农业经济增长影响因素研究论文

农业经济增长影响因素研究论文（共12篇）

农业经济增长影响因素研究论文 篇1

摘要：影响农业经济增长的主要因素包括资本、劳动力、制度、技术进步和对外开放等。对于手工业者来说，人力资本是影响经济的主要因素;对于农业机器制造厂来讲，物质资本是影响其经济增长的主要原因。但对于现在的绝大多数农民来说，人力资本是影响其经济增长的主要因素。

关键词：农业经济;人力资本;物质资本

农业经济水平显示着一个国家的综合国力水平，而衡量一个国家的富裕水平看的就是经济增长水平。中国是一个发展中国家，其人口大部分集中在农村，因此注重农业经济发展是重中之重。当今，农民已经告别了手工收割，越来越多的收割机、播种机等大型机器相应出现，需要的专业人员也更多，导致人力资本成为了影响农业经济增长的主要因素[1]。

农业经济增长影响因素研究论文 篇2

关键词：要素贡献,柯布道格拉斯生产函数,资本驱动

一、引言

伴随着改革开放政策的深入, 国家出台了一系列有利于安徽省经济发展的政策, 安徽省也必将迎来重要的机遇。在这样的大好形式下, 蚌埠作为安徽省皖北地区的重要城市, 也必将迎来重要机遇, 而且研究蚌埠市经济增长的因素及其贡献份额, 对促进蚌埠市经济增长及安徽省经济增长具有深远意义。其次, 蚌埠作为皖北重要的城市, 在省内城市区域经济竞争日益激烈的态势下, 蚌埠如何加快发展, 如何尽快重返安徽省第一方阵, 已成为皖北人民特别是蚌埠人民共同思考的问题。所以把握蚌埠市经济发展趋势, 积极寻找经济增长的驱动因素, 深入分析经济波动规律, 有利于科学发展蚌埠经济, 促进蚌埠重返安徽省第一方阵。

二、相关文献综述

我国经济增长的影响因素同时深受国内学者的关注, 国内学者进行了大量的实证分析。谭顺富 (2007) 运用索洛余值法, 得出中国经济快速增长原因。刘伟等人 (2002) 使用柯布道格拉斯生产函数, 对数据进行回归分析, 并且建议要通过加大投资等方面来发展中国经济。朱学星等 (2012) 运用格兰杰因果检验和最小二乘法, 对安徽省2000—2009年的数据进行分析, 得出居民消费和投资这两个因素任一因素增长都会影响经济增长。王迪等人 (2010) 基于C-D生产函数分析了东部地区经济增长的驱动因素。陈桢 (2008) 认为我国高经济增长未带来就业增长, 而经济增长的就业效应却在不断趋弱。虽然以上文献都运用生产函数和索洛剩余, 但是较少有研究中部省市的经济增长的, 对于特定地区尤其是经济不太发达地区涉及的更少。本文将在以上方面改进, 利用蚌埠市2000—2013年的时间序列数据, 利用生产函数及其改进后的索洛经济增长模型, 利用计量分析研究资本投入, 劳动以及科技进步因素在蚌埠市经济发展中的作用和贡献份额, 以便为蚌埠市经济增长提出合理化建议。

三、蚌埠市经济增长影响因素的分析模型

1. 生产函数的变量选取

根据生产函数表达式为Q=Af (L, K) , 其中:Q为产量 (或产出) , A为常数, 得出适合蚌埠市实际经济情况的柯布道格拉斯生产函数是

对 (1) 取双对数可得到:

(2) 式中:Q表示总产出, 选用蚌埠市历年国内生产总值 (G DP) 表示 (以2000年=100为基准) ;劳动 (L) 选用蚌埠市三次产业合计的从业人口表示;资本 (K) 表示的是资本投入, 选用蚌埠市历年固定资本的总额 (假定1978年不变价) ;A为常数;a为T的系数, u是随机误差项, α与β是产出弹性, 分别表示资本和劳动所得在总产量中所占份额量化技术进步 (T) 一直是个难题。本文技术进步选取时间 (T) 为它的代理变量。假定规模报酬不变, 即a+b=1。对 (2) 式整理得到:

2. 经济增长方程和相应的贡献率公式

(3) 式对时间求导得到以下的经济增长方程:

(4) 式表明, 在规模报酬不变的条件下, 经济增长构成部分如下所示:

根据 (4) 、 (5) 可以得到如下公式:

基于公式 (3) 和1996年-2007年历年投入产出数据 (GDP是以2000年=100为基准来计算的) 并且利用evuews对以上数据进行回归拟合度和系数分析, 得出结果并对结果进行分析, 得到如下所示的蚌埠市经济增长模型:

从上述结果可以看出, 样本决定系数为71.4%, 修正样本系数为67.8%, 上述模型拟合结果通过了F-检验和t-检验, 可见模型可以很好地反映了蚌埠市2000年-2013年的经济的实际增长情况。为了研究方便, 对式变形可得:

根据式 (6) 、 (7) 、 (8) 、α和β值, 可以得到下列各式:

安徽省经济增长方程:

其中:是全要素生产率。

四、数据整理计算和分析

根据 (12) 式α、β值和要素贡献的计算公式以及蚌埠市2000-2013年投入产出, 可以得到蚌埠市经济增长中各要素贡献表由表一说明1996年以来, 蚌埠市经济增长质量有所提高, 经济增长中劳动投入已经超过合理规模且得出劳动边际收益递减规律导致劳动贡献降低, 技术进步的贡献部分在经济增长中作用还是比较明显的, 经济增长具有典型的投资驱动型特点。

五、结论与政策建议

通过以上分析, 可以看出:在蚌埠市经济增长中, 劳动贡献率一直处于一个低水平, 且很不稳定, 虽然劳动力的投入很稳定:资本的年平均贡献率达到58.08%, 伴随有扩大的趋势;技术进步年均贡献率是32.11%, 且处于不断下降中。由以上的结论可以看出蚌埠市经济增长具有明显的资本驱动性而且投资结构不合理, 主要以固定资产投资为主, 近十年来, 蚌埠市的劳动投入已经达到一定的规模, 技术进步率处于减少的状态。所以建议在以后制定政策时, 要适度投资, 注重产业结构调整和自主创新并且大力培养人力资本。

1. 注重适度投资

蚌埠市经济增长具有“投资驱动”特征, 经济增长主要靠投资拉动, 蚌埠市以固定资产投资为主的投资结构不够合理, 且规模太大, 增长太快, 如果再这样发展下去, 很有可能超过资源和环境的承受能力, 造成经济的大起大落。除此之外, 很多低效率资本的形成主要以牺牲未来可持续发展或者破坏环境为代价的, 若长此下去, 将会为未来经济可持续发展带来更大的成本。所以应当注重适当投资, 改善投资结构以此来促进经济。

2. 大力培养人力资本

Lucas还认为, 人力资本的形成可以通过正规的学习教育和生产学习来实现, 所以政府应该加大对教育部门的投入, 使人力资本能够更好地促进经济的增长。安徽省是一个人口大省, 蚌埠市人口也很多, 而且缺少支柱产业。同时, 安徽省是劳动力大省, 蚌埠市的劳动人口也很多, 但劳动投入对经济增长的贡献率一直处于较低水平且处于不稳定的状态, 可见蚌埠市的劳动投入达到最大规模, 单纯依靠增加劳动投入已经无法促进经济增长。所以在这种情况下要想提高劳动贡献, 就提高劳动力的质量, 通过对劳动力进行职业技能等培训, 使其由人口资源转换为人力资源。这样一来一方面可以促进剩余劳动力向非农产业和城镇有序转移;另一方面也鼓励有创业能力的外出务工人员返乡创业, 从而促进经济的发展。

参考文献

[1]朱道才.安徽省经济增长因素实证分析[J].平顶山学院学报, 2009 (4) :18-20.

[2]赵玉.安徽省经济增长因素实证研究[J].长春理工大学学报, 2013 (1) :95-97.

[3]麦广慧.安徽省经济增长影响因素的实证分析[J].内蒙古科技与经济, 2007 (143) :3-5.

[4]杨桂元, 高艳.安徽省区域经济增长趋同性研究[J].统计与信息论坛, 2007 (2) :49-53.

