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1.概述
国内外经济学家对金融发展与经济增长之间的关系进行了颇具深度的探讨，通过理论分析和实证研究得到了丰富的成果。近些年来，为了促进经济快速健康发展，不少发展中国家把金融发展作为推动经济增长的重要引擎。1973年，麦金农和肖分别提出“金融抑制”和“金融深化”。麦金农认为，发展中国家为了早日实现工业化的目标，企图低成本地利用国内外金融资源，于是对内压低存贷款利率，对外高估本国利率，从而导致金融市场丧失了调节资金供求关系的能力。因此，要实现金融发展，必须消除金融抑制。肖从金融深化的角度得出了类似的结论，他认为，金融深化能够通过储蓄效应、投资效应、收入效应、就业效应和分配效应促进一个国家的经济发展。“金融抑制”和“金融深化”理论强调市场的形成和完善，并没有强调金融结构问题，但对发展中国家来说，由于金融发展水平低，金融深化也隐含着金融结构的进步。
20世纪90年代以来，内生经济增长理论的发展，指出金融中介和金融市场的内生性，以及金融发展和经济增长之间的关系。King（1993）的实证研究结果表明，金融机构和经济增长之间存在较强的相关关系，而且金融发展可以比经济发展更快。Levine（1997）从功能的角度阐释了经济增长中金融发展的作用，金融中介为风险管理和流动性提供了机会，凭借着有吸引力的风险分担特性，激发了金融市场和工具的发展。Greenwood（1997）通过建立金融市场的内生形成模型发现了金融发展和经济增长之间的双向因果关系，指出金融市场和金融中介的运行成本或参与成本导致了金融市场和金融中介的内生形成。Levine和Zervos（1998）把一些反映股票市场发展状况的指标添加到回归模型中从而扩展了King和Levine（1993）对金融中介和经济增长关系的分析，根据47个国家1976年-1993年的数据进行实证后得出结论：股票市场流动性和银行发展不仅都与同时期的经济增长存在很强的正相关关系，而且能很好地预测经济增长前景。
与国外浩如烟海的研究文献相比，国内对中国金融发展与经济增长关系问题的研究起步较晚。但是，随着我国国民经济的持续快速发展和金融体系改革的不断深化，金融部门对经济增长作用如何日益引起国内学者的广泛关注。他们发表了大量理论分析和实证研究的文章，对中国未来金融和经济政策的制定和完善进行了卓有成效的探索。
谈儒勇（1999）利用季度数据对金融发展与经济增长之间的关系进行了实证分析，对中国整体金融发展与经济增长关系研究做出开创性贡献。韩廷春（2002）把金融发展作为一个因素引入内生经济增长模型，并利用中国的数据进行实证检验，其结论表明生产过程中的人力资本和R&D水平越高，非国有经济投资额占总投资额比例越大，则投资效率越高，从而促进经济增长越快。王景武（2005）利用误差修正模型和格兰杰因果检验对我国区域金融发展与经济增长关系进行了计量分析，得到的结论是东部地区的金融发展与经济增长之间存在正向因果关系，而西部地区金融发展与经济增长之间关系则存在相互抑制关系。
事实上，由于中国经济发展的非均衡性，区域金融发展和经济增长之间关系的分析，具有更加现实的意义。本文以基于福建省的年度统计数据，运用条件分位数回归方法进行区域金融发展与经济增长关系的计量分析，采用的计量经济学软件是Eviews。
2.福建省金融发展与经济增长：条件分位数回归
线性分位数回归理论由Koenker和Bassett（1978）最早提出，是估计一组回归变鲢与被解释变量的分位数之间线性关系的建模方法。分位数回归通过对古典条件均值模型为基础的最小二乘法进行延伸，用多个分位函数来估计整体模型。相比普通最小二乘回归只能描述自变量对于因变量局部变化的影响而言，分位数回归能更精确地描述自变量对于因变量的变化范围以及条件分布形状的影响，不仅分析被解释变量的条件期望（均值），还能够分析解释变量对被解释变量的中位数、分位数等的影响。不同分位数下的回归系数估计量常常不同，即解释变量对不同水平被解释变量的影响不同。而且，分位数回归对误差项并不要求很强的假设条件，因此对于非正态分布而言，分位数回归系数估计量则更加稳健。
