励创新创业容许试错提升等措施，促进上海信息服务业产业保持平稳发展。

第二，促进信息服务业和信息制造业融合发展。信息服务业和信息制造业间的融合发展是产业结构升级产物。为促进信息服务业和信息制造业间的融合发展，一是上海市信息服务业应为融合发展提供新的渠道和新的平台，不断完善服务支撑体系。二是上海市信息制造业发展应以信息服务业为载体，加强产业关联，构造互动发展机制，通过创新升级促进产业发展。通过融合发展，不断推进技术进步，持续提升服务质量。

第三，以创新驱动信息制造业产业结构升级，带动信息销售业发展。对接“中国制造2025”中“1+X”体系和科创中心建设，抓住建设国家级制造业创新中心的机遇，以“四新”经济实践区建设为依托，以智能制造为主攻方向，加快新兴产业发展。促进制造业创新能力建设。对接国家制造业创新中心建设工程，打造贯穿产业链、创新链、资金链的创新生态系统，推动企业成为科技创新中心建设的主体，打造共性技术研发平台。提升创新能力，夯实发展基础，补齐发展短板，培育新的增长点，带动信息销售业发展。

参考文献：

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（责任编辑：严 焱）

经济增长与水环境污染论文范文第5篇

[摘要]自20世纪60～70年代以来，国内外学者对金融发展与经济增长的作用进行了大量理论探索和实证研究。目前，金融结构与经济增长，农村金融发展与经济增长成为这一研究领域的新亮点。但是，学者们忽视了农村金融结构对农村经济增长的作用，而把它隐含于农村金融发展与经济增长的研究中。随着研究的继续深入和农村金融体制改革的推进，农村金融结构与经济增长问题就变得越发重要。

[关键词]农村；金融结构；经济增长

一、引 言

20世纪60～70年代，以雷蒙德·W·戈德史密斯、罗纲德·麦金农和爱德华·肖为代表的一批经济学家对金融发展与经济增长的关系作了开创性的研究，肯定了金融发展对于一国经济增长有着不可或缺的作用。此后，该领域一直成为国内外学者研究的热点。随着研究的深入，学者们不仅试图对金融发展和经济增长之间的关系进行重新演绎，而且从两个方面对该领域进行了拓展。一方面，学者们开始注重金融体系内部结构的演变及其在经济增长中的地位和作用，即关于金融结构和经济增长问题；另一方面，学者们也注意到在发展中国家由于普遍存在的“二元经济”带来了农村金融市场的“二元”分割，于是便致力于农村金融发展与经济增长的研究。而这两个方面与金融发展与经济增长研究的关系可以概括为“纵向深化”和“横向衍生”。 本文认为，如果将金融发展与经济增长问题继续拓展，即将农村金融发展与经济增长进行“纵向深化”，将金融结构与经济增长进行“横向衍生”，其交点便是农村金融结构与经济增长。

然而，目前的研究还主要集中在金融结构与经济增长以及农村金融发展与经济增长这两个相关领域。因而，本文将这两个方面的已有文献进行述评，并针对这些研究存在的缺陷以及结合国家目前的经济政策，提出农村金融结构与经济增长问题将是下一个研究的重点。

二、金融结构与经济增长

虽然学者们对金融结构与经济增长的关系作了大量的理论探索和实证研究，但至今对金融结构的内涵及其衡量的指标也没有达成共识。因而在分析金融结构与经济增长之间的关系上也并非是一种思路。

(一)金融资产结构与经济增长

毛定祥(2006)把金融结构界定为金融资产结构，即货币性资产(包括流通中现金、金融机构存款)、证券性资产(包括债券、股票、证券投资基金)和保险保障性资产(包括商业性保险资产、政策性保险资产)的构成及比例。毛定祥依据协整理论利用向量误差修正模型，对中国金融结构与产业结构、经济结构之间的关系进行了实证研究。结果表明：中国正处于从转轨经济向成熟的市场经济过渡的发展阶段。同时，中国的金融结构与经济结构之间存在不协调。蒙丹(2006)同样以金融资产结构为代表，对中国金融结构与经济增长的关系进行了实证研究，实证结果表明非货币金融资产(主要是股票和债券这两类)在金融资产总量的比例的变化与经济增长有正相关关系。

(二)银行结构与经济增长

王红(2005)以银行集中度及银行的市场结构为代表，利用1986～2003年的时间序列数据，研究了中国银行集中度对经济增长的影响，结果表明中国银行较高的集中度对经济增长有负的影响，但这种影响不显著。胡峰(2004)对关于银行集中对企业融资影响的两种假说，即结构一绩效假说、信息基础假说进行了探讨。并且认为，随着我国银行业改革的深入，我国银行的集中度有可能会提高。我国政府需要制定出完善的相关政策，这样才能够保证我国银行业在集中的过程中能够对经济的发展起促进的作用。

