国民经济增长范文

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篇1

出的其他产业也逐渐发展起来，国家GDP不断增长，国民生活水平得到了提高。但在此之外，房地产行业也对某些行业的发展造成了阻碍，本文具体讨论房地产经济当前的发展现状以及对社会产生的影响。

一、当前中国的房地产经济发展现状

近几年国内房地产行业的发展趋于成熟，同时带动了周边相关产业的发展。比如建筑业，电力行业，水利行业，房屋咨询服务等等，这些行业的发展都为社会提供了大量的工作岗位，为就业问题的解决出了一份力。同时，新行业的产生，又刺激了经济市场的发展，百姓的消费水平也逐渐提高。但在另一方面，自从房地产行业发展起来以后，由于这个行业的暴利性，使得许许多多的商人将资金都投入进去，而大量资本的注入又导致行业发展得更为迅猛，虽然在短时间内房地产经济发展势头良好，但是对于某些行业的发展是极为不利的。土地资源把握在房地产商人的手中，使得他们为了利益哄抬房价，老百姓买不起房，导致经济不发达地区大片住宅楼卖不出去，产生经济泡沫。但还是会有许多的地方政府为了自身政绩，将大片土地卖出，却并不关心工程后续发展，这些行为都会破坏整个经济市场的稳定性，长此以往，势必会对百姓的日常生活造成影响。

二、房地产经济对国民经济增长的积极作用

1.促进相关产业发展。我们可以从当前房地产经济的发展态势中看出，房地产行业的发展，带动了相当多的与房地产有关的行业发展。例如建筑业，无论是商品楼还是居民住宅，都离不开设计师的设计，所以大量的房地产工程会为设计院和设计师带来工作；房屋的建筑离不开工人的劳动，大量的施工队为劳务市场的人力资源带来了工作，此外，建筑的供暖、供水、供电等等，都为相关的部门带来工作，促进了这些行业的发展。2.解决了大城市的住房问题。大城市的经济发展与普通城市之间的经济水平发展情况不同，相比较来说，大城市的经济水平要高。目前我国有非常多的外来务工人员涌入大城市寻找工作机会，同时每年有大量的毕业生到一线城市发展，这些新增加的人口为城市的住房带来极大的压力，而房地产行业的发展在很大程度上解决了这种压力，无论是租房还是贷款买房，稳定的住处让在本地工作的人有休息安置的地方，让他们能够更加安心的工作。3.缓解就业压力。当前社会的就业问题非常严重，每年都有大量的毕业生找不到工作而在家待业，这些待业人员中有一部分人具有不稳定性，长时间的无业可能会对社会安全造成一定的问题。而近年来房地产行业与相关企业都得到了发展，随着规模的扩大，工作岗位逐渐增多，大量的待业人员找到工作，有了经济收入，社会变得稳定，经济也得到了长远发展。

三、房地产经济对国民经济增长的消极作用

1.房地产经济泡沫。房地产行业发展起来后，有许多其他行业的商人受到高额利润的吸引，纷纷将资金也投入到了这个行业，但是大量的建筑建设起来之后，由于房价太高或者是当地经济水平不够等等原因，许多的建筑空置，甚至有许多的工程烂尾，但是在这种环境下，房地产行业仍然热度不减，仍然有非常多的人进入这个行业。20世纪日本曾经就出现过与我国目前极为相似的经济状况，房价哄抬的极高最终导致资金断裂，国民经济崩溃，出现了“失去的二十年”。当前我国的房地产行业正处在发展极为迅速的局面，但如果不能及时刹车，很可能会出现经济崩溃的状况。2.工业发展凋敝。当大笔资金进入房地产行业时，必定有其他的产业会受到消极影响，而我国当前的状况就是工业发展受到了阻滞。近几年经常会听到很多小型企业的老板说“生意不好做”，特别是小型化工企业，不断有倒闭破产的消息发生。国家的大型化工企业因为受到国家的扶持还勉强能够继续维持，但长此以往，经济沿着畸形的路线发展下去，势必会给国家带来极为不好的影响。3.经济市场紊乱偏向化的经济市场使得资金向房地产倾斜，许多其他的民生行业受到影响而破产关停，长此以往，国民经济发展不平衡，国民经济发展环境紊乱，百姓的生活受到影响，势必会阻滞国家经济的发展。

四、结束语

房地产经济的发展本是国民经济的一部分，发展的好，会使经济市场更加活跃，维护了社会的稳定，让国民经济长足平稳发展。当前我国的房地产经济发展势头非常足，带动了许多相关企业的发展，为社会提供了大量就业岗位，缓解了城市住房压力，这是它对国民经济的正面影响。但是当前我国房地产行业发展太过火热，已经超出了它本应在国民经济中所占的比重，所以为了维护整个经济市场的稳定，国家应该出台相应的措施，让房地产行业重回应有的轨道，让市场重回平衡状态，促进各行各业全面发展。国民经济的增长离不开任何一个行业，将重心放在房地产行业上是非常危险的，希望国家对待每一个行业都有扶持和控制的措施，使经济能够持续发展。

参考文献

[1]王彦，姜莹莹.房地产经济对中国国民经济增长的作用研究[J].中国房地产业，2015，（9）：217.

篇2

中图分类号：F12 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）34-0024-05

引言

国防支出是反映一个国家军事实力的重要指标。二十多年来，该指标绝对数在中国有了一定程度的增长，2010年国防支出预算为5　321.15亿元人民币，比2009年增长7.5％。同期，与之相关的　GDP　指标增长迅速，2010年达到　397　983亿元，比上年增长10.3%。从数据表面上看，GDP　的增长与国防支出的增长存在显著的关系。但它们之间是如何影响的？它们之间是否存在稳定的动态均衡关系？两者之间的因果关系？诸如此类的问题，在过去常常直接借助线性方程来解决。但从随机时间序列的特征来看，不经分析地用一个随机变量对另一个随机变量进行回归，结果不很可靠。因此，本文试图引用1978　—2010　年的数据，采用VAR模型来检验此类问题。

一、模型的分析

1980年西姆斯（Sims）提出向量自回归模型（vector　autoregressive　model）。这种模型采用多方程联立的形式，它不以经济理论为基础，在模型的每一个方程中，内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。VAR模型是自回归模型的联立形式，所以称向量自回归模型　。VAR模型的一般形式用矩阵可以表示为：Yt=A0+A1Yt-1+…+YPYt-P　+　εt。由此也可以看出来，VAR模型的一个重要特点，即系统中的每个方程都具有相同的解释变量，且这些解释变量都是被解释变量的滞后变量。

在一个VAR模型建好之后，就可以利用脉冲响应函数对各变量的相互影响动态过程进行分析。脉冲响应函数描述一个内生变量对误差冲击的反应，具体地说，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。

二、实证过程

对各个变量的平稳性进行检验，在此基础上用　VAR模型进一步进行相关分析和协整检验。

（一）　变量选择以及数据的处理

本文研究中国国防支出对经济增长的动态影响过程和影响路径。从而分析中国国防支出对于国民经济增长、非国防公共部门投资和私人部门投资分别产生何种影响及其影响的程度。统计年鉴上没有按照公共部门和私人部门产出来分类，本文采用马拴友（2000）的方法进行划分。

为了消除时间序列的不利影响，对上述数据进行对数变换，变换后的变量定义如下：lngdp：国内生产总值自然对数值；lnds：国防支出自然对数值；lnpi：私人部门投资自然对数；lngi：公共部门投资自然对数。研究数据来自于《中国统计年鉴2010》、《改革开放五十五年》，采集数据的区间为1978—2010年。

（二）　平稳性检验

ADF单位根检验结果显示，所有变量都是非平稳的，一阶差分后lngdp仍然不平稳，其他数据平稳。再做二阶差分后所有数据都平稳。这表明，所有变量都属于二阶单整I（2），可进行协整分析。

（三）　Johansen协整检验结果

表1迹检验和最大特征值检验　中　None、at　most　1　都为星号，表示拒绝假设，即存在协整关系，且最多不止1个。迹检验显示在5%显著性水平下，四个变量间存在两个协整关系。

（四）向量自回归模型（VAR）

由上页表2可知，当我们用lngdp滞后两期值来解释lngdp时，其自身对其解释效果比较好，其滞后1期回归系数为正且比较大，滞后2期系数为负。这说明GDP受前面GDP的时滞影响很明显且滞后1期的影响比滞后2期要大.尽管lnds的滞后1期对lngdp的影响为正但很微弱，lnds的滞后2期对lngdp的影响为负，且影响较大。lnpi的滞后1期对lngdp的影响为正且大于滞后2期为负的影响。Lngi与lnpi对lngdp的影响是相似的。滞后1期影响为正且大于滞后2期为负的影响。Lnds滞后两期来解释lnds时，其自身对其解释效果比较好，其滞后1期系数为正且比较大，滞后2期系数为负，且影响较小。Lnds对lnpi滞后1期为正且影响较大，滞后2期为负影响远远小于滞后1期的影响。Lnds对lngi滞后1期的影响为正，滞后2期的影响为负。由此可以得出，GDP受其自身前期的影响最大，但由于经济结构和增长方式等方面的原因使得更早之前的数值对其产生消极影响；国防支出对GDP有不太明显的消极作用，但是更早之前的国防支出对GDP是具有促进作用的，说明国防支出对于促进经济增长是具有时滞效应的；私人投资和公共投资对经济增长都是具有促进作用的，同时，滞后2期的数据显示对经济增长是具有消极作用的。当期的正向影响与滞后的负向影响相互抵消后，仍然具有正向的影响；而国防支出对私人投资的当期影响是非常显著的，滞后期的负向影响非常微弱。国防支出对公共部门投资的当期影响为正，滞后期影响为负，但是正负相抵滞后仍有微弱的正向作用。由此可知，国防支出并没有对投资产生“挤出效应”。

（五）　格兰杰检验

由表3看以看出lngdp是lnds的格兰杰原因，lnds不是lngdp的格兰杰原因；lnpi与lngdp不具有相互格兰杰因果关系。Lngdp是lngi的格兰杰原因，lngi不是lngdp的格兰杰原因。