在经济增长的实证研究文献中，人们常常运用生产函数作为基本估计框架。这里也将它用于分析区域金融发展与区域经济增长关系的实证研究，假定总量生产函数（t期）的形式，把总产出抽象为金融发展水平与控制变量的函数，控制变量是除金融发展水平以外的其它主要影响因素，可以用函数表示：
Yt=f（fiancet，controlt）
其中，Yt是总产出，一般用GDP表示，financet代表金融发展水平，controlt代表控制变量。为了根据可得数据研究福建省的金融发展与经济增长之间的关系，这里被解释变量取国内生产总值反映经济增长，用GDP表示；解释变量是金融发展水平和控制变量。金融发展水平采用金融相关比率指标，即FIR，等于金融机构存贷款总额与GDP的比值。控制变量是指那些能够影响经济增长的资源禀赋差异的变量，目的是用来控制其它可能导致经济增长差异的因素。（1）实物资本投入，用固定资产投资占GDP的比值反映物质资本的投入水平，用INFIXP表示。（2）人力资本投入，一般用中小学毕业升学率或者政府财政支出中的教育支出近似反映各地区人力资本水平。考虑到财政金融的紧密联系，这里设置了政府财政支出总额占GDP的比值综合近似反映人力资本水平，以及财政金融的紧密联系，用LGEXPP表示。（3）经济开放程度，考虑到外国直接投资额与金融的紧密联系，这里设置了外国直接投资额（或者实际利用外资）总额占GDP的比值综合近似反映经济开放程度，以及外国直接投资与金融的紧密联系，用FDIAUP表示。
根据以上的分析，为了进行弹性研究，对被解释变量和解释变量都取自然对数，则计量分析模型的基本形式为：LnGDP=po+pILnFIR+p2LnINFIXP+D3Ln LGEXPP+
B4Ln FDIAUP+μ
为了对比研究结果，以下将采用条件均值回归和条件中位数回归进行计量分析，它们的结果分别见表1和表2。
由于条件均值回归和条件中位数回归采用的计算方法不同，得到的拟合优度值存在明显差异。一般来说，如果采用相同的数据，伪拟合优度值（Pseudo R-squared）明显小于拟合优度值（R-squared），调整的伪拟合优度值（Adjusted PseudoR-squared）明显小于调整的拟合优度值（Adjusted R-squared）。从表1和表2可以看出，伪拟合优度值是0.841360，拟合优度值是0.960442；调整的伪拟合优度值是0.817858；调整的拟合优度值是0.954582。
另外，比较两种方法估计得到的解释变量的系数，存在明显的小同。三个解释变量（INFIXP、LGEXPP、FDIAUP）系数的条件均值回归估计值的绝对值大于条件中位数回归估计值的绝对值，一个解释变量（FIR）系数的条件均值回归估计值的绝对值小于条件中位数回归估计值的绝对值。四个解释变量系数对应的条件均值回归估计值与条件中位数回归估计值的符号相同。
为了深入探究金融发展和其它控制变量对经济增长的影响在经济增长不同水平下的差异，接下来对经济增长的多个分位数水平进行条件分位数回归估计。
表3是取自20分位数回归的5个分位数的结果，可以看出，在经济增长的不同分位数水平上，金融发展和其他控制变量对经济增K的作用大小存在差异。在解释变量LnGDP不同的分位数水平，解释变量LnFIR和Ln INFIXP的系数都是正数，而解释变量Ln LGEXPP和Ln FDIAUP的系数都是负数。从绝对值方面比较，解释变量LnFIR和LnLGEXPP的系数较大，LnlNFIXP的系数次之，LnFDIAUP的系数最小。