陕西省影响经济增长的因素研究 篇3

关键词：物质资本；人力资本；经济增长

一、模型建立

柯布道格拉斯生产函数，最初是由美国数学家柯布和经济学家保罗·道格拉斯于20世纪30年代初一起提出来的，用来研究和探讨投入和产出关系的数学模型。经过长久的发展和完善，学术界普遍用来预测国家和地区的工业系统或大企业的生产和分析发展生产的途径的一种经济模型，简称生产函数。它的基本的形式为：Q=AKα Lβeμ

其中，Q为产量，K为资本投入量、L为劳动投入量，A代表技术进步系数，α、β为参数，μ为随机扰动项。

在本文中，笔者用GDP来反映Q，用全社会固定资产投资总额来反映K，用年末从业人员数来反映L，用人均GDP来反映地区的生产技术。通过对柯布道格拉斯生产函数的估计，可以间接得到GDP增长与固定资本投入增长、劳动投入增长和技术的关系。对于该增长模型的估计，通过对柯布道格拉斯模型两边取自然对数，得到：lnQ=lnA+αlnK+βlnL+μ

因此，针对本文所用的指标，设立以下模型：

lnGDPt=β0+β1 lnK+β2 lnL+β3 lnA+μ

二、数据选取与处理

在本文中，本文根据历年国家及陕西省统计局公布的相关统计年鉴选取了陕西省1978年至2013年国内生产总值总值、社会固定投资、年末就业人数和人均GDP作为样本数据进行实证分析。由于样本都是时间序列数据，因此为了消除其时间趋势带来的虚假回归，将所有变量先取自然对数，然后進行差分处理，利用滞后三期的时间序列进行拟合回归求得其差分系数如下：

GDPKLA

P11.0097221.0196341.1524060.97527

P21.0140941.0306721.1351230.978653

P31.0092551.0376841.1190760.972645

于是，利用如下方程处理，得到新的数据

lnGDPt'=lnGDPt-1009722*lnGDPt-1-1014094*lnGDPt-2-1009255* lnGDPt-3

lnK'=lnKt-1019634*lnKt-1-1030672*lnKt-2-1037684*lnKt-3

lnL'lnLt-1152406*lnLt-1-1135123*lnLt-2-1119076* lnLt-3

lnA'=lnAt-097527*lnAt-1-0978653*lnAt-2-0972645* lnAt-3

三、模型回归

对被解释变量（lnGDP'）与解释变量（lnK'、lnL'、lnA'）进行回归分析，用Eviews进行OLS估计的结果见图1。

由于R2=099，可以看出该模型对样本拟合度非常好。在5%的显著水平下，lnL的t统计量为466，lnA对应的t统计量分别为1814，说明在其他解释变量不变的情况下，解释变量“年末就业人数”和“人均GDP”分别对被解释变量“国内生产总值”有显著影响。但检验结果的DW值为0677615，查表在5%显著性水平下dL=132，显然有dL=132>0677615，说明模型中存在正自相关。

于是可以采用科克伦-奥克特迭代法，把上述OLS估计得到的残差序列命名为e。对残差e作回归分析，得到回归方程et=0657430×e（t-1）+ε

由上式可知，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程：

DlnGDPt=β0+β1 DlnK+β2 DlnL+β3 DlnA+μ

对广义差分方程进行回归，输出结果见图2。

于是，可得最终回归模型如下：

DlnGDPt=286+001*DlnK+033*DlnL+106*lnA+μ

（425）（036）（262）（1874）

R2=099F=865263DW=161

由图2中的数据可以得到：R2=099，说明模型对样本的拟合比较好。在5%的显著水平下，对各变量系数进行t检验，发现DlnK的t统计量为0357，影响不显著，说明“固定投资”可能对国内生产总值影响不显著；DlnL、DlnA对应的t统计量分别为2619、18744，说明在其他解释变量不变的情况下，解释变量“就业人数”和“人均GDP”分别对被解释变量“国内生产总值”有显著影响。并且检验结果的DW值为161，说明模型中不存在自相关。

四、结论分析

由以上GDP增长模型可知，固定资本投资每增长1%，平均来说GDP将增长001%，劳动投入每增加1%，平均来说将使GDP增长033%，技术每增长1%，平均来说GDP将增长106%。但是，其中投资对当年经济增长影响不显著，也许是投资由于投资有一定的滞后效应，在短时间内对经济增长影响不大。由此结果可知，资本投资、劳动投入、技术均与经济增长在长期中存在着正向关系，即增加资本投资、劳动投入和技术改进对经济增长有拉动作用，其中劳动投入对经济增长的拉动作用较大。

我们做此GDP增长模型的主要目的是认识和试图分析GDP增长的原因，所以还是有所收获。根据以上两个模型估计的结果，可以知道资本和人力对陕西经济有较大的拉动作用，其中，人力资本对中国经济增长的拉动作用比资本的作用很大。造成该现象的原因可能是陕西人口众多，在发展经济的同时需要解决大量的劳动力就业问题，因此，发展劳动力密集型产业也是当前较好的选择。目前陕西正在大力发展高新技术产业，技术的作用日益凸显，将成为拉动陕西的经济增长的另一有力因素。（作者单位：云南大学经济学院）

参考文献：

[1]李子奈 潘文卿.计量经济学[M].高等教育出版社，2010.

[2]李伟.四川经济增长因素分析—基于柯布道格拉斯模型[J].中国商界，2010（03）.

农业经济增长影响因素研究论文 篇4

摘 要：文章从农业信息化的角度出发，阐述了农业信息化对我国农业经济发展的影响，分析了河南省的发展现状。农业化进程飞速前进，农产品的市场竞争力也在不断的增强，要实现我国农业经济的稳步增长，必须要把农业信息化重视起来。

关键词：农工业信息化;农业经济;影响

随着我国全方面改革的进一步深化，在农业领域的改革也有了新的进展，农业信息化也越来越成为社会信息化的重要组成部分，与其他的发达国家相比，我国的农业信息化依然处在发展的初级阶段中。

一、农业信息化的特点

长期以来，我国农村的发展与城镇的发展有着截然不同的特征和模式。因此城镇信息化的特征与农业信息化的特征也是有所差异的。正确的掌握农业信息化的发展特点，能很好的推进农村信息化的进程与发展，少走弯路，其主要特征有以下几点：

1.地域广阔。在我国，农村地区的地域相对广阔，且自然条件存在着较大的差异，经济发展水平参差不齐，这些特征都给农业信息化的发展带去了影响和风险。

2.内容复杂。在农业生产的过程中，存在着经济再生产和农业再生产的双重属性特征，涉及到农作物生长的自然因素、生长规律、环境资源的影响，同时也会涉及到各种经济活动，加工和制造等。由此可以看出，农业信息化的内容是非常复杂的。

3.发展的周期性长。农业信息化主要是与农民和基层的农业工作人员相关的，他们是一个很庞大的社会群体，并且，相对来说思想是比较保守和落后的，文化素质也比较低，使得农业信息化在农村的推进受到了影响和阻力，需要一个比较漫长的过程。

4.公益性质。农业信息化的发展能够很好的带动农业经济的发展和增长，使其获得良好的经济效益，同时又能推动生态效益的增长，更深层次的意义是能推动农村经济的发展和与社会的统一协调发展，具有社会公益性。

二、河南省的农业信息化现状

近年来，河南省的农业信息化主要围绕增收、农产品的市场竞争力、农业增效等方面来开展，初步完成了农业信息化的部署工作，充分发挥农业信息化对经济的促进和增长作用，以下是现状分析：

1.网络体系健全。伴随着“112”工程的实施，河南省的网络信息建设得到了大幅度的发展，以县级网络建设为主，乡村信息建设为辅的跨越式建设发展模式。网站信息遍布河南省的各个县市。

2.人才队伍壮大。自河南省农业信息网络建成后，也相继成立了系统建设机构和专业的信息管理机构，各个机构中对于专业人才的需求量也就越来越多。河南省相关机构先后对农业信息化管理人员进行了专业的培训，提高他们的基础业务知识水平和应用水平等。

3.资源整合开发。河南省农业信息服务站建立了多条信息采集渠道，形成了完善的信息采集整合系统。

三、农业信息化多我国农业经济的重要影响

1.对农业经济增长的促进作用。从生产力关系、生产力和信息技术这些方面来看，科学技术水平的提高，影响了农业信息化的发展，对农业信息化具有很强的带动作用。同时农业信息化的快速发展，需要更多的农业技术人员，从根本上来说，对于生产关系和生产力都有着促进作用。农业技术信息化的发展，也带动了互联网产业的发展，无形之中带动了很多产业领域的发展。

2.转变了农业发展方式。社会经济不断增长，各种资源浪费和短缺的现象屡见不鲜。农业信息化的发展在生产过程高效自动化的同时，也对我国的传统农业进行了升级和改进，转变了以往粗放落后的生产方式。