（六）脉冲响应图

1.GDP与国防支出、私人投资、公共投资的动态关系研究

从图1中可以看出，lngdp受自身冲击的影响最大，对其自身的一个标准差的冲击立刻有了较强的反映，该序列对来自其他方程的一个标准差的冲击在第1期都没有反映。第2期，lnpi对lngdp的影响最为明显，上升为0.02，lnds和lngi对lngdp影响不明显，lnds对lngdp的影响为正，以后影响渐渐消失。Lngi虽然影响较小，但是从第5期开始影响为负，以后逐渐消失。这说明，国防支出、私人投资和公共投资对GDP的影响都是有滞后的正向影响的。由于国防支出占GDP很小一部分，所以影响并不明显。私人投资对GDP的影响相对较大。公共投资对GDP的影响很小，由于公共投资都投资于基础建设、医疗、卫生和教育，是没有回报的投资，所以公共投资对GDP的影响较滞后效应为负。

2.国防支出对私人部门投资和公共部门投资的动态影响分析

第1期给Lnds一个标准差的冲击其受自身影响较大。受lngdp一个标准差的冲击影响较小，大约在第2期之后，lngdp对lnds的影响超过lnds本身，且影响一直在不断增大，lngdp对lnds的影响处于不断增大的状态。说明lnds的增加主要是受到lngdp的影响。当一国的国民生产总值一直在不断增加，财政支出也不断增加，因此国防支出也随之不断增加。

图3对lnpi的一个标准差的冲击，在第1期受自身影响较大，lnds对其影响甚微，在第2期，lnpi对自身的影响迅速下降，lnds的影响增大，大约在第4期，lnpi对自身的影响趋于消失。lnds对lnpi的影响在第5期之后逐渐下降。国防支出对私人投资是滞后的正向影响。这说明国防支出并没有对私人投资产生“挤出效应”，而是在后期有明显的拉动作用。国防支出能够提供安全的国家环境，提高国民投资热情和消费信心，间接提高私人部门投资。所以国防支出对私人部门投资具有滞后的正向影响。

从上页图4中可以看出，对lngi一个标准差的冲击第1期其受自身影响较为明显，但是在第2期开始迅速下降，到第3期之后，影响为负。以后渐渐趋于消失。Lnds在第1期对lngi影响较为明显，第2期，影响增大，到第3、4期影响变小，以后各期趋于消失。国防支出对公共部门投资影响为正，虽然国防支出和公共部门大部分来自财政支出，但国防支出的增加并没有对公共部门投资产生“挤出效应”。

结论

从经济理论上来看，国防支出属于纯消耗性的政府支出，在一定程度上增加了政府财政负担，但国防支出通过不同的路径也能对经济带来正面影响。通过VAR模型的脉冲响应函数对GDP与国防支出、私人部门投资和公共部门投资的动态分析，可以得出以下结论：

1.改革开放以来，中国对国防支出的投资占财政支出一直处于很小的一部分，国防支出对GDP的影响为正，但是影响非常微弱，可以得出国防建设的步伐没有跟上国民经济增长的步伐，所以影响非常微弱。通过实证研究国防支出对GDP的影响是正向的，即国防支出具有促进国民经济增长的作用。那么我们应该在适当的范围内增加国防支出，使得国防建设的步伐赶上经济建设的步伐。

2.国防支出对私人部门和公共部门的投资的拉动效应要大于挤出效应。国防支出对公共部门的直接影响大于私人部门，对私人部门的滞后影响大于公共部门。通过实证研究，国防支出对私人部门的影响具有时滞，同时私人部门对国民经济增长具有很大的影响。国防支出对公共部门影响为正，但是公共部门对国民经济增长的滞后效应是负向的，所以国防支出对国民经济增长间接影响是双向的。从实证研究中看到，私人部门的投资对国民经济增长较为明显。通过　“军民融合、寓军于民”即减轻了国家的防务压力，又促进了国民经济增长。利用民用部门的高端技术发展军事科技，不仅能带来军事技术的变革，节约成本，而且对整个国民经济具有更加明显而持久的拉动作用。也便于将国防开支控制在适当的范围，因此，我们要处理好国防部门和私人部门的关系。在实践中真正落实“军民融合、寓军于民”实现国防部门和私人部门的优势互补，形成双赢局面。

参考文献：

[1] 陈波.国防支出与经济增长：中国的经验研究（1985—2000）[G]//中国国防经济学.北京：中国财政经济出版社，2008.

[2] 侯佳，邓秋燕.国防支出对经济增长影响的模型分析及政策建议[J].军事经济研究，2010，（11）.

篇3

西方主流经济学中的宏观经济调控措施，往往在原理上说不通。例如，把政府开支当作经济系统外部的所谓外生变量，这怎么行呢。政府开支受制于税收，而税收多了，利润、工资就会减少，否则钱从那里来？又说中央银行的货币发行量是个外生变量，对国民经济能够起到调控作用。我不否认中央银行的货币发行量对国民经济能够起到调控作用，但这是一种什么样的调控作用呢？或者说货币发行的依据究竟是什么呢？举个简单的例子，货币发行量增加一倍，国民经济将会怎么样？我认为数据一定令人兴奋：收入翻一番，GDP翻一番，当然，物价也都翻一番。有人根据1998年由国家统计局编写的《中国统计年鉴》计算过，从1952年－1997年，我国名义国民生产总值年均增长率为18.5%（张金水，1999，第92－95页）。2003年我国GDP增长率才9.1%，真是小数见大数。货币调控国民经济的“威力”可见一斑。本文不打算多谈旁人的调控方法，本文依据马克思的经济理论，简单介绍一种国民经济的调控方案。

二．国民经济调控原理

笔者曾经在网文［3］中，根据马克思的剩余价值原理，将一年的国民生产总值Y一步步分解为固定资产折旧，消费C，追加投资I和政府开支G（不考虑进出口）：

再假定固定资产折旧占国民生产总值的比率为f，消费占国民生产总值的比率为b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：

这样，由式（1）可以得到关于投资的方程式：

I=(1－f－b)Y－G(3)

国民生产总值Y中有一部分是税收和规费，占国民生产总值的比率为τ，税费额就是τY；国家对式（3）中的投资额可能也要征收投资调节税，设这项税率为q，0≤q＜1，税费额就是qI。这样，总的税收T由下式表示：

T=τY+qI(4)

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

式中β>0，税收多于政府开支时可以增加政府开支。另外，投资额I扣掉调节税以后的实际追加投资额为(1－q)I。所以，设资本存量为K，则实际资本存量的增长率由下式表示：表示：

设资本量为K时，产出的国民生产总值为Y，资本产出率为u，则有下式：

Y=uK(7)

资本产出率u的意义是：投资1亿元，每年的产出为u亿元。现在归纳一下经济系统的运动方程：

给定初始条件，就可以求解上列方程。经济系统的结构图，见图1所示。

由图1可以看出，经济系统在不考虑进出口的情况下，是个封闭系统，不存在什么外生变量。这是一个自我成长系统。我们地球就是个封闭的经济系统，它并没有得到外星人的资助，经济成果不是也发展到今天的水平吗！

三．经济系统的求解

对上述经济系统的运动方程进行整理可得：

初始条件是：t=0，资本存量为K(0)，政府开支为G(0)。对上式稍加运算，改写成矩阵形式如下：

下面为了有个具体的结果，代入数值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系数矩阵A如下：

对上式采用拉普拉斯变换求解，s为变换变量，则有：

对上式求反变换可以得到K(t)、G(t)。如果再假定：

G(0)=0.25Y(0)=0.25uK(0)=0.25×0.25K(0)=0.0625K(0)

则可以得到（下面直接给出结果）：

K(t)=K(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

Y(t)=Y(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

由以上数据可知，年经济增长率为7.6%。

四．经济增长率的讨论

在通常情况下，由矩阵A的特征值，可以近似得到关于年经济增长率r的公式：

将前面的数据代入得：r≈0.075=7.5%，与上面的结果差不多。由式（16）可知，提高资本产出率、降低税率、减少浪费、提高调控效率都能够加速经济增长。

由图1可以看出，这里对投资采取了适当课税的调控策略，既可以抑止过度投资，又起到扶持投资不足的平衡效果。调控过程中，要始终保持政府开支对税收收入的跟踪状态。

五．结束语

有些学者，按照西方主流经济学的建模思想，所建立的宏观经济调控模型，与“真实经济过程”相比较，“方程中所有的常系数几乎是不存在的，甚至这些系数很难找出可观测量，因为有可能这些关系本身在统计上是不成立的。”（郑辉，2001，第89页）而本文所列经济模型中采用的经济量、经济参数，都是真实经济活动中的变量、参数，如垫付资本、周转率、折旧、工资、利润、投资、税收、GNP、税率，等等，由过去和现在的经济变量和参数的数值，调控将来的经济变量的数值，完全具有可操作性。如果建立某种目标函数，也可以探讨最佳路径。西方主流经济学中动不动就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？说得再头头是道，就是缺乏可操作性。经济系统不是什么稳定平衡系统；如果经济系统是个稳定平衡系统的话，我们只能一直呆在原始社会。

有文献借托外宾的话说：托宾（JamesTobin）写道：“可以毫不夸张地说，任何论文如果没有运用‘微观基础’的方法，就根本不能在任何主要经济学杂志上发表；任何研究报告如果被怀疑违背了‘微观基础’的戒律，就逃脱不了同行的批评；一个新获得博士学位的学者，如果不能表明博士论文中假设的关系式是用‘微观基础’方法推导出来的，他就很难在学术圈子里找到理想的工作。”（郑辉，2001，第70页）我的这篇文章，既没有运用西方主流经济学中的‘微观基础’，又不讲“均衡”，也不是“非均衡”，完全依据西方民间经济学家马克思的剩余价值理论，却也讨论了经济增长和宏观调控，这当然难逃“根本不能在任何主要经济学杂志上发表”的可悲下场。