关于金融发展和经济增长之间的关系，学术界存在的不同的观点。这些观点大多基于一国的实践，很少从中国转轨经济的实际出发探讨在两者的关系，由此得出的结论就不能直接用于中国实际。而今，中国经济走到了一个重要的拐点，金融改革也到了一个关键的时期，迫切需要从理论的角度来来回答金融发展和经济增长的关系，给中国金融改革的实践给予理论支撑。本文拟对金融发展和经济增长的“双向关系论”进行分析，探讨其在中国实际情况下的适用性，并选取中国相关数据设计实验对两者关系进行实证研究。
一、文献综述
关于金融发展与经济增长的研究，其滥觞可以追溯到Hicks（1987）、Roussean和Sylla（1999）。他们从经济史的角度，分别从工业革命和1790～1840年美国金融系统的发展来讨论金融发展与经济增长，得出了金融发展对经济增长至关重要、是经济发展的先决条件的结论。
从国家层面，对两者关系进行研究的是戈德·史密斯（1969），其研究表明在大多数国家，经济增长与金融发展之间存在着“大致平行的关系”，但是其没有解决两者之间的关系的问题，他不能确定“到底是金融因素促进了经济的发展，抑或金融发展是由其他因素引起的经济增长的反映[1]。”McKinnon和Shaw（1973）一起研究了受抑制发展中经济，得出了著名的“金融深化理论”，他指出在所有情况下，“金融抑制”都严重阻碍了经济的发展，而金融深化总是促进经济发展的，金融自由化对经济发展非常重要。之后，King与Levine（1993）在1993年，设计了四个金融发展指标和四个经济发展指标对80个国家在1960～1989年的数据进行了跨国回归。他们发现，不仅同期经济增长指标和金融发展指标是正相关，而且在10年初的金融发展指标和随后10年的经济增长指标也是正相关的。他们断言，金融并非是仅仅跟在经济发展的后面，而是金融导致了经济增长[2]。Rioja和Valev（2004）对74个国家1966～1995的数据研究表明，在不同的阶段，金融发展与经济增长的关系不同。在金融发展的初级阶段，其对经济发展的影响不确定；在中级阶段，对经济增长又较大的正向作用；在高级阶段，其虽是正向作用，但比中级阶段作用要小。
一些学者从行业角度对这一问题进行探讨。Jayaratne和Strahan在1996年研究了美国银行业改革对经济增长的作用，他们认为放松管制是金融发展的一个跳跃，金融发展是经济发展的重要原因。Rajan与Zingales（1998）考察了金融发展水平对不同产业的影响，进而分析金融发展与经济增长的关系。
另一些学者从金融结构与经济增长的角度进行研究。Levine（2002）年通过对48个国家1980～1995年大量数据进行了跨国分析，发现市场与银行对经济增长都很重要，难以确定与经济增长相联系的是哪一种金融体制。Beck和Levine（2004）采用GMM技术处理了遗漏变量和因果关系，其结果依然与上面相同。Carline和Mayer（2003）研究表明，在经济不同的发展阶段，应采取不同的金融机构。早期应当建立有效的银行体系；后期应当关注透明、高效的股票市场。
这些理论纷繁复杂，但其结论无外乎为以下几种：
一是金融发展与经济增长无关，这多为新古典经济学家所持有。
二是金融发展影响经济增长，但却是其障碍。其原因是金融泡沫与货币危机对经济增长的负面影响。
三是需求遵从论（demand—following），即认为经济增长导致经济发展，经济增长带来金融结构的变化，促使金融市场的建立与发展。
四是供给主导论（supply—leading），金融发展是经济增长的一个决定因素，金融的发展促进了经济的增长。
五是经济增长与金融发展之间有双向关系。这种观点认为，金融发展和经济增长之间关系取决于经济发展所处的阶段，两者的关系可以是需求遵从也可以是供给主导。
二、金融发展和经济增长的理论分析