3.增加农民收入。农业生产的信息化，省去了商品的交易流程和流通流程，可以把农产品和市场进行有机的结合，降低交易成本。农民可以利用信息资源进行农业生产，从而提高了农产品的质量和收益数量，形成了高效环保的绿色生态农业。这样的生产方式对于提高农民的收益有很大帮助。

四、信息化促进农业经济增长的有效策略

1.完善网络系统建设。网络系统建设的完善对于农业信息化有很重要的作用。通过网络传媒的多样性对农业技术进行改革和推广，完善通讯和交通等基础设施的建设，定期更新农业信息网络系统以及数据库。

2.政府作用。当地的有关政府一定要重视农业信息化的建设，充分发挥其职能作用，强化发展建设，结合实际情况采取相适应的措施，例如设立专项资金等。实行鼓励政策，奖罚分明，进一步提高农业信息化水平，推动农业发展。

3.媒介宣传。要建设独具特色的农业信息技术，就要加强网络等方面的建设，形成供求的农业信息规模，降低信息的发布成本。另外要加强网络媒介的.建设，通过媒介宣传一些农业科学内容，增强农民对一些农业基础知识的理解与认识，提高农民知识素养。

4.完善法律。對一些农业相关法律的完善，有利于农业发展朝着健康、良好、安全的方向去发展。保证农民广泛的获得农业信息方面的知识，能更好的经营农业活动，充分尊重法律。要保证农业信息化的顺利进行，就必须要完善法律的宣传工作，使农业经济水平得到提高。

5.完善服务体系。农业信息化体系的不断完善，能很好促进农业经济的增长。再加上一些新技术的引导和一些农业经济组织的有效结合，对农业经济的规模化和产业化都有着很重要的作用，也增强了农业市场水平的竞争力。从整体上来说，对农业经济的发展具有积极作用。

6.加强人才培养。有了专业人才的支持，才能科学利用信息化的技术。农业经济的发展本身来说就是实践性很明显的项目。在这个过程中就需要专业水平比较高的队伍来扶持。无论是专业水平还是经验方法都是很重要的，因此，要加强对从业人员的技术培训，不断提高其业务水平。在信息化人员的专业培训中，要注重知识的有效交流，同时也要注重科普知识的完善工作，对于一些知识经验丰富的农民，也要积极参与到其中来，发挥所长，共同学习，为农业经济的提高奉献自己的力量。

五、结语

在经济全球化大背景下，不管是国内市场还是国外市场，竞争都是十分激烈的，农业发展也要跟上时代潮流，顺应时代发展趋势。农业信息化对我国农业经济有很要的影响，一定要全面重视起来，并且加以完善和创新。

参考文献：

[1]李向阳.信息化对农业经济增长影响的回归分析[J].统计与决策，，(04)：18-19.

[2]刘绍敏.中部六省农村信息化对农业经济增长的影响研究[D].南华大学，.

影响人口增长的主要因素 篇5

(1)人口的自然增长，即新出生的人口和已死亡人口之间的差额；

(2)迁移增长，即迁入人口与迁出人口的差额。人口增长的绝对幅度以人口净增加额来衡量，人口净增加额等于人口自然增长额与人口迁移增长额之和。人口增长的相对幅度是人口净增加额与总人口的.比率。一般地，人口增长率应小于经济增长率，否则人均国民生产总值降低，人民生活水平就会下降。

农业经济增长影响因素研究论文 篇6

通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究

摘 要：本文基于1986年至2011年的年度数据， 利用 Eviews 6.0建立向量自回归(VAR) 模型，在此基础上进行Johansen协整检验，利用脉冲响应函数与方差分解考察和分析通货膨胀与其各影响因素间的长期均衡与短期动态关系。 关键词：通货膨胀;实证分析;宏观经济 一、实证分 析 (一) 变量说明与数据选择 1.变量说明。 本文练合考虑引起通胀的货币因素、成本因素、需求因素和外部输入因素，考虑到数据的可获得性和数据口径的一致性，从各因素中分别选取以下代表指标进行实 证分析。( 1 ) 广义货币M2 。M2能够反映货币的总体变化情况，因此用其作为货币的代表性指标，并用其发展速度衡量货币的发展。( 2 ) 工业品出厂价格指数PPI。工业品出厂价格处于产业链前端，对成本增长具有传递作用，因此用 PPI的变化反映成本变动。( 3 ) 新增固定资产投资额FAI。考虑到投资拉动的通胀，本文以FAI作为需求代表指标，用其发展速度代表需求的增长。( 4 ) 国际原油价格 OIL 。由于国际原油价格上涨，引发我国进口成本增加，进而引发国内原油和其他能源价格的增长，造成国内物价指数的变化，因此用OIL代表外部输入因素的变动。本文选取迪拜原油价格指数作为国际原油价格的代表， 居民消费物价指数(CPI)作为通货膨胀的代表。 2.数据选择与处理。 考虑到数据的可比性，本文所有指标数据均是以1986年各月为基期的发展速度。本文的CPI、PPI、FAI和M2的原始数据均来自中国统计年鉴， OIL原始数据来自国泰安数据库。为使模型的设定更合理并减少或消除潜在的异方差问题，对以上序列分别取自然对数。 (二) 实证分析 1.ADF单位根检验。由于上述变量的数据均为时间序列数据，为防止由于时间序列数据的非平稳性而导致的伪同归现象，应首先对各单变量进行ADF平稳性检验。分别对LnCPI、lnPPI、LnFAI、LnM2和LnOIL进行ADF单位根检验，滞后阶数南滞后 l 0阶内的SIC准则确认。在5%的显著性水平下lnPPI和LnOIL不能拒绝存在单位根的原假设，它们是非平稳的时间序列，但是各变量的一阶差分序列是平稳的，所以LnCPI、lnPPI、LnFAI、LnM2和LnOIL均是I(1)过程，所以应采用协整方法研究。 式(1)表明，LnCPI和lnPPI、LnFAI、LnM2 、LnOIL存在长期均衡关系。从协整方程来看，各因素的增加均对通胀产生正影响，与经济意义一致。其中工业品出厂价格指数对通胀的影响最大，PPI每增加一个单位，引起 CPI半均增加0.4569个单位;OIL、M2和FAI对通胀有不同程度的影响，每增加一个单位，分别引起CPI半均增加0.0743 、0.064和0.5727个单位。由此可知，从长期来看，成本因素对通胀的解释能力最大，是导致通胀的主要因素，其次是外部输入因素，货币发行量和投资需求对通胀的影响程度不大。 回归结果中各变量的系数均显著，模型的拟合优度为0.3861，拟合效果较好。系数通过显著性检验，表明CPI在短期具有向长期均衡水平调整的动态调节机制。模型中 ECMt-1为误差修正项，表示t-1时CPI对均衡水平的偏离，其系数为负，符合误差修正的反馈机制; 系数通过显著性检验，表明C P I在短期具有向长期均衡水平调整的动态调节机制。 4.通货膨胀影响因素随机波动的动态过程分析。 ( 1 ) 脉冲响应(IFR) 。为反映各变量受到冲击时对通货膨胀的影响，本文建立了脉冲响应函数，分析PPI、FAI、M2和OIL分别产生一个标准差大小的新息冲击对CPI当期值和未来值的影响。CPI对自身冲击产生正响应;给OIL一个标准差冲击时，对CPI的影响在第2期后为负，并且逐渐增大。给FAI一个标准差冲击，对CPI产生负影响，这可能是由于固定资产从投资到收益存在滞后的原因。当对 M2一个新息冲击时，对CPI产生正影响，且越来越大。( 2 ) 方差分解。为进一步考察各影响因素对通货膨胀影响程度的贡献率 ， 本文运用方差分解法分析工业品出厂价格指数、新增固定资产投资额、货币供应量和国际石油价格对通货膨胀冲击的大小。 通货膨胀率在滞后10阶之内受自身的影响最大，虽然影响随着滞后阶数的增长而逐渐减少，但在滞后 1 0阶时通货膨胀本身的影响仍占99.68%，说明通货膨胀具有持久性。工业品出厂价格指数其对通胀短期波动的解释程度在5%左右，除通胀自身的`影响因素外，其对通胀的解释能力最大，因此成本因素是导致我国通胀短期波动的主要因素。国外石油价格对通胀的贡献率在滞后8期时达到 2.9%以上，对通胀的短期波动也有一定程度的影响。新增固定资产和货币发行量对通货膨胀的影响较小。 二、结论与建议 本文根据1986年至2011年的年度数据， 利用Eviews 6.0建立向量自回归模型，分析货币因素、需求因素、成本因素和输入性因素与通货膨胀之间的关系，并利用脉冲响应函数和方差分析法分析了各影响因素对通货膨胀的影响程度，从中找出引发通货膨胀的主要因素。实证结果及建议如下。 1.成本因素和外部输入因素的共同作用， 导致了此轮的通货膨胀。通过对通货膨胀短期波动过程的分析，发现外部因素和成本因素均对通胀的冲击较大，其中成本因素更大。从协整方程来看，对通货膨胀解释程度最大的前两种因素为工业品出厂价格指数和国际石油价格 ，但PPI变化一单位引起CPI 的变化幅度大于 OIL引起的变化。 2.未来通胀水平大幅下降的可能性不大。成本因素和外部输入因素是引起此轮通胀的主要原因， 现阶段居高不下的原材料和能源等初级产品价格以及国外的通胀压力表明，未来的通胀水平并没有大幅下降的空间。 3.为控制成本上涨引发的通胀，政府需充分发挥宏观调控功能，适度实行价格监管， 控制原材料及初级产品的价格，如对农产品实行价格补贴政策 、加大居民的收入转移力度以及控制土地成本等。同时调整优化能源结构，降低我国对外部资源的依赖程度，增强我国抵抗外部冲击的能力。