参考文献

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全年实现国内生产总值71.5亿元，按可比价计算同比增长10.8%。其中第一产业增加值3亿元，同比增长1.9%；第二产业增加值51.7亿元，增长10.4%；第三产业增加值16.8亿元，增长14.6%。实现财政总收入7.37亿元，增长35%；全社会固定资产投资19，6亿元，增长9.7%；社会消费品零售总额29，5亿元，增长12.9%；农民人均纯收入6218元，增长5.8%；人口自然增长率5.61‰。

农业经济发展态势良好。农业生产稳步发展，实现农林牧渔业总产值5.21亿元。农业结构继续优化，粮经比例调整为43：57，花卉、蔬菜、水果、畜牧品比重进一步提高。土地适度规模经营继续推进，10亩以上经营大户1549户，面积3.17万亩。订单农业快速发展，实行订单生产的农田面积达2.69万亩。农业产业化进程加快，共有区级以上农业龙头企业25家，其中市级9家。科技兴农深入实施，*农村信息网开通启用。*市农业高新技术示范区建设步伐加快，兰光公司等3家企业入园施工。农业基础设施不断完善，白云农业观光园、五凤蝉农业综合开发园等项目相继建成，塘下坑等病险山塘、水库得到加固。土地整理力度加大，建设标准农田28150亩，新增耕地1867亩。扶贫开发得到加强，泽雅移民新区第一期安置房交付使用。农村基金会清理整顿工作成绩显著，被省政府评为先进集体。

工业经济平稳发展。实现工业总产值197.5亿元，同比增长10.3%。企业技改力度加大，共实施技改项目24项，技改总投资1.6亿元，完成投资6557万元。规模经济发展迅速，规模以上企业完成工业总产值59.77亿元，实现利润1.92亿元，分别增长17.2%、32.8%。*经济开发区实现产值28.4亿元，眼镜工业园、澳伦工业园和黄河皮革工业园建设进展顺利。*高新技术产业园已有5家企业投产。“质量立区、名牌兴业”战略深入实施，森马企业跻身全国民营企业500强，天字、五洲、宝得利等3家企业荣膺全国首届“十大锁王”称号，东方、惠特、森马被评为省名牌产品。企业管理创新迈出新步伐，通过IS09000认证企业45家、ISOl4000认证1家、CE认证8家、美国石油学会APl6D认证l家。帮扶重点骨干企业活动深入开展，扶优扶强的氛围日趋浓厚。企业信用建设得到加强，评出首批市级信用企业79家。建筑业发展迅速，完成施工总产值16.5亿元，同比增长21.1%。

第三产业发展步伐加快。完成社会消费品零售总额29.5亿元，增长12.9%。市场成交额40.6亿元，*货运市场的规模和经济效益均列全省前茅。商业领域利用外资取得重大突破，首期投资2980万美元的*大西洋购物中心前期工作已经启动。房地产业日益壮大，商品房竣工面积8，8万平方米，完成投资6.4亿元。旅游业发展迅速，门票收入712万元，增长13%。景区基础设施不断完善，崎云景区建成开放。金融市场运行态势良好，年末各项存款余额97.09亿元，同比增长26.5%；贷款余额45.35亿元，同比增长24.8%。交通运输、保险、审计、劳务、物业管理等服务业继续发展。

(二)城市化建设明显加快，文明城市创建富有成效

基础设施建设力度加大。区划调整后，重点工程从25项调整为19项，温瑞塘河*段清淤、甬台温高速公路，甫白象枢纽立交、金丽温高速公路*段三期*段、火车站11万伏输变电、潘桥3.5万伏输变电、瞿溪中心卫生院住院楼、*中学迁建等工程完成年度任务，瞿溪河拓宽、温瞿公路改建等7项工程正在施工之中。全年新增高速公路10.5公里、一级公路9.5公里，新建校舍6万平方米，新增供电能力10万伏。受市规划调整影响，*民兵训练基地、南塘大道二期等5项工程推迟开工。

文明城市创建工作成效显著。广泛开展“争做现代化*人”活动，公民的整体素质进一步提高。及时宣传“人民的好法官”张晓东和“见义勇为好青年”张献等先进人物的事迹，学先进、赶先进、争做文明市民的氛围日趋浓厚。拆违改危力度加大，拆除违章建筑约24万平方米。突出整治无牌无证等重点违章，“平安大道”创建活动成效明显。大力整治“脏乱差”，改善城乡垃圾收集、运输和处理方式，东庄垃圾焚烧发电厂和景山垃圾中转站等一批环卫设施建成投用。整治社会治安秩序，城乡居民安全感有所增强。投入1.3亿元整治温瑞塘河河道425公里，清淤809.95万立方米。“十大”截污工程全面启动，汇昌河*段水上公园驳岸工程开工建设。实施再增千亩绿地计划，新增绿地725亩。

(三)各项改革不断深化，对外开放水平进一步提高

开放型经济快速发展。实现全社会外贸出口供货值43.71亿元，同比增长39.8%；自营出口1.8l亿美元，增长62。5%。外贸出口生产基地日益壮大，*经济开发区、新桥、娄桥、梧埏外贸出口供货值均超过3亿元，其中*经济开发区、新桥分别达到13.1亿元和9.69亿元。外贸渠道不断拓宽，又有20家企业取得进出口自营权。国际市场进一步拓展，产品出口已扩大到美国、香港、台湾等160多个国家和地区。出口商品结构继续优化，鞋革、眼镜、打火机、锁具、箱包等五大产品竞争优势相对明显，出口值均超亿元。新增外商投资企业9家，扩股4家，合同利用外资542万美元，实际利用外资528万美元。

各项改革进展顺利。企业改革继续推进，金洲集团等一批国有集体企业改制工作顺利进行。粮食购销体制改革进一步深化，实现了粮食购销市场化。村级集体资产管理模式不断创新，将军村组建浙江将军集团有限公司。政府审批制度改革成效明显，区政府审批中心投入运行，18个部门135项审批项目进入审批中心运作。财政改革进一步加快，公共财政体制框架逐步形成。建立了区会计核算中心，首批32家行政事业单位纳入中心管理。政企关系进一步理顺，工商行政管理部门与下属市场实现办管脱钩。社会保险参保人数和基金收入保持双增长，全面实现了城镇企业职工养老金社会化发放。住房货币化分配正式实施，发放住房补贴593万元。严格执行市委、市政府有关区划调整的决定，切实做好干部群众的思想工作，区划调整顺利实施。区级机关机构改革正式启动。

(四)科技教育再创佳绩，各项事业全面推进

科教兴区深入实施。创建省科技进步先进区活动成效显著，被省委、省政府命名为省科技进步先进区。科技项目立项162项，其中列入国家级火炬计划5项，国家级星火计划2项，国家级重点新产品计划2项，省级新产品试制计划79项。新增省级高新技术企业3家、市级3家、区级4家。科技示范乡镇创建活动广泛开展，*科技信息网顺利开通。加大人才引进力度，建立人才流动的柔性机制，引进各类科技人才38名。科普工作富有成效，被评为省“九五”科普工作先进集体。教育事业发展再上新台阶，通过省教育强区验收。积极推进素质教育，教育质量明显提高。投资1.38亿元的新*中学和投资237万元的区教育信息平台建成投用。景山中学、梧埏中心小学成为省示范性学校，梧埏、郭溪、娄桥成为省级教育强镇，茶山、南白象成为市级教育强镇。完成藤泽片中小学校网调整，顺利组建*二高，校网布局进一步优化。

各项社会事业取得新进展。卫生监督执法力度不断加大，卫生综合执法得到加强。乡镇卫生院危房改造工作顺利完成，新桥、娄桥、郭溪卫生院门诊综合楼和瞿溪中心卫生院住院楼建成投用。文化升位计划深入实施，农村群众文化活动丰富多彩，建成乡村电子信息馆13个，歌曲《担鲜女》获省“五个一”工程奖，电子游戏市场等七大文化市场整治成效显著。泽雅四连碓成为全国第五批重点文物保护单位。计生工作基本实现孕前管理。婚育新风进万家活动深入开展，被评为全国先进区。计生工作重心下移，优质服务、村民自治民主管理工作全面推开。环境执法力度加大，共查处案件615件，法院强制执行82件。37家污染严重的企业如期完成治理，梧埏、茶山、南白象等地居民区内的电镀企业顺利搬迁。群众体育蓬勃发展，新建健身苑点12个，景山中学被评为全国群众体育先进集体。有线电视网络日趋完善，宣传覆盖面不断扩大，西部山区“户户通”工程进展顺利。提高城乡居民的最低生活保障金发放标准，最低生活保障制度进一步完善。创建社会福利社会化示范区活动正式实施，社会福利事业有了新的发展。殡葬管理得到加强，全区火化率达100%。

(五)社会政治保持稳定，民主法制建设取得新进展

稳定工作进一步加强。深入开展严打整治斗争，侦破刑事案件3486件，查处治安案件5398件。依法妥善处置基安山陵园风波等，社会治安难点基本得到解决。全面落实社会治安综合治理各项措施，开展安全文明小区创建活动，43个“安全文明小区”达到区级标准。依法加强对宗教事务的管理，深入开展揭批“”斗争。认真做好工作，及时化解群众矛盾。积极整顿和规范市场经济秩序，查获各类经济违法违规案件815件，取缔制假窝点270多个，总案值8307万元。大力开展交通、矿山、“锅容管特”、市场、“三合一”企业、学校、公共聚集场所安全生产专项整治，有效遏制了重特大事故的发生。森林防火工作富有成效，受害森林面积比上年减少97%。

民主法制建设得到完善。自觉接受人大及其常委会的法律监督，及时报告政府重大工作进展情况，认真落实人大及其常委会的决议和决定。坚持重大事项通报制度，支持政协履行政治协商、民主监督、参政议政的职能。人大议案、建议和政协提案的办理质量进一步提高，共办结议案和建议139件、提案113件，办结率100%。积极推进依法治区工作，“四五”普法全面启动，全民法制意识普遍提高，律师、公证和基层法律服务工作得到重视。