关于上述金融发展和经济增长之间的关系的观点，笔者认为经济增长和金融发展之间的双向关系更为符合新兴的经济转型国家。虽然这种理论考虑到了经济发展的不同阶段金融发展和经济增长的相互作用，但是没有考虑一国具体实际的理论不能用来指导一国的实践，还需要根据一国的实际加以调整才能用于分析中国转轨经济下金融发展和经济增长之间的关系。
帕特里克（Patrick）[3]对需求遵从、供给主导进行了总结，并对他们之间的关系进行了论述，进而提出了双向关系论。他认为，金融发展与经济增长之间的关系取决于经济发展所处的阶段。在发展早期，金融部门的扩张通过金融机构的产生与金融服务的供给来促进经济增长，至于“供给主导”的观点一致。但是在经济发展的高级阶段，金融部门则处于“需求遵从”的地位，即经济增长诱导金融发展。
金融部门在生产中的主要功能是为生产部门的生产进行融资。随着经济的增长，必然产生基于实际生产需要的资金需求，这些资金很多时候需要从金融市场获得，且不论这种需求的满足是金融市场量的扩张还是质的提高。因此，首先要区分的概念是金融的发展仅是指量的增长还是包含了质的提高。若指前者，则经济的增长必然导致“金融发展”；但若是指后者，显然不是所有金融增长都是金融发展，帕克里特认为，在经济发展的低级阶段，这种促进往往反映为量的扩张；只有在经济发展的高级阶段，才表现为质的提高。但从实际情况来看，两者的区分有往往不是那么明显，往往是量增长的同时伴随着质的提高。可以这样解释：经济增长所导致的金融发展过程中，首先体现在量的增长，在资金来源的潜力都被挖掘几近殆尽时，其量的扩充没法进行下去，这时就要求其内在效率的提高，即金融质的提高。因此，其内在逻辑是经济发展金融量的扩张金融质的提高。
发展中国家经济起点较低，往往处于金融量的扩张阶段，而发达国家其量的扩张潜力有限，很多时候表现是金融质的提高。因此，无论从量还是质的角度来说，都是由于经济发展所导致。仅仅认为是供给主导了经济增长的观点忽视了只有实际需求才是导致经济增长的最根本力量，当没有实际的需求时，提供再多的金融供给，只会造成金融市场的泡沫，而不会促进经济的增长。供给主导发挥作用往往是需求未被满足（这种需求可以是“潜在需求”，即在现有的技术、制度等外在约束的条件下，本可以满足而现实未满足的需求）的条件下，这个结论无论是从金融角度还是在经济学的角度都是如此。
然而，不是所有的金融发展都会促进经济的增长。金融的发展，会使融资更有效率。资金更易或者以更低的成本获得，这样就可以更好地满足生产部门对资金需求，促进经济的增长。但是，没有反映或者超出了经济需求的金融发展，仅仅是会产生泡沫。一旦泡沫破裂，会对实体经济产生较大的冲击，阻碍经济的发展。
因此，最终的结论是经济增长导致金融发展，金融发展在一定条件下促进经济增长。从理论上分析是如此，但其正确与否，还需要实证进行检验。下面以中国来进行实证分析来验证这个结论是否正确。
三、对金融发展和经济增长的实证分析
（一）实证方案的设计
1.实证目的。实证的主要目的是检验金融发展与经济增长之间的关系。但是，这需要两者之间具有长期稳定的关系，如果两者之间不存在稳定的长期关系，就无法去验证两者之间是否有因果关系。因此，实验的必须要经历两个阶段，其一是检验经济增长与金融发展是否具有长期均衡；其次是在两者均衡的基础上检验是否具有因果关系。
2.数据和变量选取。变量选取采用了两个指标麦金农指标：M2/GDP，来表示经济的货币化程度[4]。戈德·史密斯指标：FIR，即金融相关程度指标，FIR=（M2+L+S）/GDP，其中L为各种贷款（包括向政府提供的贷款）；S为有价证券（包括政府债券、企业债券、金融债券、保险费及股票市值等）[5]。
检验的数据来自《中国统计年鉴》（1996—2011），部分来自其他论文及网站。原始数据。