农业经济增长影响因素研究论文 篇7

改革开放, 黑龙江省经济社会发展取得了显著成就, 经济社会保持了稳定快速发展, 2012年我省全年实现地区生产总值 (GDP) 13691.6亿元, 按可比价格计算比上年增长了10%。这一成就确实令人惊喜, 但这仅是从经济增长速度角度来考察的, 如果我们从经济增长质量这个视角来考察近10多年黑龙江省经济增长情况, 结论也许并不乐观。本文研究目的就是从效率角度来审视黑龙江省经济增长的质量, 并考察经济增长效率的主要影响因素。

二、文献综述

研究黑龙江省经济增长质量, 可以从经济增长技术效率角度进行分析。西方经济学中, Farrell (1957) 最早系统地研究经济效率理论, 并提出了技术效率这一概念。技术效率是用来衡量在现有技术水平条件下, 生产者获得最大产出的能力, 表示生产者生产活动接近其前沿边界 (最大产出) 的程度, 也反映了现有技术的发挥程度 (吴诣民, 2004) 。目前, 多数学者的研究主要是直接运用模型进行实证研究, 如严鹏飞、王兵 (2004) 运用DEA方法测度了中国各地区的技术效率;姚伟峰 (2007) 运用SFA技术分析了中国经济增长的效率变化及其影响因素。

三、模型的构建

本文主要运用对数型柯布———道格拉斯生产函数, 在黑龙江省13个地级市2002-2012年间面板数据的基础上, 对经济增长效率及其影响因素进行测算。具体的应用的模型如下:

在上式中, i为各城市的排列序号;t为时期序号, yit表示第i个城市在第t时期的实际GDP;Kit表示第i个城市在第t期的年均实际固定资本存量;Lit表示第i个城市在第t期的从业人员数量;β为待估计参数, β1表示资本产出弹性, β2表示劳动产出弹性。

上式中, TEit表示样本中i市在t期的技术效率水平。

上式中, r为待估计的参数, 它反映随机扰动项中技术无效率项所占的比例, 通过它可以判断模型设定否合适。

四、实证分析

(一) 样本选取和变量确定

选取黑龙江省13个地级市2002-2012年的面板数据进行实证分析, 所有数据均来源于《黑龙江省统计年鉴》和各地级市的经济状况发展报告。

根据上述的模型, 应首先对以上所有的变量取对数, 然后运用Stata软件对黑龙江省2002-2012年间经济增长效率及其影响因素进行了估计:

(二) 经济增长效率实证分析

从表2可以得到的事实是2002-2012年间, 黑龙江省经济增长效率在逐年稳步增长, 年均值为0.326, 这表明在不增加劳动力和资本投入的前提下, 省GDP总量可在现有基础上提高67.4%, 即我省的经济还有很大的增长空间, 由此我们要采取恰当的措施来提高我省的经济增长技术效率, 从而达到提高我省经济增长总量的目的。

从表3中可以观察到, 2002-2012年间各地级市的经济增长效率年均值基本不同, 说明我省的区域经济增长存在一定的差异。

(三) 经济增长效率影响因素的分析

对于我省经济增长效率影响因素的实证分析, 本文重点研究了农业发展状况、对外经济贸易情况、财政状况、金融业发展状况等因素对我省经济增长效率的影响, 具体的实证分析结果见下表。

注:*表示在10%的水平下显著;**表示在5%的水平下显著;***表示在1%的水平下显著。

五、结论

本文运用对数型柯布———道格拉斯生产函数的SFA模型, 利用黑龙江省13个地级市2002-2012年的面板数据, 估算区域经济增长效率, 并对其进行影响因素分析, 得出初步结论:

第一, 黑龙江省经济增长效率平均技术效率为0.326, 存在很明显的区域差异, 如:大庆市的经济增长效率 (TE=0.953) 明显高于省内其他城市, 经济总量是资本投入要素是和劳动产出共同驱动的, 其中资本投入要素的贡献率略大于劳动产出贡献率。因此必须要增大资本投入, 发挥区位优势, 促进产业转型使经济持续稳定的发展。

第二, 农业发展状况、对外经济贸易情况、财政收支状况、金融业发展情况等因素对黑龙江省经济增长效率均产生影响;其中耕地面积、对外经济贸易出口总额、金融机构发放贷款余额等因素的提高都会增加区域经济增长效率;而政府财政支出等因素则对经济增长效率的提高起到一定程度的抑制作用。研究结果表明:经济增长不仅依赖劳动力、资本等要素投入的增加, 更要提高经济增长效率, 重视经济增长的质量。而提高黑龙江省经济增长效率则必须要在不破坏自然环境的条件下增大耕地面积, 适当地降低各地区固定资产投资中国有经济投资比重, 抓住机遇大力发展出口型企业, 进一步加快金融中介发展, 促进经济增长效率的提高。

摘要：采用对数型柯布——道格拉斯生产函数的随机前沿模型, 利用黑龙江省13个地级市2002年2012年的面板数据, 研究黑龙江省区域经济增长效率及其影响因素表明:黑龙江省经济增长平均效率水平偏低, 约为0.326, 存在着区域差异。黑龙江省经济增长靠资本和劳动共同驱动, 其中资本要素的投入略显重要, 技术效率的贡献较低。耕地面积、对外贸易出口总额、金融机构发放贷款余额等因素的提高都会增加地区经济增长效率;而政府财政支出等因素则对经济增长效率的提高起到一定程度的抑制作用。

关键词：黑龙江省,经济增长效率,SFA,影响因素

参考文献

[1]Farrell, M.J.The Measurement of Production Efficiency[J].Journal of Royal Statistical Society, 957 (21) :253-281

[2]Battese, G E., T.J.Coelli.A Model for Technical Inefficiency Effects in a Stochastic Production Frontier for Panel Data[J].Empirical Economics, 1955 (20) :325-332

[3]张军, 章元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究, 2003 (7) :35-43

贵州省经济增长影响因素分析 篇8

关键词：经济增长；主成分回归分析；影响因素

一、引言

贵州省由于自然、经济和历史发展等各因素的制约，生产力落后，资源开发与转换能力薄弱，对外开放程度较低，然而随着“西部大开发”战略的实施，其经济也取得较快的发展，地区生产总值从2000年的1029.92亿元增长到2012年的6802.2亿元，平均增长11.71%。但其地区生产总值在全国排名第26名，人均GDP水平较低，因此，贵州省的经济增长是一个亟待解决的问题，而找到拉动其经济增长的因素是关键。

二、东中西部省份经济增长影响因素分析

通过分析东、中、西部地区经济增长最快的三个省找出促进其经济发展的因素，这对贵州的经济发展有借鉴意义，再与贵州的实际情况作对比，找出贵州经济发展的差距和不足，突破经济发展瓶颈，实现贵州经济又快又好的发展。

2008年金融危机之后，整个东部地区经济增长速度放缓，仔细考察该地区10省市，2008年之后持续保持两位数以上增长的有江苏省、福建省和天津市。天津市其滨海新区经济增长飞快，仅2012年就同比增长20.1%，其经济增长主要依靠第二产业，因此不具有代表性，本文选取平均增长率最快的福建。中部地区6个省份经济发展虽放慢脚步，但除山西外都保持在两位数以上的增速，本文选取湖北为研究对象。西部地区的12个省市经济发展都保持良好的势头，本文选取与贵州一样同为人口输出大省的四川作为研究对象。