政府自身建设不断加强。继续深入学习、贯彻“三个代表”重要思想，认真开展从政道德教育，按照“八个坚持、八个反对”的要求加强作风建设，政府工作人员的思想政治素质和理论素养进一步提高。认真开展行政执法监督，规范政府行政行为，政府法制工作得到加强。积极发挥审计、监察等部门的职能作用，行政监督不断强化。进一步规范涉农、涉企收费行为和程序，实行农民负担预决算制，取消对企业不合理收费项目3项，减轻企业负担350万元。认真落实党风廉政责任制，依法查处违纪案件76件，处分64人。

篇5

引言

通信业是国民经济的基础性、先导性、支柱性产业。通信业的发展带动相关产业群发展,体现了信息经济的发展趋势,改变产业结构,使之更具活力;它还创造了大量就业机会,改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分,是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。在经济增长方式转变和经济结构调整的历史性进程中,通信业的重要性只会加强,不会削弱。回顾改革开放的发展历程,我们可以发现,作为国民经济的基础行业,通信业从弱小到强大、从落后到先进、从曾是制约经济发展的“瓶颈”到成为国民经济的先导产业,实现了质的飞跃。通信业在国民经济中的地位不断提高,对经济发展起到了巨大的拉动作用。然而,通信业与经济增长的关系如何?通信业对经济增长的拉动作用究竟有大?本文尝试用计量经济模型对此进行探讨。

1计量模型分析

1.1理论模型

本文尝试用菲德模型来分析通信业对国民经济的贡献。菲德模型是菲德(G.Feeler)于1983年提出的一个用于测算出口对经济增长作用的两部门模型。该模型把社会经济活动分为出口和非出口两个部门,由于出口部门面对的是国际市场,激烈的竞争促使它不断提高其生产技术水平和管理水平,非出口部门正好吸收这种由于生产技术水平和管理水平提高带来的外溢效应,从而增强其自身实力。因此,出口对于GDP增长的贡献可能要比出口本身增长所形成的GDP增量大。菲德的两部门模型就是用来估计出口对于非出口部门外溢作用以及出口与非出口部门之间要素生产力差别的数学模型。

通信产业作为一个部门,与经济中其他部门的联系十分重要,任何希望估计通信产业对国民经济的影响,必须关注通信产业对非通信产业的外溢作用。鉴于通信产业对经济增长的直接作用和外溢作用,将借鉴菲德提出的两部门模型来测度通信产业对经济增长的贡献。与菲德模型的思路相似,把通信产业对经济增长的作用类同于出口对经济增长的作用,将国内部门划分为通信产业部门和非通信产业部门。

模型建立如下:设各自的生产方程为:

P=f(Lp,Kp)(1)

N=g(Ln,Kn,P)(2)

其中P和N分别代表通信产业部门和非通信产业部门两部门的产出量,L和K分别代表劳动力和资本两大生产要素,下标代表部门。(2)式生产函数假设,通信产业的产出水平P将影响非通信产业部门的产出。

劳动力(L)与资本(K)总量可以表达为:

L=Lp+Ln(3)

K=Kp+Kn(4)

社会总产品(Y)就是两部门产品之和,即:Y=P+N(5)

菲德模型将不同部门的劳动和资本边际生产力的相互关系表达如下形式:

其中fl代表通信产业部门劳动力的边际产出,fk代表通信产业部门资本的边际产出,gl代表非通信产业部门劳动力的边际产出,gk代表非通信产业部门资本的边际产出,δ是两个部门之间相对边际生产力的差异,理论上可以大于、等于或小于零,正的δ意味着通信产业部门的相对边际生产力高于非通信产业部门。

对(5)的两边求微分得:

dY=dN+dP=gkdKn+gldLn+gpdP+(1+δ)gkdKp+(1+δ)gldLp(7)

根据(3)、(4)、(5)、(6)、(7),可以推导出如下回归方程:

(8)式中,α、β表示非通信产业部门资本和劳动力的边际生产力;γ代表通信产业部门对经济增长的全部作用,为通信产业的外溢作用)分别是总产出、劳动力和通信产业产出的增长率;P/Y是通信业产出占总产出的比例。将国内投资视同于资本存量的增量,由于资本存量的增量在统计数据中不存在,一般用固定资产投资来代替。于是(8)式可以改写为:

参数γ代表通信产业外溢作用与两部门间要素生产力差异两种作用之和。将一个常数项和一个随机误差项加入到方程(9)中,同时假定随机误差项具有零均值、同方差的特性,则方程(9)就成为所需要的回归方程。

通过方程(10),对的系数γ的估计,可以得到通信产业部门对于经济增长的全部作用;需要说明的是,该模型将整个经济区分为两个部门是一种理论上的简化。同时,非通信产业的产出不仅依赖于配置在本部门的劳动和资本要素,还取决于同一时期通信产业的产出量。因此,这里存在着一个假设:通信产业部门对经济中其他部门的外溢作用发生在同一时期。这个假定与现实可能不太相符,但使用时间序列数据进行回归分析,对分析结果影响不会太大。

1.2样本的选择

在本模型的计算过程中,Y用国内生产总值(GDP)来代替,GDP用当年价格计算。L用年末从业人数表示,从业人数合计指标反映了一定时期内全部劳动力资源的实际使用情况。I用历年全社会固定资产投资来代替,它包括了国有经济、集体经济、个体经济和其他经济成分历年的固定资产投资之和,是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。通信产业部门的产出P用每年通信业务总量代表。样本区间为1998-2005年。样本选取时间从98年开始,是因为1998年邮电分家,通信业对国民经济的带动作用显著。上述指标的相关数据均取自《中国统计年鉴》和《中国通信年鉴》。如表1所示:

该回归模型采用的数据是时间序列数据,为了消除数据的波动性,我们对数据进行了平均平滑处理。处理数据结果如下表2所示:

1.3模型回归结果

利用EVIEW统计软件对方程(10)做LS回归,结果如表3所示:

从方程(10)的回归结果看,所有的回归系数估计值α、β和γ都通过了统计的显著性检验,R2达0·671254表明了方程的拟合效果好。从方程(10)的估计结果,得到最关心的系数γ的估计值为1·764966,γ就是通信业对国民经济的全部作用。γ=1·764966的含义是:假设其他条件不变,通信部门每多生产出一单位的产出,国民经济将增加1·764966单位的产出。

2结束语

通过以上的计量分析,得出的结果是:通信业对国民经济的全部作用参数的估计值γ为1·764966,也就是说,假定其他条件不变,通信业每多生产一单位的产出,整个国民经济GDP将增加1·764966单位的产出。这就说明了通信业对国民经济增长带来的巨大作用。

通信业对国民经济贡献不仅包括对GDP的直接贡献,其更大的贡献在于对国民经济发展和人民生活水平提高所产生的渗透作用与倍增作用,尤其是对其他产业的推动和带动作用。随着我国经济结构调整、增长方式改变、资源节约利用等改革需求越来越迫切,通信业作为国民经济的先导性、基础性和支柱性产业,必须为有效推进国民经济转型做出更新更大的贡献。这不仅要求通信业加快自身发展,更要求通过它改变人们的经济行为,改造提升其他产业,提高社会的整体经济效率。通信业的发展带动相关产业群发展,体现了信息经济的发展趋势,改变产业结构,使之更具活力;它还创造了大量就业机会,改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分,是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。基于上述的计量分析结果,笔者认为应该加快通信业的发展,在生产要素的投入上要向通信业倾斜,以发挥通信业的高效率,进而带动整个国民经济的发展。

篇6

引言

通信业是国民经济的基础性、先导性、支柱性产业。通信业的发展带动相关产业群发展，体现了信息经济的发展趋势，改变产业结构，使之更具活力;它还创造了大量就业机会，改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分，是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。在经济增长方式转变和经济结构调整的历史性进程中，通信业的重要性只会加强，不会削弱。回顾改革开放的发展历程，我们可以发现，作为国民经济的基础行业，通信业从弱小到强大、从落后到先进、从曾是制约经济发展的“瓶颈”到成为国民经济的先导产业，实现了质的飞跃。通信业在国民经济中的地位不断提高，对经济发展起到了巨大的拉动作用。然而，通信业与经济增长的关系如何?通信业对经济增长的拉动作用究竟有大?本文尝试用计量经济模型对此进行探讨。

1　计量模型分析

1.1　理论模型

本文尝试用菲德模型来分析通信业对国民经济的贡献。菲德模型是菲德(G.Feeler)于1983年提出的一个用于测算出口对经济增长作用的两部门模型。该模型把社会经济活动分为出口和非出口两个部门，由于出口部门面对的是国际市场，激烈的竞争促使它不断提高其生产技术水平和管理水平，非出口部门正好吸收这种由于生产技术水平和管理水平提高带来的外溢效应，从而增强其自身实力。因此，出口对于GDP增长的贡献可能要比出口本身增长所形成的GDP增量大。菲德的两部门模型就是用来估计出口对于非出口部门外溢作用以及出口与非出口部门之间要素生产力差别的数学模型。

通信产业作为一个部门，与经济中其他部门的联系十分重要，任何希望估计通信产业对国民经济的影响，必须关注通信产业对非通信产业的外溢作用。鉴于通信产业对经济增长的直接作用和外溢作用，将借鉴菲德提出的两部门模型来测度通信产业对经济增长的贡献。与菲德模型的思路相似，把通信产业对经济增长的作用类同于出口对经济增长的作用，将国内部门划分为通信产业部门和非通信产业部门。

模型建立如下:设各自的生产方程为:

P = f(Lp，Kp) (1)

N = g(Ln，Kn，P) (2)

其中P和N分别代表通信产业部门和非通信产业部门两部门的产出量，L和K分别代表劳动力和资本两大生产要素，下标代表部门。(2)式生产函数假设，通信产业的产出水平P将影响非通信产业部门的产出。

劳动力(L)与资本(K)总量可以表达为:

L = Lp+ Ln(3)

K = Kp+Kn(4)