陆益美(2005)引入单一区域模型，分析了银行结构与区域经济发展相互作用的机理，从市场结构、所有制结构、产品结构和组织结构等方面总结了中国银行结构存在的主要问题及其对区域经济发展的影响，并提出了适应中国区域经济发展一调整银行结构的政策建议。

(三)金融体系结构与经济增长

林毅夫等人认为主要有两类金融结构现象：一类是指银行业内部的结构，即信贷资产在不同银行间的分布状况，特别是不同规模的银行在信贷活动中所处地位和相应的分工；另一类是指金融市场的融资结构，即以股市融资为代表的市场型直接融资和以银行融资为代表的关系型间接融资的相对比例及其分工。而这两类现象都可以用金融体系结构解释；金融体系结构包括了中介型金融体系与市场型金融体系，中介型金融体系主要考察银行业的结构即第一类现象，市场型金融体系主要考察融资结构即第二类想象。基于金融结构的这种理解，林毅夫、章奇、刘明兴(2003)，从金融结构在经济增长中所起作用的角度出发，对全球制造业1980～1992年数据的进行了经验分析。研究结果表明，只有当金融结构和制造业的规模结构相匹配，即在一个以大企业为主的经济中，存在一个市场型的金融结构，或存在一个较高的银行集中度时，才能有效地满足企业的融资需求，从而促进制造业的增长。此后，林毅夫、姜烨(2006)又利用分省面板数据对银行结构与经济发展做了实证研究，他们认为如果金融体系结构、银行业结构与经济结构相匹配，将会有利于经济的发展和增长；反之，则会对经济的发展和增长起阻碍作用。

(四)小结与评论

通过以上的分析，我们不难看出在已有的关于金融结构与经济增长的研究中，主要呈现出以下三个特点：第一，对于金融结构的界定，主要有金融资产结构、银行结构和金融体系结构三种观点；第二，对于金融结构与经济增长的关系，都认为金融结构应该与经济结构、产业相协调，只有这样才能促进经济的增长；第三，研究的角度都从一个国家的宏观层面，分析的是整个国家的金融结构与经济增长问题，而忽视了发展中国家存在的“二元”经济现象，忽视了由此带来的农村金融结构与经济增长，城市金融结构与经济增长问的差异。

三、农村金融发展与经济增长

诚然，学者们在金融结构与经济增长的研究中很少涉及农村金融结构与经济增长问题。但是，我们从农村金融发展与经济增长的研究中可以隐约地发现，学者们实际上一直把农村金融结构与经济增长问题隐含于农村金融发展与经济增长的研究中了。

姚耀军、和丕禅(2004)利用Granger因果检验法对中国农村1978～2001年间农村金融发展与经济增长的关系作出实证研究，发现中国农村正规金融的发展对农村经济增长并没有起到“供给主导”作用，而是处于一个严重滞后的“需求遵从”地位。实证研究表明，农村正规金融相对于农村经济增长是缺乏效率的，而农村非正规金融值得关注。郭沛、蒋俊鹏(2005)运用双变量格兰杰因果关系检验法，选择1985～2003年的有关数据，分别检验了东中西部三大区域内农业经济增长与农村金融组织发展之间的因果关系。研究表明，就区域层面而

言，农村金融组织发展与农业经济增长存在单向的格兰杰因果关系，农业经济增长不是农村金融组织发展的格兰杰原因。因此，培育和发展农村金融组织，建立多元化竞争性的农村金融市场体系，对于构建农村金融组织发展与区域农业经济增长之间的良性互动关系具有重要作用。安翔(2005)在对内生增长理论中的帕加诺模型作适当变换后，通过多元线性回归分析，结果显示，在农村经济增长过程中，金融业的发展对其具有显著的促进作用，同时，国家制定的宏观经济政策也是决定性变量；另外，利率指标与农村经济增长率有显著的负相关关系，即为了促进农村经济的增长，应以凯恩斯的低利率货币政策为佳。邓莉、冉光和(2005)采用灰色理论中的关联分析法，研究重庆农村金融与农村经济发展之间的关系。研究发现，重庆农村金融规模是影响农村经济增长和发展的重要指标；农业贷款对农村经济增长的影响较弱，说明金融对农业的支持力度不够；而乡镇企业贷款对乡镇企业增加值的直接贡献有限，说明乡镇企业的发展对农村金融的依赖程度不高，但对农业经济增长和农民收入的影响却较为突出，说明乡镇企业的发展可有效促进农村经济的发展。

这些研究都表明农村金融发展促进了农村经济增长，农村金融必须与农村经济相协调。但是在分析农村金融发展时采用的大都是采用金融相关率、农业贷款等指标衡量表示，而忽视了金融结构的变迁也是农村金融发展的重要表现。因而，他们是将农村金融结构与经济增长的关系隐含于农村金融发展与经济增长中进行研究。