本文依据柯布—道格拉斯生产函数及主成分回归分析各省经济增长的影响因素，在指标的选择上除应用宏观经济学理论和吸收现有研究成果之外，还注重变量数据选取的全面性和可获得性，共选取8个变量为影响因素，变量数据均来自2000～2012年的各省统计公报和《中国统计年鉴》，指标体系设计见下表1：

研究结果表明驱动福建经济增长的主要因素有产业结构（第二产业增加值）、消费习惯（城镇居民人均消费支出）及对外开放程度，驱动湖北经济增长的主要因素有投资影响即固定资本投资、产业结构的影响和消费习惯（城镇居民人均消费支出），而影响四川经济增长的主要因素有产业结构（第三产业增加值）、劳动者数量和消费习惯主要是城镇居民人均消费水平，这几项影响因素对经济增长的贡献率达到90%以上。结合各省的经济发展状况本文认为若要拉动经济的快速增长则应该加大固定投资力度促进各个产业的加速发展，调整和优化产业结构，在第二产业充分发展的基础上加快促进第三产业的发展，要不断提高劳动者的素质，提高农民人均纯收入增长，促使人民增加消费，以扩大内需拉动经济增长。

三、贵州省已具备的经济增长影响因素

贵州省经济呈现出了很强的“后发优势”，应用主成分回归分析方法对贵州省各个指标2000年到2011年的数据进行分析，研究发现主要有以下因素推动了贵州省经济的快速增长：

第一，固定投资拉动的第二产业的发展是经济增长的主要动力，贵州省的经济结构较合理，以2012年为例第二产业及第三产业各占地区生产总值的39%和47.9%。贵州省的全社会固定资产投资主要投资于房地产业、制造业、交通运输、仓储和邮政业，2011年这三项投资占到贵州省全社会固定投资的59.7%，其中以房地产业固定资产投资额最大且增长速度飞快。房地产业和制造业极大地推动了第二产业的发展。

第二，由于贵州人民勤俭节约消费支出较少，也受计划经济时期高积累政策和近期高利息率等因素影响，高储蓄率使得经济社会有高的稳定状态的资本存量，由于经济处在一个高增长时期，贵州省资本投入的增长速度较快，投资所增加的资本大于折旧所用掉的资本，因此资本存量年均增长也较快，使得投资拉动的经济飞速增长。

第三，贵州人口基数大，从业人员多，有力地促进了劳动密集型产业的发展。贵州省的就业人员在2010年达到最大，2011年比2010年降低609.4万人。经济学家迈克尔克莱默认为世界人口增长是促进经济繁荣的关键驱动力，从贵州省的实证分析来看，人口增长是促进贵州经济的发展的动因之一。

四、贵州省仍需加强的经济增长因素

贵州省的经济发展已具备某些因素，但也存在一些问题，如人口基数大造成人均资本存量偏低，根据新古典增长理论人均资本存量偏低导致较低人均收入，低收入又限制了居民的消费，而消费作为拉动经济增长的三大马车之一不能起到拉动经济增长的作用，这导致一个恶性循环，因此与经济发展较快的三个省对比，找到贵州省经济增长所缺乏的动因是实现贵州省经济又好又快发展的捷径。通过与福建、湖北和四川的对比分析，本文得到贵州省仍需加强的有：

第一，固定资产投资额分配不合理，应当向教育业、卫生社会保障和社会福利业及信息传输计算机服务和软件业倾斜，即以提高经济发展所需的人力资本，它是劳动力素质提高的反映， 改善了劳动生产率和科技水平， 对贵州经济增长能发挥重要的作用。

第二，贵州省的高储蓄率带来高的资本存量，虽拉动了经济增长，但其资本存量水平未处于其资本黄金率水平，即消费水平最高的稳定状态值的资本存量水平。省内的消费对拉动经济增长的作用较弱。然而研究表明贵州省人民的边际消费倾向特别高，应用简单的一元线性回归得知农民的边际消费倾向高达0.84，城镇居民的边际消费倾向也有0.63，农民的消费乘数为6.25，城镇居民的消费乘数为2.70，也就是说，农民每增加1元消费能带来6.25元地区生产总值，城镇居民美增加1元消费能带来2.70元。由此可以看出，应该增加对农民的补贴，提高农民的人均纯收入，以增加农民消费，形成以内需拉动经济增长的模式。

第三，劳动投入对经济增长的贡献率也较低，随从业人员数量很多，但从业人员总体素质偏低，就此影响经济增长。比如同四川相比， 贵州存在劳动力剩余，即存在大量隐性失业，受此影响劳动投入弹性系数较低。因此，贵州应加大教育投入，加大人力资本投入，提高劳动人口素质，依靠科技进步，来拉动经济增长。

五、结论

要突破贵州省经济发展瓶颈，就必须加大固定资本在教育、卫生社会保障和社会福利业及信息传输计算机服务和软件业等产业投入，以提高人力资本，提高资本的利用效益。加大教育投入，改变教育水平落后的状况，培养高素质人才，提高劳动者要素投入对经济增长的贡献率。继续实施其人口计划生育政策，以提高人均资本存量，借以提高人均收入。应大力增加对农民的补贴，增加省内人民的可支配收入，倡导消费，以使消费逐渐成为拉动经济增长的主要因素。综上所述，贵州省定能实现经济的高速平稳运行，逐步缩小与其他地区的差距，并最终实现与全国经济的协调发展。（作者单位：贵州财经大学）

参考文献：

[1]德怀特波金斯等.发展经济学[M].北京：中国人民大学出版社.2012.5

[2]曼昆.宏观经济学[M].北京：中国人民大学出版社.2009

资本流动对经济增长影响 篇9

资本流动对经济增长影响

在综述哈罗德--多马和索罗--斯旺的经济增长模型的基础上,进一步放松模型的假设,可以推导出经济增长的新模型.得出的.新模型能较好地说明资本流动对经济增长的重要性.尤其在我国目前储蓄率居高不下的情况下,新模型具有较强的现实性.

作 者：邹璇 ZOU Xuan 作者单位：重庆工商大学,经贸学院,重庆,400067刊 名：重庆工商大学学报(社会科学版)英文刊名：JOURNAL OF CHONGQING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES EDITION)年，卷(期)：22(1)分类号：F832.9关键词：资本 资本流动 投资 经济增长

农业经济增长影响因素研究论文 篇10

摘要:在项目的设计阶段实施价值工程可以使设计方案更为经济、安全、合理,取得极为可观的经济效益和社会效益。本文结合价值工程的原理从建筑方案设计及成本两方面分析影响结构体系经济性因素。

关键词:价值工程;经济效益;结构体系;经济性因素

1建筑方案设计因素

建筑业每年消耗大量资金和材料,但我国人口众多、建设资金有限。因此,在影响工程总造价的关键阶段——建筑方案设计阶段,设计人员应该深入分析各建筑设计参数与造价的关系,从而有针对性的提高其技术经济效果,合理选择技术上可行、经济上节约的设计方案,在满足适用、安全的条件下,降低造价。

1.1平面布置

开间和进深是房屋设计的建筑平面参数。当层数、层高一定的条件下,开间和进深决定了单位建筑面积的外墙面积。由于房屋立面装修和建筑热工要求,外墙造价一般高于内墙。通常用外墙周长系数来衡量。外墙周长系数越小,能源消耗就越小,造价就越低.经济效果就越好。合理加大进深可减少外墙周长,节省墙体工程量,降低造价。单元组合也是影响造价的一大因素。建筑物面积不变,其宽度大而长度小时,则外墙周长系数就小。当进深一定时,适当增加建筑物长度,采用多单元拼接,亦可节省造价。通常单元组合中采用3—5个单元,建筑物总长度小于60m。

1.2空间组合

房屋的高度对建筑一次投资和使用及保障费用有很大影响。高度减少可以缩小楼与楼之间的日照和安全间距,节约用地。而高度又决定于层高与层数,层高降低,可以减少墙身和粉刷工程量,节约管线,加快施工速度,节约用地并有利于抗震等,从而最终降低造价和节约能源,层高降低对总造价有较大影响。房屋层数增加,有利于提高居住面积净密度,减少每户的建筑用材,节约用地。在一定范围内,给排水管道、电气照明,建筑设施随层数的增加而降低。但层数超过七层,由于需要综合考虑增加的垂直运输设施、防排烟与疏散通道,供水供电设备等,以及结构强度中增加的风荷载和地震荷载,因此,对层数的考虑应区分多层建筑与高层建筑。对于多层建筑,层数为五层是其经济层数;高层建筑则相对复杂,需根据各地区和项目的具体情况加以考虑。