社会总产品( Y)就是两部门产品之和，即:Y = P+N (5)

菲德模型将不同部门的劳动和资本边际生产力的相互关系表达如下形式:

其中fl代表通信产业部门劳动力的边际产出，fk代表通信产业部门资本的边际产出，gl代表非通信产业部门劳动力的边际产出，gk代表非通信产业部门资本的边际产出，δ是两个部门之间相对边际生产力的差异，理论上可以大于、等于或小于零，正的δ意味着通信产业部门的相对边际生产力高于非通信产业部门。

对(5)的两边求微分得:

dY =dN+dP = gkdKn+ gldLn+ gpdP+(1+δ)gkdKp+(1+δ)gldLp(7)

根据(3)、(4)、(5)、(6)、(7)，可以推导出如下回归方程:

(8)式中，α、β表示非通信产业部门资本和劳动力的边际生产力;γ代表通信产业部门对经济增长的全部作用， 为通信产业的外溢作用) 分别是总产出、劳动力和通信产业产出的增长率;P/Y是通信业产出占总产出的比例。将国内投资视同于资本存量的增量，由于资本存量的增量在统计数据中不存在，一般用固定资产投资来代替。于是(8)式可以改写为:

参数γ代表通信产业外溢作用与两部门间要素生产力差异两种作用之和。将一个常数项和一个随机误差项加入到方程(9)中，同时假定随机误差项具有零均值、同方差的特性，则方程(9)就成为所需要的回归方程。

通过方程(10)，对的系数γ的估计，可以得到通信产业部门对于经济增长的全部作用;需要说明的是，该模型将整个经济区分为两个部门是一种理论上的简化。同时，非通信产业的产出不仅依赖于配置在本部门的劳动和资本要素，还取决于同一时期通信产业的产出量。因此，这里存在着一个假设:通信产业部门对经济中其他部门的外溢作用发生在同一时期。这个假定与现实可能不太相符，但使用时间序列数据进行回归分析，对分析结果影响不会太大。

1.2　样本的选择

在本模型的计算过程中，Y用国内生产总值(GDP)来代替，GDP用当年价格计算。L用年末从业人数表示，从业人数合计指标反映了一定时期内全部劳动力资源的实际使用情况。I用历年全社会固定资产投资来代替，它包括了国有经济、集体经济、个体经济和其他经济成分历年的固定资产投资之和，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。通信产业部门的产出P用每年通信业务总量代表。样本区间为1998-2005年。样本选取时间从98年开始，是因为1998年邮电分家，通信业对国民经济的带动作用显著。上述指标的相关数据均取自《中国统计年鉴》和《中国通信年鉴》。如表1所示:

该回归模型采用的数据是时间序列数据，为了消除数据的波动性，我们对数据进行了平均平滑处理。处理数据结果如下表2所示:

1.3　模型回归结果

利用EVIEW统计软件对方程(10)做LS回归，结果如表3所示:

从方程(10)的回归结果看，所有的回归系数估计值α、β和γ都通过了统计的显著性检验，R2达0·671254表明了方程的拟合效果好。从方程(10)的估计结果，得到最关心的系数γ的估计值为1·764966，γ就是通信业对国民经济的全部作用。γ=1·764966的含义是:假设其他条件不变，通信部门每多生产出一单位的产出，国民经济将增加1·764966单位的产出。

2　结束语

通过以上的计量分析，得出的结果是:通信业对国民经济的全部作用参数的估计值γ为1·764966，也就是说，假定其他条件不变，通信业每多生产一单位的产出，整个国民经济GDP将增加1·764966单位的产出。这就说明了通信业对国民经济增长带来的巨大作用。

通信业对国民经济贡献不仅包括对GDP的直接贡献，其更大的贡献在于对国民经济发展和人民生活水平提高所产生的渗透作用与倍增作用，尤其是对其他产业的推动和带动作用。随着我国经济结构调整、增长方式改变、资源节约利用等改革需求越来越迫切，通信业作为国民经济的先导性、基础性和支柱性产业，必须为有效推进国民经济转型做出更新更大的贡献。这不仅要求通信业加快自身发展，更要求通过它改变人们的经济行为，改造提升其他产业，提高社会的整体经济效率。通信业的发展带动相关产业群发展，体现了信息经济的发展趋势，改变产业结构，使之更具活力;它还创造了大量就业机会，改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分，是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。基于上述的计量分析结果，笔者认为应该加快通信业的发展，在生产要素的投入上要向通信业倾斜，以发挥通信业的高效率，进而带动整个国民经济的发展。

篇7

国民经济由一系列产业按一定的结构组成，各产业之间是一个相互影响、相互制约的有机整体。如工业、农业、纺织业、化学工业、建筑业等物质生产部门和文化教育、公用事业、医疗卫生等非物质生产部门。国民经济的发展是所有产业共同发展、共同作用的结果。

国民经济增长

国民经济增长简称经济增长，是以固定价格计算的人均国民收入或人均国内生产总值的某种度的变化率。它表明一个国家或地区在一定时间内商品和劳务总量情况及其人均水平的增长。衡量经济增长的核心指标是国内生产总值（GDP），是指一个国家或地区所有常驻单位在一定时期内生产活动的最终成果，即按市场价格计算的最终产品和劳务价值的总和。GDP的计算方法主要有三种：生产法、收入法和支出法，三种方法分别从价值形态、收入形态、产品形态反映了GDP的总值及构成，其中生产法和收入法是从生产角度计算GDP，支出法是从需求角度计算。

影响经济增长的因素是多方面的，凡是直接或者间接影响社会再生产过程而使产出量发生变化的所有因素，都可以说是经济增长的因素。就其内在因素而言主要包括：生产要素的合理配置和有效使用、科学技术进步、劳动力数量的增长和素质的提高。其中生产要素主要是通过投资来进行配置，生产要素的配置是否合理主要是看投资在各经济部门间分配的比例关系是否合理，以及由此决定的经济结构是否协调。投资一般意义上是指“用于生产并不立即消费的物品等诸项目上的支出流量”，一般包括固定资本投资和存货投资，其中固定资本投资包括重置投资和新增投资即净投资。房地产投资是固定资产投资的重要组成部分。

实现经济增长要有需求和供给两方面的条件：供给条件是生产能力的增长，即资本存量的增长、劳动力数量和质量的增长以及技术水平的增长；需求条件是利用生产能力满足社会需要，包括投资、消费和出口三大部分。社会上一般用投资率、消费率和净出口率来反映三大需求的比例关系；用投资拉动率、消费拉动率和净出口拉动率来反映三大需求对经济增长的拉动作用，也有人将其称为三大需求对经济增长的贡献率。需求要和生产能力的增长相适应，如果需求不足，实际产出小于潜在产出，就不能将生产能力的增长全部转化为现实的经济增长。经济增长率的加快，首先是由投资增长率的加快引起的，在经济增长过程中，投资增长率具有高于经济增长率的特点。投资与经济发展具有高度的相关性，在社会发展扩张阶段，投资是拉动经济增长的主要动力。凡是经济增长率高，发展速度快的国家，几乎毫无例外的都是高投资率和投资率高增长率，即大规模的投资及其增长带来了经济的快速发展。

房地产业与国民经济增长

房地产业是国民经济的重要组成部分，被称为国家经济的晴雨表。房地产有广义和狭义之分，广义的房地产是指土地、土地上的永久性建筑物、基础设施、水、矿藏、森林等自然资源，以及上述各项所衍生的各种权利和义务。狭义的房地产仅指土地和土地上永久建筑物及其衍生的权利。简单地说，房地产就是房屋财产和房屋相关的土地财产的总称。房地产业是指由从事房地产经营活动的企业、中介机构和经纪人组成的产业部门。确切地说，房地产业是指从事房地产开发、经营、管理和服务等经济实体所组成的众多行业的产业部门。我国现行的行业分类标准把房地产业列为十六门类中的第八类，属于第三产业的第二层次。2003年8月，国务院18号文件明确把房地产业列为我国国民经济的支柱产业，房地产业已经成为我国经济发展的重要组成部分和经济增长的不可替代的拉动力量。

房地产业作为国民经济的支柱产业，主要表现在以下五个方面：房地产业是城市建设的基础，是实现现代化和城市化的重要途径。房地产业为国民经济各部门提供物质空间条件，是产业部门固定资产的重要组成部分。房地产业是劳动力生产和素质提高的先决条件，是社会发展的必然要求和实现社会生产目的的物质基础。房地产业能促进和带动国民经济相关行业共同发展，优化产业结构，提高集聚效益。房地产业是国民经济建设资金的重要来源。

当前，我国房地产投资增量已占社会固定资产投资增量的1/3左右，每年拉动GDP增长近2个百分点。2004年我国房地产业继续保持快速增长的同时，投资仅1－11月即完成10738.32万平米。1-11月，全国房地产开发投资额达到10738亿元，同比增长29.2%。其中，商品住宅完成投资7284亿元，同比增长28.7%；办公楼和商业营业用房完成投资同比分别增长了29.7%和33.2%。

房地产经济增长函数的构建

国民经济是由各产业构成，一定时期内的国民产出的增长就等于各产业产出增长之和。房地产业投资增长的结果就是推动整个国民经济产出的增长，其他行业也是如此。

根据柯布-道格拉斯生产函数：

Y=A•Kα•Lβ

式中：

Y――产出量；

A――技术进步效益；

K――投入资本数量

L――劳动数量

α――资本产出弹性系数

β――劳动产出弹性系数

索洛经济增长理论认为：现代经济增长是考虑到资本和劳动投入量和时间变化影响的动态函数，经济增长函数必须引入时间因素t，因此柯布-道格拉斯生产函数可以表示为：

Y(t)=A(t)•K(t)α•L(t)β (2)

将（2）式对t求导得：

(3)

除以（2）式得：

(4)

令

得出产业双变量经济增长函数形式：

Vy=A’+α•Vk+β•Vl (5)