四、结论与研究展望

综上所述，对金融发展与经济增长问题的再次拓展将会在农村金融结构与经济增长研究上形成交点，但是目前的研究还主要集中在金融结构与经济增长以及农村金融发展与经济增长的两个相关领域。前者忽视了在发展中国家农村金融结构与城市金融结构的差异，后者把农村金融结构隐含与农村金融发展中。因而，研究农村金融结构与经济增长问题，对于促进金融发展与经济增长理论的发展具有重要的理论价值。

另一方面，在2007年中央“一号文件”以及温家宝总理的政府工作报告中都提到了“要构建分工合理、投资多元、功能完善、服务高效的农村金融组织体系，以此解决农民贷款难问题，促进农村经济增长”。显然，研究农村金融结构与经济增长，对于我国农村金融制度改革和解决“三农”问题又具有重要的现实意义。

总之，对于存在“二元”经济现象的发展中国家来说，农村金融结构的变迁对于农村经济增长的作用是一个不容忽视的问题。因而，农村金融结构与农村经济增长的相关作用，将成为学者们下一个研究的重点之一。

经济增长与水环境污染论文范文第6篇

[摘要] 近年来,外商直接投资额在上海地区总体呈上升趋势,而房地产业所占比重较大,本文选取了近10年的数据进行实证分析,试图得出上海地区房地产业外商投资与经济增长之间的相关关系,并提出了房地产业利用外资的政策建议。

[关键词] 房地产业外商投资回归分析政策建议

一、引言

受金融危机影响,世界各地房地产需求较同期而言有所下降,但是房地产依然在外商直接投资中占有很大比重。根据上海市统计局2008年发布的前三季度数据显示,第三产业中的房地产业依然是吸引外商投资的大头。从合同外资看,前三季度,上海第三产业吸收合同外资金额97.53亿美元,而第三产业内部,房地产业合同外资比重最大,房地产业外商直接投资合同金额34.16亿美元,同比增长75.6%,占第三产业外资合同金额的35%,比重同比提高5.7个百分点。从实到外资看,前三季度房地产业实到外资比重依然占据首位,房地产业实到外资金额17.81亿美元,同比增长27.4%,占第三产业实到外资的35.4%,比重同比提高1.9个百分点。

国内外有很多学者对房地产业的外资情况进行研究。Russekyh,F. &Ruffin,R.指出:当美国的外债增加时,美国在外国房地产领域的投资也会相应增加。Moshirian,F. & Pham,T.在实证分析1985年～1995年间导致美国在外国房地产业投资增加的原因时发现:美国在国外房地产业的投资与美国的财政状况、东道主国制造业和银行业的发展水平均呈现出正相关关系,同时他们研究还发现当美国股票的收益下降时,投资者更倾向于向国外的房地产业投资。中国人民银行上海分行课题组在对上海市房地产业的外资化程度进行实证分析时发现:在国内市场、宏观经济政策等一系列外部因素的影响下,房地产行业出现了外资流入增加、对内资替补性增强的倾向。

本文试图对FDI与上海房地产业增长之间的定量关系做系统性研究,并回答以下几方面问题:(1)房地产业的FDI与上海房地产业的增长是否存在长期的均衡关系;(2)二者之间的短期关系以及相互影响程度如何,并根据实证分析得出文章的结论及政策建议。

二、样本来源及数据处理方法

本文以上海市房地产业作为样本,数据年限为1990年～2007年。文中用HGt表示第t年的房地产业产值,HFt表示第t年的外商对房地产业投资额,上海市历年房地产业产值数据均来自于《上海统计年鉴》。为了消除物价因素的影响,均使用1990年为基期的商品零售价格指数对变量进行了缩减,且外商对房地产业的投资额(HFt)按当年美元与人民币平均汇率折算成人民币。为了消除数据中可能存在的异方差,本文对有关数据均做了对数处理。

三、实证分析

1.时间序列的平稳性检验。要进行协整分析必须首先进行单位根检验。本文使用目前最有效的序列稳定性检验工具ADF(Augmented Dickey-Fuller)法检验变量的稳定性,回归方程如下:

(1)

在方程(1)中,Yt是所研究的时间序列,α是常数项,T为时间趋势,εt是随机误差项,p是最佳滞后期。零假设H0:Yt是平稳序列,当显著为负数时,便拒绝原假设。对于非稳定变量,还需要检验其一阶差分的稳定性,若变量的一阶差分为I(0)序列,则此变量是一阶单整的。所有变量均为I(1)序列是变量之间存在协整关系的必要条件。