1.3 美观性

建筑物采用不同造型和不同装修标准,工程造价往往不同。建筑师必须注意发挥这种表现力和利用这种装饰效果,自然地显示结构,把结构的形式与建筑的空间艺术形象融合起来,使两者成为统一体。因此,在建筑造型设计、装修设计中应有效开展投资控制,加强技术经济综合评价。

1.4 安全性

建筑结构是由若干构件相互连接而成的几何不变体系,它的安全性能取决于结构中的构件性能及构件的组成状况—几何不变形两方面。从结构原理可知,影响结构体系安全性的因素很多,它涉及结构的组成、材料性质及荷载情况等。众所周知,结构设计是决定建筑物安全性的关键因素。因地制宜的合理选择最佳结构型式,优化基础,外墙、内墙、楼板、屋面等部位的构造设计,将极大的提高建筑物的技术经济效果。

2成本因素分析

价值工程强调的是寿命周期成本,考虑的不仅是生产者的成本,还考虑到了消费者的成本,这使成本控制的范围由传统的生产阶段扩展了,既包括生产设计、样品研制、加工制造、对外销售阶段,还包括售后服务、消费者消费阶段直至产品报废,这是成本观念在时间和空间上的扩展和延伸,有利于提高企业的竞争力,获得更大的市场份额,实现更多的效益。

就建设项目而言,我们应该考虑到全寿命成本,所谓全寿命成本,包括初期即一次性建造成本和消费期的消耗、维护运行成本。就初期建造成本与消费期消耗、维护运行成本相比较而言,人们往往忽视后者。在漫长的消费过程中,运行成本是很可观的。美国的经验是“初期成本”只占到生命周期成本的5%至10%,而运营和维护成本占到60%至80%。对于建筑结构体系进行分析也是要受到经济性因素的影响和制约,特别是在市场经济条件下,大多数市场投资者都是以项目的经济效益为目的,所以结构体系经济性分析将成本因素与项目功能因素放在同等重要的地位加以考虑,希望以此来提高项目的价值。

结构投资主要由结构体系所决定,所以在结构设计过程中,应首先通过恰当合理的结构体系来实现对结构经济性能的宏观控制,然后再通过结构优化布置、精确的`结构内力分析和结构构件优化设计等途径进行微观调控。建设项目体型大、投资高,从建设到投入使用直至报废有较长的周期,因而结构的成本是指其全寿命周期成本,包括结构的初始投资,使用维护费用等方面,所以将结构经济性中的成本因素分为结构建造成本、结构的使用维护费用两个方面加以分析。

2.1结构建造成本

从施工成本的构成角度分析,结构建造成本的直接费用主要是由材料费用、劳动力费用以及施工机械使用费三部分组成。

由于材料费占工程成本的比重最大,又是降低工程成本的主要来源,所以它是项目成本分析的重点,材料费的分析主要是通过预算材料费与实际材料费的对比。求出节约或超支的情况,然后从量差及价差两个方面分析原因,重点是量差。要分析量差和价差的与原因,以便挖掘材料节约潜力,降低材料费。

分析人工费用对发现节约人工费的途径,提高劳动生产率,节约工资基金有重要作用。在这一分析中必须把握影响人工费的主要因素;一是工日差,即实际耗用工日与预算工日数的差异;二是工资单价差,即实际日平均工资与预算定额日平均工资的差异。根据工日差和工资单价差分析工日利用、工效、劳动组织等情况,寻求节约人工费的办法,克服浪费现象。

机械使用费的分析是根据施工预算、实际成本、台班产量定额及台班单价进行的,要对预算使用台班和实际使用台班进行对比,分析多用和少用的原因,这样可以提高台班的使用效率。

在一般情况下材料消耗量的节省必然带来人工费用和一次性投资的节省。从结构体系的组成角度分析,结构的建造成本包括基础结构费用、主体结构费用、屋面结构费用和围护结构费用四部分。不同的结构体系由于适应于不同的使用功能和建设环境,其结构建造成本将有根大的差异。因此我们要在满足技术可行的前提下,提供与项目的使用功能和建设环境相协调的结构方案。

2.2结构的使用维护费用

由于建设项目具有较长的使用周期,在其使用过程中往往会发生结构构件的老化和侵蚀而引起材料强度刚度退化、非正常使用、地基不均匀沉降、可能遭遇到雨、雪等作用而引起结构的不同程度的损伤或损坏,因而需要有多次的维修、加固的过程,直至不能再维修、加固而停止使用,或虽可维修、加固后使用,但因需投入的资金过高或代价太大等原因而导致停止使用。一般地,减少初始建造费用往往会导致将来的使用维护费用的增加,所以要综合分析结构的总成本费用。在结构经济性分析的过程中,结构体系的细部构件,以及建筑使用的具体方式、组织管理、人员配备等都还没有确定,因此结构经济性分析中的结构使用维护费用根据各种结构体系的特点和已有建筑的使用经验,按结构建造成本的一定比例加以考虑,并且为方便起见,不考虑资金的时间价值。

参考文献

[1]毛义华,建筑工程经济学,浙江大学出版社,

[2]张建平,建筑工程计价,重庆大学出版社,2005

农业经济增长影响因素研究论文 篇11

[关键词] 农村经济 结构变动 增长因素 灰色关联理论

一、前言

改革开放以来，辽宁省农村经济结构发生了很大的变化。总体看来，辽宁农村经济三次产业结构已由改革开放初期的“2—1—3”的经济结构，变动到目前的“2—3—1”的结构，辽宁的农村经济正受到城市工业化的影响。从三大产业的内部结构来看，也发生了较大的变化，尤其是第一产业的变化。自80年代以来，农业在第一产业中的比重逐年下降，由1985年占第一产业比重的91.86%下降到2004年的56.21%。牧业和渔业在第一产业中的比重逐年上升，分别由1985年占第一产业比重的1.82%和4.74%增至2004年的28.84%和13.07%，畜牧业上升势头高于渔业，林业在第一产业中的比重基本维持在1.1%的水平。第一产业的内部结构已由1985年以农业为主的结构变为2004年牧业、渔业、林业之和占第一产业近一半比重的结构。

二、影响辽宁省农村经济增长的因素分析

本文应用灰色关联度理论分析影响农村经济增长的主要因素，为制定促进农村经济增长的对策提供科学依据。灰色系统关联度数学模型是灰色系统分析的一个重要方法，它是对系统内的各个因素序列(其中一个是主行为因子序列，其他是相关行为因子序列)随时间变化时，其变化方向和速度的关联程度的描述。在系统的发展过程中，哪些是影响主行为因子的主要因素，哪些因素对主行为因子的产生影响不大，可以用关联度的排序来分析。关联度大的表明该因素对主行为因子的影响较大。反之则较少或不受此因素的影响。

1.确定母序列(主行为因子)与子序列(相关行为因子)

母序列为：

子序列为：

式中ρ为分辨系数，0<ρ<1， -般取值为1/2。

2.计算个子序列与母序列关联度δi

计算公式为：

根据以上灰色关联理论，选定辽宁省1985年～2004年各年农村经济的总收入作为母序列，选择影响辽宁农村经济增长的第一、二、三产业从1985年至2004年各年的经济收入作为子序列，经计算可得:δ1=0.6477;δ2=0.7495;δ3=0.8533。其中，1985年～1996年间，三次产业对农村经济收入的关联度的关系为:δ2>δ1>δ3，说明第二产业对农村经济增长的影响最大，第一产业次之，第三产业最小；而在1997年～2004年间为δ3>δ2>δ1，说明在此期间第三产业对农村经济收入的影响最大，第二产业次之，第一产业最小，这也和辽宁省城镇化和工业化进程加快所带来的效应事实相吻合。

为分析影响农村经济增长的具体因素，现选定辽宁农村经济总收入为母序列，选择影响农村经济增長的相关产业构成因子作为子序列，它们是:第一产业所包含的农业收入δ11，林业收入δ12、牧业收入δ13、渔业收入δ14;第二产业主要为工业收入δ21、建筑业收入δ22；第三产业主要为运输业收入δ31、商饮业收入δ32和服务业收入δ33。据灰色关联理论，计算结果见下表。

由表可以看到影响辽宁省农村经济增长的主要因素是商饮业，其关联度位居9个因素之首，紧随其后的是工业收入，畜牧业位居第三，这3个行业已成为影响辽宁农村经济增长的重要因素。而农业仅排在第4，说明辽宁省依靠传统种植业已经不能有效地促进农村经济的增长；而林业、运输业和建筑业对农村经济增长的关联度较低，说明辽宁第一产业应以多种产业综合发展为主，突出发展第三产业的拉动作用。要想进一步提高农村经济收入水平，必须对产业结构进行合理的调整和优化。