如应用于房地产行业，则：

Vy――房地产业经济增长速度；

A’――房地产科技进步效益系数；

Vk――房地产投资增长率；

Vl ――房地产业从业人数增长率；

α――房地产业投资产出弹性系数；

β――房地产业劳动力产出弹性系数

可将房地产投资增长数据、GDP增长历史数据代入公式，运用数据分析软件进行回归分析，可以得出房地产业对国民经济增长的拉动作用。其中房地产业投资产出弹性系数表明房地产投资每增加1%可以带来当年GDP增长的百分比，可计算房地产投资对经济增长的带动作用。

众所周知，房地产业是国民经济的基本载体，是推动国民经济增长，加速实现工业化、现代化和城市化的主要力量，是社会经济大系统的重要组成部分。深刻了解房地产业与国民经济增长之间的关系对于正确制订宏观经济政策具有不可估量的作用。

参考文献：

1.王骐骥.论房地产拉动经济增长的原由、问题及启动的近期方略.经济评论，2000(5)

篇8

旅游业是第三产业中产业关联度高而且富有发展潜力的朝阳产业。旅游业的发展不仅能够促进经济增长、促进就业，而且还能促进产业结构调整、投资环境的改善以及提升城市形象。近年来湖北省旅游产业出现蓬勃发展的势态，2010年湖北省全省接待入境旅游人数达到181.74万人次，旅游总收入达到1460.53亿元，同比增长45.4%；旅游外汇收入达到7.51亿美元，同比增长47.2%。湖北省旅游产业的发展为湖北省经济和社会发展做出了巨大贡献。在此背景下，测度旅游产业在多大程度上影响国民经济的发展，是一个值得思考的问题，对于加快湖北省地区经济实现又好又快的增长具有重要的理论和实践意义。本文采用协整和误差修正模型研究湖北省经济增长与旅游产业发展之间的关系，找出旅游产业对湖北经济增长的贡献度究竟有多大，以其为湖北省经济决策提供参考。

一、模型选择和数据处理

（1）指标选取与数据处理。选取湖北省历年国内生产总值作为代表经济增长的变量，选取湖北省历年旅游收入作为湖北省旅游产业发展的指标。样本数据均来源于历年《湖北省统计年鉴》，数据起止时间为1986～2010年。以1986年为基期的GDP平减指数核算实际的GDP与实际的旅游收入。用GDP与TR分别表示消除价格变动后的实际GDP与实际旅游总收入。为了使得两变量的时间序列避免剧烈变动同时尽可能的消除可能产生的异方差，我们分别对消除价格变动后的实际国内生产总值GDP和实际旅游总收入取自然对数，分别既为LGDP与LTR.。协整理论是研究变量之间长期均衡关系的方法，在进行变量协整分析之前先判断变量序列的平稳性。（2）时间序列分析中，如果一组非平稳的时间序列的线性组合为平稳的时间序列，则说明这组变量之间存在协整，这个线性组合被称为协整方程。协整表示经济变量之间存在着某种长期均衡的关系，在短期内可能变量之间的关系会偏离这种均衡，但是在长期变量之间会存在某种内在机制使得变量之间的关系重新趋向均衡。本文采用Engle和Granger在1987年提出来的EG检验来讨论湖北省旅游产业发展和旅游收入之间的关系是否存在协整。如果存在协整，则表明旅游产业的发展是促进湖北省经济增长的一个重要的因素，两者之间存在长期稳定的均衡关系。

二、实证分析和估计结果

1．描述统计分析。为了直观的观察变量之间的关系，首先对变量进行单位根检验，我们发现LGDP与LTT都是非平稳的时间序列，通过对他们进行一阶差分进行ADF检验，我们发现LGDP与LTT在10%的显著性水平下是平稳的时间序列即LGDP～I(1),LTR～I(1)，LTGDP与LTTR均为1阶单整的时间序列。

在此基础上，我们对取对数后的湖北省国内生产总值和湖北省旅游总收入进行线性回归就不会产生伪回归的问题。以LGDP为被解释变量，以湖北省旅游总收入LTT为解释变量进行线性回归，回归结果如下：

LGDPt=5.85+0.46×LTRt+et （48.0）（18.6）

DW.=0.48,R2=0.94

由于采用了滞后一期的解释变量，因此这里的DW值并没有参考意义。然后对本回归方程的残差进行ADF检验，发现残差在10%显著性水平下为平稳时间序列

由以上协整回归方程结果可以看出，由于双对数模型，因此回归方程弹性系数0.46表明湖北省旅游产值每增加一个百分点，国内生产总值增加大约0.46个百分点，充分说明了湖北旅游产业对经济增长的贡献。

2．旅游产业发展短期波动对GDP的影响。Engle和Granger在1987年提出了著名的Granger定律：即如果变量X与Y是协整的，则它们之间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型来表述。基于以上分析，我们引入误差修正模型。引入变量ECM，表示以上回归方程的残差，回归方程形式如下，其中DLGDP与DLTR分别表示对实际GDP与实际LTR一阶差分后的时间序列。

从以上误差修正模型可以看出，湖北省对数国内生产总值LGDP的短期波动受到湖北省对数旅游总收入LTR的短期波动的影响。从长期来看，湖北省旅游产业总收入每增加一个百分点，国内生产总值增加大约0.46个百分点。从误差修正模型中可以看出，当短期波动偏离长期均衡时，系统将以0.05的调整力度将系统从非均衡状态拉回到均衡状态。

三、结论

以上协整分析说明，从长期看，湖北省的国内生产总值与旅游产业之间存在长期均衡关系。弹性系数为0.46，说明湖北省旅游产业总收入每增加一个百分点，国内生产总值增加大约0.47个百分点，充分说明了旅游产业对经济增长的贡献是巨大的，在当前经济背景下，大力发展旅游产业为实现湖北经济跨越式发展以及经济的又好又快的发展是具有重要意义。

参 考 文 献

篇9

中图分类号：F224.9 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）06-000-02

消费、投资和出口被形象地比喻为拉动经济增长的“三驾马车”。固定资产投资（FAI）作为固定资本形成的重要渠道，对于采用先进技术，调整经济结构，增强经济实力和提高人民的生活物质文化生活水平都有相当重要的作用。所以，针对固定资产投资和经济增长二者之间的关系进行研究，对于我国合理安排固定投资、促进经济发展和人民生活水平的提高具有重要的意义。

一、我国固定投资和GDP的关系综合分析

本文所选用的数据全部来源于国家统计局网站，根据各个数据指标收集的差异，笔者选择了1980年―2012年的当年全社会固定资产投资额和GDP数据。

1.FAI和GDP增长趋势分析

我国历年FAI和GDP变化情况如下图所示：

图1 我国FAI和GDP增长情况

从图1中我们可以看出，我国GDP的增长和FAI的变化趋势是大致相同的。并且我们可以看出FAI的数额随着时间的增长与GDP之间的差额越来越小，这说明我国固定资产投资占GDP的比例越来越大，在经济增长中FAI所起到的作用也越来越重要。

2.FAI对GDP增长的贡献

为了进一步确定在我国GDP的增长过程中FAI所起到的作用，我们研究FAI对GDP增长的贡献。我们利用当年固定资本形成总额的数据来计算FAI对GDP增长的贡献。从总体来看，在所选取的时间段内FAI对当年GDP增长的平均贡献率达到了将近40%。

FAI对GDP增长的贡献率有一个很显著的特点，不同年份的差异极大。部分年份FAI对经济增长贡献的份额很大：比如2009年，FAI对GDP增长的贡献率达到了106.5%。这是受2008年全球经济衰退的影响，我国政府“四万亿”投资刺激经济的结果；部分年份的FAI则对GDP的增长没有做出贡献，甚至还起到了负的作用。比如1989年，出于控制通货膨胀、调节经济结构和继续深化改革的考虑，政府暂停、缓建了大量工程，有效地压缩了固定资产投资规模。

二、我国固定资产投资对GDP影响的实证分析

在这里我们运用计量经济学中的向量回归模型和格兰杰因果关系检验的方法对这二者之间的关系进行研究。

1.数据平稳性检验

由于构造经济计量模型的前提是时间序列数据的平稳性，因此，在进行向量回归模型和格兰杰因果检验前先对FAI和GDP数据进行单位根检验，以保证实证检验结果的正确性。为了消除时间序列数据中的异方差现象，我们对FAI和GDP数据进行了对数变换，变换后的序列不影响原序列的相关性。我们用LGFAI和LGGDP来表示进行对数变换后的固定资产投资总额和国内生产总值。

本文采用的是在计量上普遍采用的ADF检验方法。在水平检验下，LGFAI和LGGDP都是非平稳的。在一阶差分检验下，二者都是平稳的，也即LGFAI和LGGDP同为一阶单整，可以进行下一步的检验。

2.协整检验

我们采用计量学上常用的E-G两步法进行协整检验。首先我们要建立序列之间的回归模型，采用普通最小二乘法进行估计。然后对回归的参差序列进行单位根检验，如果参差序列是平稳的，则说明他们之间存在着一种长期的趋势，即存在协整关系，而非“伪回归”。

第一步：建立LGFAI和LGGDP之间的回归方程。

通过LGFAI和LGGDP之间的散点图我们知道二者基本呈现出线性关系，并且存在着很强的正相关性。

因此在这里我们建立二者之间的线性回归模型：

LGGDP = α + βLGFAI + μ

我们利用最小二乘法对变量LGFAI和LGGDP进行回归，得到二者之间的回归方程如下：

LGGDP=2.823896+0.818226LGFAI+μ

（23.348） （73.129） R2=0.9942 ADJ-R2 =0.994 F=5347.923

我们可以看出此回归方程很好的通过了显著性检验，拟合优度也非常显著。

第二步：对LGFAI和LGGDP回归模型的残差进行平稳性检验。

通过检验，我们发现在1%的显著水平下，回归模型的残差序列严格地通过了平稳性检验。这说明回归模型的变量选择是合理的，LGFAI和LGGDP这两个时间序列之间确实存在着长期而稳定的协整关系。