对变量Ln(HGt)和Ln(HFt)及其一阶差分变量DLn(HGt)、DLn(HFt)使用ADF法进行平稳性检验便可以看出,上海市外商对房地产业的投资额与房地产业具有同步增长的趋势,并且变动的方向和步调较为一致,这说明其间可能存在较强的相关关系。其中,外商对上海市房地产业的投资额于1990年～1992年出现的小幅回落,主要是由当时国内的经济环境造成的。而1998年～2000年的下降则主要是由于东南亚金融危机时期,大量外资投资主体撤资。其余年份,外商对房地产业的投资额均呈稳步上升趋势。

由表1可见:水平序列Ln(HGt),Ln(HFt)在5%的显著性水平下不能拒绝单位根假设,是非平稳的。而其一阶差分序列DLn(HGt)、DLn(HFt)拒绝了单位根假设,是平稳的,这说明Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的(I(1)序列)。

2.协整检验。虽然外商对上海市房地产业的投资额与房地产业增长都具有各自的长期波动规律,但是如果能证明它们是协整的,则可以确定它们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。时间序列的平稳性检验显示Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的,所以可进行协整检验以验证两者是否存在协整关系。鉴于此,本文采用Johansen的极大似然法进行协整关系检验,根据各数据生成过程特征,本文选择数据和协整方程中存在线性趋势,且协整方程中有截距项的模型,并利用AIC准则确定最佳滞后期数,协整测试的结果见表2。

表2显示,当rk(∏)=0时,迹统计量的值为21.21,超过5%显著性水平的临界值15.41,表明应拒绝零假设,接受备选假设。当rk(∏)=1时,迹统计量的值为2.39时,小于5%的临界值3.76,因而接受零假设。结合这两个假设的结果可得出结论:在5%的显著性水平下两个变量之间存在一个协整关系。这说明在95%的概率下,外商对房地产业的投资额与房地产业产值之间存在长期均衡关系,长期均衡关系的协整方程为:

Ln(HGt)=3.2871+0.1207Ln(HFt)(2)

(2)式表明Ln(HF)对Ln(HGt)增长的长期弹性为0.1097,这说明在1990年～2007年的样本期限内,HFt每变化1个单位,HGt变化0.1207个单位,即外商对上海市房地产业的投资每增长1个单位,上海市房地产业产值仅增加0.1207个单位。由此可见,FDI在促进我国房地产业发展中所起作用较小,本土企业占主导地位。

3、误差修正模型。根据Granger定理,两个不稳定的I(1)序列变量,如果二者之间存在协整关系,必须用误差修正模型来表达它们的线性关系。为此,本文构建了误差修正模型进行估算,并得到如下结果:DLn(HGt)=0·6421DLn(HGt-1)-0·1252DLn(HGt-2)+0·0162DLn(HGt-3)-0·0347DLn(HGt-4)+0·1654DLn(HFt-1)+0·0219DLn(HFt-2)+0·2382DLn(HFt-3)+0·4614DLn(HFt-4)+0·0653-0·5946vecmt-1 (3)

(R2=0.8521, D.W.=1.8526, AIC=-4.0039, F=9.7652,且误差修正项为负值,符合反向修正机制)

由(3)式可以看出:Ln(HFt-4)对Ln(HGt)的变动影响显著。产生这种现象的原因是由于房地产从投资开发到建成一般有3年～4年的滞后期。另一方面,Ln(HGt-1)与Ln(HGt)存在高度的正向关系,这说明了上海的房地产业增长具有很大惯性。同时,(3)式中的修正系数达到0.5946,这说明上海市房地产业变化还受到其他多种因素的影响。总之,误差修正模型的结果表明房地产业FDI的波动不会对上海市房地产业产生较大影响。

四、实证检验的结论及政策建议

本文的实证分析得出以下结论:外商对房地产业的投资与房地产业增长之间存在长期的均衡关系,但其对房地产业增长的长期影响并不显著。短期内,只有HFt-4和HGt-1对HGt的变动影响显著,其他滞后期的变量对HGt的影响作用并不显著。产生上述现象的主要原因可能与我国房地产行业的特殊性有关。我国房地产行业的竞争更多的取决于土地所有权的获得。大部分的市场土地都留在了本土开发商的手中,外商投资者的市场行为更多的是受到政府政策的影响,而不是由企业本身对市场的反应所决定。

综合以上分析,各级政府在制定和实施房地产业招商引资计划时,要充分认识到FDI对我国房地产业发展的实际贡献,为其提供良好的投资环境,以最大限度地发挥FDI的作用;同时在制定引资政策时要考虑到FDI对房地产业存在着滞后影响,综合权衡长短期利益。FDI在一定程度上可以解决部分企业融资的问题,但是外资的进入若失去一定的控制规模,可能会加剧房地产业投资风险,形成泡沫经济,所以在引进FDI时还要加强管理控制,促进房地产市场健康发展。

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