3.实证方法。考虑到实证的目的，采用Granger因果检验法来检验金融发展变量和经济增长变量之间是否存在因果关系[6]。首先对数据进行平稳检验，如果数据平稳，可以直接进行因果检验；如果数据不平稳，先对数据进行差分后进行协整检验，再采用Granger因果检验法来检验。本文分析借助与EVIEWS76.0完成。
（二）实证分析过程
1.描述性统计。从描述性统计可以发现GDP、M2/GDP、FIR的波动都比较大，分别为108439.3、1.009881、0.071583。于是对有关变量取对数，一方面可以减轻波动，另一方面可以消除异方差性。
2.变量的单位根检验。使用ADF检验法对各变量进行单位根检验，即检验数据是否具有平稳性（即不存在单位根），若数据是平稳的，就可以直接对数据进行格兰杰检验，以确定因果关系；若数据不平稳，此时可以对数据差分项进行ADF检验，检验差分项是否平稳，若协整阶数一致，则数据间可能存在协整关系，所谓的协整关系是指变量之间存在长期的稳定关系。
通过ADF检验可知，LGDP，LM2/GDP，LFIR均不平稳；而其一阶差分项DLGDP，DLM2/GDP，DLFIR却是平稳的。因此，对三个平稳变量进行协整检验，以确定三者之间是否存在协整关系。
3.Johanson极大似然检验。在检验协整关系时采用Johanson极大似然协整法来测定协整关系。相比较E-G两步法，Johanson极大似然协整法的误差更小，并且可以测定两个以上变量的协整关系。
在进行协整检验之前，首先要确定VAR模型结构，这里选取带截距不带趋势项的VAR模型，选择滞后阶数为2，得到实验所需的模型。
当滞后阶数选择2时，由检验可知不存在单位根，所以VAR系统是平稳的，可以进行协整检验。由协整检验可知，没有一个、仅有一个协整关系的假设通过了检验；至少有两个协整关系没有通过检验。由此可以得出三个变量之间存在两个协整关系。
4.格兰杰检验。由Jonhanson检验可以知道，三个变量之间存在着两个协整关系，可以对他们进行格兰杰因果检验以确定他们之间的因果关系。
因为上述VAR模型我们选择滞后阶数为2，通过格兰杰因果检验得出DLGDP与DLFIR存在单项因果关系，DLM2G与DLGDP存在双向因果关系。因此，得到结论，DLGDP与DLFIR存在单向因果关系，而DLM2G与DLGDP存在双向因果关系。
四、研究中存在的问题
M2/GDP与GDP成反比，这与谈儒勇[7]（1999），曹啸，吴军（2002）的结论相仿，他们对此的解释是货币当局逆风向操作引起。另外，M2/GDP和FIR更多是从量而非质的角度来说明，并且无法说明在何种条件下金融发展引致经济发展。未考虑通胀因素。在选取指标时，存量指标未剔除通胀。事实上[8]，在把通胀作为一个变量考虑时，其结论往往会有很大不同。
参考文献
[1]戈德·史密斯.金融结构与增长[M].浦寿海、毛晓威、王巍译.北京：中国社会科学出版社，1993：341.
[2]King，Robert.G.Levine，Ross，“Finance and Growth： theory and evidence”[J]，Journal of Monetary Economics，1993（32）：515-542.
[3]Patrick，H.T.，“Financial Development and Economic Growth in Undeveloped Countries”[J]，Economic Development and Cultural Change，1966（34）：174-189.
[4]姚耀军.中国农村金融发展与经济增长关系的实证分析[J].经济科学，2004（5）：24-31.
[5]武志.金融发展与经济增长：来自中国的经验分析[J].金融研究，2010（5）：58-67.
[6]范学俊.金融体系与经济增长：来自中国的实证检验[J].金融研究，2006（3）：57-66.