我们观察到，LGFAI的系数0.818226，这说明，如果固定投资增加1个百分点，就能够促进国内生产总值增加0.81个百分点。由此可以证明，固定资产投资对于国民经济增长的带动作用是很显著的，这也能够很好的解释为什么世界各国都如此重视固定资产投资。

3.格兰杰因果关系检验

在以上的分析中我们已经知道在FAI和GDP之间存在着长期而稳定的协整关系，但是我们还需要利用格兰杰因果关系检验来探讨二者之间的因果关系。

根据AIC和SC信息准则我们确定了滞后阶数为5，并据此对LGFAI和LGGDP进行了因果关系检验。具体的检验结果见表1：

表1 LGFAI和LGGDP格兰杰因果关系检验

原假设 F值 P 结论

LGGDP does not Granger Cause LGFAI 1.74 0.179 接受原假设

LGFAI does not Granger Cause LGGDP 3.79 0.017 拒绝原假设

由表1可以看出，在5%的显著性水平下，我们接受了GDP不是FAI格兰杰原因的假设，而拒绝了FAI不是GDP格兰杰原因的假设。也即是，FAI是GDP增长的格兰杰原因，而GDP则不是FAI的格兰杰原因，在FAI和GDP之间存在着单向的因果关系。FAI的变化，在统计上会引起GDP同向的变化；而GDP的变化则不必然会引起FAI统计上的变化。

三、结论

1.固定资产投资对于国内经济的发展有显著的促进作用，二者呈现正相关关系。按照现价计算的当年固定资本形成总额对国民生产总值增长的平均贡献率达到了40%，同时固定投资每增加1个百分点，就能够促进国内生产总值增加0.81个百分点，这说明固定资产投资对于促进国民经济增长具有十分重要的意义。

2.固定资产投资和国民生产总值之间具有长期的稳定的均衡关系。从计量上看固定资产投资是国民生产总值变化的格兰杰原因，固定资产投资拉动了经济增长，经济增长则没有显著地促进固定资产投资的增加。目前在我国国内有效需求不足和出口受阻的情况下，为了应对国内巨大的就业压力和实现国内经济发展的长远目标，大力增加

投资尤其是固定资产投资就成为了不二选择。

参考文献：

[1]刘金全.我国固定资产投资和经济增长之间影响关系的实证分析[J].统计研究，2002（01）.

[2]姚娜.我国固定资产投资与经济增长关系的实证分析[J].金融经济，2007（08）：102-103.

[3]张彬.贵州省固定资产投资对经济增长的影响[J].中国经贸导刊，2011（18）.

[4]张婧.浅析固定资产投资对GDP的影响[J].改革与开放，2010（12）.

[5]张鹏，许敏.我国固定资产投资对经济增长影响的计量分析[J].生产力研究，2011（07）.

[6]刘金全.我国固定资产投资和经济增长之间影响关系的实证分析[J].统计研究，2002（10）.

[7]孔灿，陈家玲.固定资产投资与GDP、参政收入[J].商，2013（04）.

作者简介：

篇10

一、引言

金融业对经济增长的贡献表现为动员储蓄、促进资本形成、增加就业以及提高生产技术和效率等方面。该贡献可以从两个角度进行衡量，即贡献度和贡献率。贡献度是指某一指标某一组成要素增加值在该指标基期总值中所占比重。贡献率是指某组成要素的贡献度在该指标总增长中所占比重。金融业的直接贡献，是将金融服务业作为一个独立的产业，核算其创造的增加值在国民生产总值中所占的比重和份额。金融业的间接贡献，是从金融服务功能的角度考察金融业与经济增长的关系及对经济增长的作用。

二、青岛市金融业对国民经济增长的直接贡献

从生产角度分析，GDP等于各产业部门增加值之和。产业部门贡献是指产业部门增加值的增长所引起的经济增长率的增加额；产业部门贡献度即在经济增长率中各产业部门的贡献所占的份额。用公式表示为：

金融业对经济增长的贡献率=金融业可比价新增加值/国内生产总值可比价新增加额*100%

金融业对经济增长的贡献度（拉动百分点）=金融业贡献率*国内生产总值可比价增长百分点

金融业的贡献率和贡献度两个指标从不同角度反映了金融业增加值对GDP产生的直接影响及贡献能力。本文以上一年为基年计算各年的金融可比价格产值和GDP可比价格产值，进而计算出青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度。青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度在2000-2003年期间，不存在十分明显的变动趋势，波动性较高，甚至大部分年份的贡献为负值。但自2003年以来，二者呈现逐年上升之势，2004年二者均转化为正值，2006年发生了飞跃，金融业对GDP的贡献率开始突破5.0%，至2008年已经达到了7.93%。通过青岛市金融业对GDP贡献率和贡献度的走势分析我们可以看出，金融业在国民经济发展中的地位和作用正在逐年增强（见表1）。

表1青岛市金融业对GDP的贡献

三、青岛市金融业对经济增长的间接贡献

资本形成、劳动投入、技术实现是经济增长的三个重要因素。各个要素对经济增长的贡献会随着经济发展阶段的不同而有相应的变化，金融业通过上述三个要素的传递对推动经济的快速发展起到了非常大的间接推动作用。

为了研究青岛市金融体系对经济增长的贡献，引入两个参数ρ1，ρ2，其中ρ1的经济含义为资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比，ρ2的经济含义为技术实现投资资金来源中金融性资金供应总量与技术实现投资价值总额之比，由于数据来源的限制，本文无法对其进行具体的衡量，而是根据相关的资料取其近似值来表示。

（一）青岛市金融发展对经济增长间接贡献的度量

1、青岛市金融-资本相对形成量。为计量在一个相当长的时间内金融业发展对资本形成的作用，引入金融-资本形成相对增量（d），同时引入储蓄率相对增量（s）、储蓄―投资转化率（β）、金融中介费用率（Φ）、投资-资本形成率（χ）和资本产出系数（К），资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比（ρ）。金融业与资本形成之间的公式可以表示为：d=ρ*

其中d表示金融-资本相对增量；储蓄率相对增量（s）=储蓄增加额/国内生产总值；储蓄-投资转化率（β）=投资增长额/储蓄增长额；投资-资本形成率（χ）=生产能力增长额/投资增长额；金融中介费用率用金融机构的法定存贷款利率差额如表2所示。

近10年来青岛市金融―资本形成相对量大体可以分为三个阶段，2000-2002年其值基本在1%左右，2003-2005年其值基本在3.5%左右，2005年达到最高值3.828%，但是2006年又下降到1.291%，随后连续两年上升，至2008年其值已经达到2.634%，资本对于促进经济增长有着举足轻重的作用，金融-资本形成相对量的变化体现了金融业通过资本形成途径而间接促进经济增长的作用，资本形成对于青岛市经济增长的作用逐步递增。

2、青岛市金融-就业相对增量。劳动力追随货币与实质资本，引入金融-就业相对增量（m）来表示在一个相当长的时间内金融业发展对劳动力就业的促进作用，将其定义为金融体系就业相对增量（e）与产业部门就业相对增量（n）之和。其中金融体系就业相对增量（e）等于金融体系就业相对增量除以总就业量（L），产业部门就业相对增量（n）等于产业基本就业相对增量（h）与由资本形成增长而引起的就业相对增量（j*g）之和。经验表明，金融体系就业相对增量与金融发展规模呈正向相关关系，产业部门就业相对增量在超过基本就业率以后与产业部门资本形成规模呈正向相关关系。在经济增长时期，产业部门资本形成与金融业发展呈正相关关系。从长期来看，金融-就业相对增量反映了金融与就业的基本联系。其公式表达式为：m=e+j*g

青岛市金融-就业相对增量，如表3所示。

青岛市金融-就业相对增量的波动性较强，2000-2008年的9年间大致可以分为三个阶段，第一阶段为2000-2001年，这两年青岛市金融-就业相对增量都是负值，表明在这两年中金融业对就业的影响并不明显；第二阶段为2002-2004年，青岛市金融―就业相对增量自2002年开始呈现正值，并且连续三年上升，2004年达到最大值8.657%；第三阶段为2005年以后，青岛市金融―就业相对增量开始逐年下降，到2008年仅为0.244%，这一过程体现了就业对经济增长的影响力正随着经济的增长逐步趋于稳定。

3、青岛市金融-技术实现相对量。由于数据来源的限制，本文无法对其进行比较准确的衡量，根据相关数据假设其历年值为0.12%。

（二）青岛市金融业发展对经济增长间接贡献的衡量

1、经济增长要素与经济增长之间关系的度量。金融业发展通过资本形成、就业与技术实现来实现对经济增长的间接贡献，主要是通过加速资本形成，并利用先进技术，吸收就业，将观念上的生产力变成现实的生产力来实现的。因此，要研究金融业发展对经济增长的间接贡献，首先需要衡量经济增长要素与经济增长之间的依存关系。根据青岛市科技信息研究所的研究可知，青岛市科技进步贡献率、资本贡献率和劳动贡献率分别为46.7%、42.4%和10.9%。

2、青岛市金融业发展对经济增长间接贡献。采集青岛市经济自2000到2008年的有关统计数据结合青岛市经济增长要素与经济增长之间的依存关系对其金融发展对经济增长的间接贡献进行计算，具体计算结果如表4所示。

四、青岛市金融业对经济增长贡献的综合评价

金融业对经济增长的贡献分为直接贡献和间接贡献两部分，将二者进行加总便可得到青岛市金融业对经济增长的贡献率。2000-2008年青岛市金融业对经济增长的贡献率，如表5所示。

青岛市金融业对经济发展的贡献率波动性比较大，在2003年以前，金融业贡献率较低，2000年和2002年甚至出现了负值，2004年以后青岛市金融贡献率比较理想，基本都在7%左右，只有2005年降到了3.35%，但2006年马上又开始上升，2006年和2008年青岛市金融业的贡献率都达到8%以上。青岛市金融业对经济增长的贡献率虽然波动性比较大，但在整体上青岛市的金融贡献率是在提高的。

参考文献：

1、王广谦.现代经济发展中的金融因素及金融贡献度[J].经济研究,1996(5).