三、结论与建议

1.抓住东北老工业基地建设的良好机遇

进一步改善农村交通运输条件，加快农村城镇化步伐，从而继续稳定商饮业、工业等对农村经济增长拉动效应大的产业的发展。

2.优化农业区域布局，大力调整农业生产结构

优化农村区域布局首先要以提高粮食品种和种植效益为中心，按照地区特点和比较效益的原则进行调整，优化粮食种植结构。同时大力发展畜牧业、渔业等产业，发挥这些产业的后发优势，努力促成他们成为辽宁农村经济新的增长点。

3.加大对弱势产业的扶植

在辽宁工业化和城镇化水平不断推进的过程中，“弱势”产业随着经济的发展提升的空间巨大，加大对他们的扶植，推动农村经济的全面高速发展。

参考文献:

[1]李晔梁保松陈振等：灰色系统模型在河南农业经济发展中的应用[J].河南农业大学学报，2006,40（4）:432～435

[2]蒋泽军:模糊数学教程[M]．北京：国防工业出版社，2004年

农业经济增长影响因素研究论文 篇12

地区间经济发展不均衡是国民经济和社会发展过程中一直存在的问题,而且这种现象越来越明显,特别是市场经济体制条件下区际发展不平衡是不可避免的,只是经济增长差异或不平衡的程度不同而已。一个国家内部经济发达地区和不发达地区同时存在,形成了 “二元经济结构”, 尤其是在发展中国家二元经济现象更加突出。某些地区由于外部因素的作用得到先行发展,从而打破地区间发展的固有平衡,在报酬递增规律下, 区域间差距将会逐渐扩大。2013年9月,习近平主席提出建设 “丝绸之路经济带”的重大战略构想,此战略的提出,对于这条经济带上的中国沿途城市,特别是欠发达的西北地区,将迎来经济发展的重要战略机遇期。西部大开发以来,国家经济政策倾斜也使得西北五省地区经济得到快速发展,与沿海及内地区域之间的差距在不断缩小。 调整差距保持区域间的均衡发展,对于国民经济快速健康发展和建设 “丝绸之路经济带”具有积极的促进作用。近年来,区域经济发展不均衡问题逐渐成为学者们关注的焦点,然而,对于西北地区而言,其经济增长是收敛抑或发散,状态如何? 是一个值得研究的问题,它能够帮助我们更加深入的了解和认识当前西北欠发达地区经济增长的内在机理。

收敛学说是研究区域差异问题的重要理论之一,经济学家R M. Solow和Swan［1，2］在资本收益递减的假设前提下,提出了经济增长的收敛假说。 在资本边际报酬率递减和技术进步一致的条件下, 落后地区比发达地区有更高的经济增长率,二者之间的经济差距将会逐渐缩小,最终将会实现经济增长的收敛。许多学者的研究支持了经济增长收敛性的存在,鲁凤和徐建华( 2005)［3］应用锡尔系数分解方法认为我国东、中、西三大经济带内分别存在组内趋同的现象; 许召元、李善同( 2006)［4］通过分析基尼系数认为,2000年起我国经济差异扩大的速度有所减缓; 彭国华( 2006)［5］利用最大主成分分析方法检验地区增长收敛的强弱,东部地区的收敛变强,而全国范围以及中、西部地区的收敛性变弱。另外,周亚虹( 2009)［6］等学者从省域层面采用半参数变系数的面板数据模型估算了我国改革开放以来经济增长收敛速度,富裕地区比落后地区的收敛状态更加明显; 刘生龙( 2009)［7］和杜丽永( 2011)［8］等学者分别从空间经济和产业结构视角验证了我国经济增长存在 β 收敛,全国地区经济增长不均衡, 空间集聚效应明显; 袁白鹤( 2011)［9］等人通过Moran's Ⅰ和空间权重矩阵验证了安徽经济发展在不同时段内存在收敛的可能性,并提出了缩短安徽地区之间经济发展差距的建议; 邓翔( 2015)［10］等学者对区域差距指数进行分解发现人力资本对西部地区经济收敛有重要影响,并且中国西部地区的内部经济差距在不断扩大,对东部地区发展形成赶超趋势。

可以发现,以往学者们基于不同层面对全国或者区域性经济增长收敛性的研究由来已久,而且得到不少有价值的成果,给本文对西北五省经济增长深入研究提供了很大的帮助。作者以西北五省经济发展作为研究对象,选择2007 ~ 2013年地市级地区的人均生产总值来表征区域经济发展水平。通过研究影响经济收敛的因素,分析不同因素对西北五省经济增长收敛的影响强度,进而提出促进区域协调发展的针对性建议。

1数据说明及经济收敛性测度方法的确定

本文所用数据均来源于 《中国经济统计年鉴》 ( 2008 ~ 2014) 以及陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆各省统计年鉴。在数据处理方面,将西北地区经济数据按照全国人均生产总值指数以2007年作为基期进行可比性处理。

随着理论的逐渐深入和实证分析的不断应用, 学者们逐渐把收敛细化为 σ 收敛,β 收敛和俱乐部收敛。σ 收敛指的是经济体之间人均产出的标准差或离散系数会随时间推移而趋于下降。由于测量变量能否代表区域经济增长不平衡变化水平还存在疑义( 金相郁,2006)［11］,因此该方法只能测量各区域经济增长或发展替代变量之间的不平衡程度,并不能表明其不平衡的背景或环境的影响。

地区( 或国家) 经济增长速度与其初始经济水平成反比,该现象被称为 β 收敛,主要表现为落后地区的某些经济指标增长速度快于富裕地区而逐渐赶上后者的过程。W. Baumol ( 1986)［12］把收敛检验的方程式设为:

式中gi为i区域的人均GDP平均增长率,yi0为i区域的初期人均GDP。系数B小于零意味着 β 收敛的存在。β 收敛又被细分为绝对收敛和条件收敛,其检验形式主要是检验区域经济增长的 β 收敛系数的大小。许多学者对收敛回归方程进行了各种研究,主要工作是引入其他影响经济增长的解释变量。R. J. Barro ( 1992) 等学者［13］认为收敛模型还应该包括人力资本等其他影响因素。 De long ( 1988 ) 及Mankiw ( 1992 )［14 － 18］等学者尝试在绝对收敛方程中引入一些影响经济系统稳态的结构性和政策因素: 比如政府的公共消费和投资、对外贸易以及区域金融发展和能力创新, 以便更好地检验条件收敛问题。

空间相关性使经济发展必然受到周边地区的综合影响,从地理空间角度探讨溢出效应对经济收敛的影响是十分有必要的。只是到了最近几年, 随着空间经济计量手段的成熟,国内一些学者才逐步将地理空间效应考虑进来。林光平等( 2005)［19］开创性的利用地理空间权重矩阵和经济空间权重矩阵测量中国的经济收敛性。半生命周期是经济发展条件不变的情况下,按照当前的收敛速度落后地区和发达地区之间消除一半的差距所需要的时间。收敛快慢可以使用半生命周期( Half - life of Convergence) 来衡量:

2西北地区经济增长收敛性的检验

2. 1西北五省人均GDP增速特征分析

2007年以来,西北五省的经济发展取得巨大进步。在2008年以前,西北5省的人均GDP保持较快增长,而2008年因受到金融危机的影响, 各地区经济发展受到冲击,西北地区的人均GDP增速有所下降,2009年以后开始回升,2010年以后西北地区的人均GDP增速呈下降式增长,其具体特征如图1。近年来,国家越发关注产业结构调整,特别是经济 “新常态”的提出与实施,改变以往经济的高速增长模式,这也是2014年以来各地区GDP以及人均GDP增长有所缓慢的原因。 注重内部调整,以发展促增长、以增长促发展的转变则有利于改善 “二元经济结构”现状,缩小地区经济差距。

2. 2绝对 β 收敛的检验

R. J. Barro和X. Sala - i - martin ( 1991)［20］在封闭经济体渐进增长过程大体呈log线形形式假设下,利用动态转换方程改进了Baumol的方程式。如果假定稳定状态的平均增长率xi*和每个工人的产出水平^yi*保持不变,那么可以得到 β 收敛检验的简化形式:

式中B为常数,收敛速度 β 的大小仅取决于期初的人均产出或收入水平,而与其他参数无关。 因此,由上式测算出来的收敛系数,反映的是一种无条件收敛或绝对收敛。

为了检验研究时间段内西北地区地市级区域经济增长是否存在绝对 β 收敛,本文选择人均生产总值作为衡量地区经济发展的指标使用上述改进的 β 收敛方程,计算其收敛系数。分析结果见表1。

检验结果表明,趋同速率的t检验伴随概率为0,回归系数通过显著性检验,F值伴随概率为0,整个方程的显著性也通过检验。可以判定研究时间段内该区域存在绝对 β 收敛。2007 ~ 2013年间西北地区地市级区域之间存在绝对 β 收敛,经济增长速度差距以每年2. 64% 的速度趋近于收敛的平衡状态。这个速度与国外学者关于收敛速度在2% 左右的结论相接近。这表明,在研究时段里西北地区区域经济增长所出现的收敛态势大体上符合区域经济增长收敛假说的一般情况。如果未来整个地区经济增长的趋势不变,落后地区和发达地区人均生产总值差距缩小一半需要26. 6年的时间。

2. 2条件 β 收敛的检验

资源禀赋、产业结构、区域间要素流动等其他因素也会对区域人均收入的增长产生巨大的影响。将这些影响因素作为新的变量加入到收敛方程中,所得到的收敛速度将同时取决于多个因素的影响,收敛系数实际上表示的是一种条件限制的收敛。条件收敛检验的理论公式:

其中,x代表新加入的条件变量。趋同速率的计算公式为 θ = - ln( 1 + β × T) ,其取值大小仅取决于期初水平,与其它参数的变化无关。θ > 0表示存在趋同,数值越大表示向稳定状态趋近的速度越快,θ < 0表示存在分异。

为了研究西北地区经济增长是否存在条件 β 收敛以及哪些因素影响了该地区经济的收敛性问题,选择以下变量加入方程中进行检验: ( 1) 对外开放程度( x1) ,用地区进出口总额占国内生产总值的比重来衡量。 ( 2) 固定资本投资( x2) , 以各地级市固定资本投资占地区生产总值的比重来衡量。 ( 3) 政府支出行为( x3) ,以政府一般预算财政支出占地区生产总值的比重来衡量。

估计结果( 见表2) 表明固定资本投资( x2) 对西北地区经济收敛几乎不产生显著影响,应将其从模型中剔出。在引入了对外开放程度和政府行为等控制变量之后,模型的解释力大大提升了, 趋同速率系数t检验、回归方程显著性明显提高, 方程整体上通过显著性检验。

总体上看2007 ~ 2013年西北地区地市级区域之间发生了 β 收敛,该时间段内高收入地区与低收入地区人均生产总值增长速度差距以每年4. 03% 的速度缩小,半生命周期时间长度为17. 7年。与绝对趋同相比,条件趋同的速度明显提高。 而且对外开放程度和政府开支对经济收敛的影响为负。这表明对外开放程度提高和政府公共开支的增加有助于经济发展,对外开放程度提高,意味着西北地区与外界有较多的贸易往来,商贸流通较强必然给地区的经济增长带来促进作用; 政府公共开支的提高能够很高的提高西北地区的基建设施水平,给区域的经济增长提供有力的基础设施保障,保证国民经济和社会的稳定发展,从而缩小与其他地区之间的经济发展差距。

3西北地区经济增长收敛性的空间影响

空间经济计量( Spatial Econometrics) 手段的引入为区域经济增长收敛性问题的研究带来了全新的视角。将地理空间效应考虑进来,从空间地理角度探讨溢出效应对经济收敛的影响是十分必要的。

3. 1空间计量经济模型

空间计量模型依据对空间相关性的体现方式不同主要分成两种: ( 1) 空间滞后模型( Spatial Lag Model,SLM) ;( 2 ) 空间误差模型( Spatial Error Model,SEM) 。将其应用在经济收敛研究领域,迭代成一个方程的形式分别为式( 5) 和式( 6) 。

由于随机误差项之间存在空间协方差,方程中的残差项不再满足同方差的要求。因此,在对空间计量模型进行估计时,往往采用极大似然( ML) 估计或者广义矩( GMM) 估计。方程中W为空间权重矩阵,使用最为广泛的方法是基于空间单元之间是否存在共同边界而建立的二进制连接矩阵。其设定原则是: 如果两个空间单元具有公共边界的长度大于零,则空间权重矩阵W对应位置的元素赋值1,否则赋值0,同时规定对角线上的元素设定为零。

3. 2空间效应分析

在实际应用过程中应该选择那种模型,Luc Anselin给出了一个选择标准: 如果有一个模型的LM检验拒绝了原假设,但其它的没有拒绝,直接选择与拒绝了原假设的检验统计量相对应的另一个空间回归模型。当两个LM检验统计量都拒绝了原假设,这时就该考虑检验统计量的Robust形式。此时Robust LM - Lag和Robust LM - Error只会有一个是显著的,或一个的重要性比其它的更显著。在这种情况下,估算与最显著的统计量相对应的空间回归模型。分别使用空间滞后模型( 式5) 和空间误差模型( 式6) 进行估计,结果见表3。两个模型的LM检验统计量都拒绝了原假设,且模型诊断Robust LM ( lag) > Robust LM( er- ror) ,所以应采用为空间滞后模型( SLM) 。

注: ( 1) 参数估计括号中的数值为t检验值,诊断检验括号中的数值为显著性水平P值。 ( 2) ***、**和* 分别表示在1% 、 5% 和10% 的显著性水平下通过显著性检验。

表3表明地理空间因素对改善西北地区的 “二元空间结构” 具有显著影响。根据模型估计的系数值计算该时段的趋同速率 θ 等于4. 12% , 半生命周期为17. 16年。区域经济发展受扩散效应和回波效应两种空间因素共同作用,造成了区域经济增长的不平衡。经济发展水平受周边邻居影响非常显著,必须考虑空间环境的影响。经济发展过程中应从整体考虑,创造有利的空间环境消除发展障碍,促进劳动力、资本等生产要素在区域内的交流,发掘规模经济效益发挥发达地区的溢出效应带动落后地区共同进步。

4结论和建议

本文以新古典主义的经济收敛假说为基础, 运用 β 收敛和空间计量模型分析了西北5省经济增长收敛性及其影响因素,得到以下结论并提出缩小地区差距,实现区域均衡发展的建议。

( 1) 2007 ~ 2013年间西北地区地市级区域之间存在明显的 β 收敛,高收入地区与低收入地区人均生产总值增长速度差距正在逐渐缩小。众多经济现象不仅在时间层面上表现出明显的相关性, 而且在空间维度上也表现出极强的联系和相互影响关系。地区间的不平衡在循环累积关系作用下不断加强,形成区域二元经济结构,增长区域和滞后区域之间发生空间相互作用。任何一个区域的经济行为都不是孤立的,只有实现资源的自由流转,实现最大范围的最佳配置,才能发挥比较优势产生最优回报。

( 2) 在重视市场力量的前提下,政府应制定相应的政策和措施,加快经济体制改革,以刺激落后地区的发展,防止两极分化。在没有政府干预的情况下,市场力量的作用倾向于增加而不是缩小地区差异。固定资本投资对收敛的影响不明显,但是对外开放程度是导致西北地区区域经济差距的显著原因。因此,在经济发展过程中应该从对外开放和政府公共开支的角度,制定相应的政策措施促进西北地区整体经济水平的提高,缩小地区间差异,促进区域协调平衡发展。区域间制度性的差异是造成东、中、西部三大地带经济差异的重要原因。

( 3) 打破行政区划的壁垒,促进跨越地区界线的区域合作是实现地区协调发展的必然要求。 制度对于区域经济的发展具有潜移默化的作用, 是区域经济非均衡的重要影响因素。地区性保护政策是地区差距加大的关键,因为地区性的市场保护会使本地企业的资源配置状况偏离本地的比较优势。在经济发展过程中,着眼本地短期利益, 实行地方市场分割,使得社会资源无法最优配置。 制度变迁上具有路径依赖特征,西部地区的制度创新难度要明显高于东部地区。在制度实施机制上,西部地区经济体制改革的步伐明显迟缓,从而使这一地区经济发展缓慢、落后。

摘要：本文通过对西北地区人均生产总值的β收敛的检验,发现2007年以来地市级层面上的经济差异正在逐渐变小。绝对β收敛速率为每年2.64%,即要消除一半的经济差距大约需要26.6年的时间。对外开放程度、政府行为等因素作用下的条件β收敛速度提高到4.03%,说明二者对改善西北地区“二元经济结构”具有显著促进作用。然后采用空间滞后模型(SLM)探讨了空间因素对经济收敛的影响,结果表明区域经济增长的不平衡受周边邻居影响非常显著。因此,应从提高对外开放程度和政府公共开支的角度,打破行政区划的壁垒,缩小地区间差异促进区域协调平衡发展。