篇11

那么，确保国民经济平稳增长靠什么？我认为，经济增长特别是短期经济增长应重视分析投资、消费、出口这三驾马车。稳增长显然是靠这三驾马车往前拉。去年年底召开的中央经济工作会议给每一驾马车加了一个定语，即“要发挥出口对经济增长的支撑作用”，“要发挥消费对经济增长拉动的基础作用”，“要发挥投资对经济增长拉动的关键作用”。把握2015年中国经济，就把握这三个词――支撑、基础、关键。具体来说：

第一，让出口这驾马车发挥支撑作用，就是让这驾马车往前拉，别往后拉。现在的出口形势比较严峻，今年全年的总体设定目标是同比增长6%，但一季度是负6%。出口的问题不完全取决于我们，很重要的还取决于他们买什么东西，那些国家地区有没有钱。我认为，我们今年出口这驾马车经过努力，下半年还是能够发挥支撑作用，能够由负转正的。

第二，要发挥消费对经济增长拉动的基础作用。中国这么大一个国家，13亿人，最根本的支撑经济增长的、基础性的东西是消费，所以我们还是要努力地、扎扎实实地去形成消费热点，推动消费结构升级。

第三，投资是关键作用。怎么理解这个关键作用？打个比方，关键作用就像打牌似的，一季度牌局刚开，还有不少牌没出，特别是关键牌。比方说，铁路投资，“两会”报告中明确讲，今年中国铁路投资八千亿元，一季度投资才占全年铁路投资的1/10略高一点。从这个角度来说，在稳增长上，投资是关键。

篇12

我国对外贸易发展增速已经连续5年保持在20%以上，出口贸易增长对我国国民经济增长发生了极大的影响，这些影响既有直接的也有间接。笔者认为出口贸易增长对我国国民经济间接的影响更具重要意义。出口增加刺激了国内投资、消费和进口增加；投资、消费的增加不仅导致国民收入增加，拉动经济增长，而且还对推动产业升级、扩大就业发挥出巨大作用，并提高了经济增长的质量和效益。对外贸易，特别是出口贸易的高速增长已给我国国民经济带来以下几个重要的间接动态利益。

一、促进产业结构的调整

我国通过扩大出口带动了第一、二、三产业进行大规模的结构调整，从而推动了产业升级。出口的不断扩大使国内的投资流向发生变化，资本会越来越集中在有比较优势的领域，并使其专业化生产能力和劳动生产率大大提高。

首先，出口商品结构已经发生了极大变化。我国充分发挥自身土地、劳动力价格方面的优势，消化吸收国外的先进技术，从最初从事加工贸易，赚取少量加工费开始，逐渐在机电产品及高科技领域掌握了一部分国际领先的技术，并占领了一定的国际市场份额。经过十几年的技术改造，传统产业的内涵和结构不断完善，使我国在机电产品劳动密集环节的生产中取得竞争优势，进而形成国际竞争优势。国家统计局的数据显示，我们是通过出口对虾、兔肉等农副产品换汇引进设备来完成产业结构调整的。1978年我国靠出口土特产、原材料换来的外汇不足100亿美元；2006年我外贸出口已达9690.8亿美元，增长27.2%，我国一般贸易进出口额7495亿美元，增长26%，占当年进出口总值的42.6%。同期，加工贸易进出口8318.8亿美元，增长20.5%，占当年进出口总值的47.2%，我国产业结构已经发生了根本的变化并日趋合理，促进了高新技术产业的发展和设备的更新。由此带来的技术进步无疑又促进了生产率的提高，进而形成一个良好的经济增长循环。

其次，国内外市场需求的导向带动了一批新型产业的发展。随着工业结构调整步伐的加快，我国以信息技术为代表的高新技术产业比重日益提高，高新技术产业对经济发展起了指向和带动作用，近5年来的产值年均增长20%以上。高技术及新兴产业快速发展，极大促进了我国产业结构的升级。

第三，三个产业之间的结构关系也在逐步走向协调。从上个世纪90年代以来，我国GDP的构成已发生了很大变化。三个产业增加值在GDP中所占的比重，已由1990年的27.1：41.6：31.3调整为目前的15.2：51.1：33.6。第一产比重大幅降低，第二、三产业比重正在提高；同时，第三产业中旅游、影视、科研、技术服务等现代服务业比重开始上升。

二、促进规模经济利益

出口的扩大可以克服国内市场的狭小性，国际市场需求使生产规模不断扩大，以达到最佳程度，即生产效率不断提高和单位成本的不断下降。这一方面可以提高利润率，另一方面会增强国际竞争能力。

众所周知，生产和投资达到规模经济之前是边际收益递增，达到规模经济之后是边际收益递减。我国作为发展中国家，由于经济总量比较小，达到规模经济的情况比较少，边际收益递增规律的作用很大。如我国的制造业，其比较优势不仅在土地、劳动力等方面，更突出表现在制造业数量庞大和高、深加工组装业的巨大规模。目前，我国制造业已居全球第四位，家电、医药、电子等10个制造业的上百种产品的产量居世界第一。我国已成为发展中国家中最大的工业制成品制造国和出口国。业已形成的生产规模和出口制成品低成本已将比较优势转化为我国独特的国际竞争优势。我们正是通过规模的扩张，实现了经济的快速发展。

三、促进了部门之间的相互联系和国内统一市场的形成

国民经济各个部门既互为联系又互为市场，企业出口能力的增强必然会对其他部门产生后连锁和前连锁的效应。出口的扩大，特别是加工程度较深的制成品出口的扩大，必然会增加对向出口部门提供投入物部门的需求，这些部门转而向其他供给部门增加需求。如此不但带动所有部门的发展，而且大大地促进国内经济的一体化。即扩大出口对国民收入增加和经济增长具有乘数扩张作用。

我国曾是一个物资和产品匮乏的国家，改革开放使我们彻底告别了短缺时代。而今我国已成为全球最大的消费商品制造基地，并已建立了一个由上百万家工厂组成的全球最庞大且最有竞争力的消费品制造体系。目前我国的医药、建材、电力、纺织服装业、钢铁、化学、机械和电子工业发展较快，这些行业的出口扩大，对经济增长带动作用正逐步加强，其中有些行业正在成为新一轮经济增长的主导产业。日益增长的出口贸易将众多与出口企业相关的行业带动起来，不断扩大再生产规模。出口企业赢利的示范效应，既推动了出口企业也推动了向出口企业提供物资的部门投资的增加，并促进了地方或部门条块分割的市场的统一。目前外商投资企业已经成为中国出口的重要力量。据统计，外商投资企业的出口占广东出口总数的60%，带动的国内相关产品出口则高达1300万～1500万元。

四、吸引外资的流入

出口的不断扩大吸引了外资的流入，既能解决了国内投资不足的难题，也能够带动出口迅速增长，同时还会促进先进技术和管理知识的传播。通过与外商在合作中学习，在竞争中提高，我国产业的规模不断扩张、水平不断提升、竞争力不断增强。

第一，出口导向作用与良好的投资环境，使外资不断流入我国。据外经贸部统计，截至目前外商对华投资设立的企业累计超过57万家。《财富》500强中，已有400多家在中国投资共2000多个项目。几乎所有工业项目跨国公司都已进入中国。近年，包括微软公司、摩托罗拉公司、通用汽车公司、三星物产公司、美国电话电报公司和德国西门子公司在内的世界知名大公司已在中国设立了100多个研究和开发中心和更多的生产制造基地。

第二，跨国公司的进入对我国制造业升级换代起了“催化剂”作用，我国利用外资的质量显著提高。调查显示，目前跨国公司在华投资的企业中60%以上采用的是近三年的技术。

第三，通过引进国外的先进技术，引进适合自己产品需求的原材料和设备，使进口的增加有利于改善我国的出口产品结构。外商对华投资重点正在由过去的一般制造业过渡到基础产业、基础设施和高新技术产业，最为典型的是外商投资于集成电路、计算机、信息产品等高技术项目明显增加。IBM、英特尔、思科、索尼、理光等大公司纷纷将其在世界其他地区的生产基地移至我国珠江三角洲和长江三角洲地区，并建立起配套产业群，面向全球进行生产和销售。由于IT、IC产品从研发到批量生产、投放市场的周期不断缩短，可以迅速形成较强劲的出口能力，这对我国出口贸易的快速增长起到明显的推动作用。

第四，国外产业向我国转移及外商投资的增加，对我国经济发展的推动作用日益突出。据海关统计，2006年1-8月，外商投资企业进出口总值6440.90亿美元，比去年同期增长25.92%，高于同期全国进出口增幅2.02个百分点，占全国进出口总值的58.31%。外资企业已成为我国出口增长的重要力量。同时，外资企业工业产值与税收增长幅度，均大大超过全国工业产值平均增幅和税收增幅。在我国增加劳动就业和改善了国际收支状况等方面，外资企业也都作出了重要贡献。

此外，大型外国企业参与国有企业改组改造，不仅能提供巨额投资，经营理念、技术、营销网络和管理等各种资源都相继进入我国，成为推动国有企业发展的重要战略投资者。

五、促进国内出口产业以及与之相关产业的改革与发展

从事出口的企业，由于必须在国际竞争中求生存，所以在国内是最为先进的企业，它们也会对国内其他企业运作产生积极影响。

虽然内需不足是近年来经济增长难以克服的顽症，但对企业却产生了“出口挤压效应”：一方面促使企业改进技术，提高产品质量，另一方面推动企业走向世界市场，强化企业的国际竞争力。开拓国际市场已成为企业生存和发展的必由之路。如，经过与国际品牌在国内市场的激烈角逐并取得胜利，我国的彩电、冰箱以及小家电等行业已完成了产业集中化和规模化的过程，形成了一批颇具实力的优势企业。目前，彩电、冰箱业的龙头企业已开始以大兵团作战的姿态向国际市场出击，海尔把冰箱厂开到了美国，康佳则在墨西哥设厂制造在美国研发成功的HDTV，并以美国为目标市场；长虹在出口方面也在奋起直追。

六、拉动需求增加就业