（一）从生产角度和需求走势看，中国经济将保持平稳较快增长1.从生产走势看，当前中国经济将保持平稳较快增长。2008年一季度至2009年一季经济增速呈逐季回落的走势，从11.3%回落至6.6%；2009年一季度至2010年一季度，经济增速呈逐季回升的走势，从6.6%回升至11.9%；2010年一季度至三季度，经济增速呈回落走势，从11.9%回落至9.6%；从2010年三季度起，经济增速呈稳定态势，连续三个季度增速基本持平。具体来看，2008年到现在，中国工业保持平稳较快增长，2011年4月份增速有所回落；受建筑安装工程投资增速的影响，2010年建筑业增加值增速在回落中趋于稳定；受购置税优惠和汽车下乡等政策取消、部分城市汽车和住房限购等措施的影响，汽车和居住类商品销售增幅明显下滑；2011年第一季度批发和零售业增加值相比2010年四季度有所回落。2.从需求走势看，当前中国经济表现出平稳较快增长的特征。以支出法核算的消费需求、投资需求、净出口需求表现出如下特征：2011年一季度，居民消费增速上升，政府消费增速也上升，导致最终消费增速上升；2011年一季度，固定资本形成总额平稳较快增长，存货增加增速回升，从而资本形成总额平稳较快增长；货物和服务净出口呈负增长，2010年贸易顺差下降6.4%，主要由于进出口价格变化差异，货物和服务净出口转为增长20.8%。2011年一季度，贸易差额表现为逆差，货物和服务净出口实际增速为-18.1%。汇总三大需求结果显示，中国经济保持平稳较快增长，与从生产角度核算的经济增长结论相同。但是中国经济在保持平稳较快增长的同时面临较大的通货膨胀压力，影响居民生活质量的提高和宏观经济的稳定。
（二）通货膨胀压力较大，但同时也存在抑制通货膨胀的有利因素从2008年第二季度开始，CPI上涨率连续5个季度回落，从2008年一季度的8%回落到2009年二季度的-1.5%；从2009年三季度开始，CPI上涨率连续7个季度上升，从2009年二季度的-1.5%，上升到2011年一季度的5%。2011年4月份，居民消费价格同比上涨5.3%。其中，城市上涨5.2%，农村上涨5.8%。类商品价格同比全部上涨，通过比较分析，我国仍面临较大的通货膨胀压力，其原因来自多方面。1.输入性通货膨胀因素。2008年国际金融危机爆发以来，主要经济体为刺激经济采取宽松货币政策以及美元贬值等因素导致国际市场上粮食、原油、铁矿石、有色金属等资源性产品价格大幅上涨。由于中国资源性产品的对外依存度日益提高，受其影响，国内包括石油、有色金属等主要生产资料价格几乎全部上涨。2.国内成本推动因素。由于农业生产资料，包括农具、农药、化肥等价格迅速上涨，在成本推动下，国内农产品价格不断上移。人工、土地、环境保护等成本上涨对2011年工业品价格构成上行压力。3.为应对国际金融危机而采取的宽松货币政策导致流动性过程和旺盛的投资需求。2008年第三季度以来，为应对国际金融危机对中国经济增长的负面影响，中国采取了一揽子经济刺激计划。商业银行信贷迅速增加，社会融资规模剧增。2010年M2对GDP的增长率达180%。这导致中国面临新一轮的通货膨胀压力。但是，中国也存在“十二五”前期抑制通货膨胀的有利因素：连续7年主要农产品获得丰收构成稳定价格总水平的坚实的物质基础；主要工业品产能过剩有利于抑制价格持续大幅上行；汇率弹性的增强有利于减轻输入性通胀压力。
（三）稳定物价成为当前宏观调控的首要任务通货膨胀降低了居民的生活质量，加重了低收入群体的负担，扰乱了市场环境，不利于投资者的长期决策，影响宏观经济的稳定。因此，要重视通货膨胀问题，把应对通货膨胀、稳定物价水平作为当前宏观调控的首要任务。
具体措施包括：
1.需求管理方面，要调整当前的负利率政策，把负利率变为正利率，实行稳健偏紧的货币政策；加强通货膨胀预期的微观管理，建立对低收入人群价格补贴机制，加快市场秩序的治理，防止各种游资利用居民对物价上涨的恐慌心理进行投机活动。2.供给管理方面，要做好进口工作，加大进口，增加国内稀缺产品进口；建立人民币汇率形成机制的市场化改革，适度进行人民币升值，抵消进口商品价格上涨；对特殊行业国际游资存在的新方式进行有效的管理；保农业，保粮食，加大支农力度，增强农业的综合生产能力。3.改善政府管理经济的模式。改变货币政策“政出多门”的状况；约束和防止地方政府投资冲动带来的信贷倒逼。二、“十二五”期间，中国经济将在新一轮周期的适度增长区间运行，宏观调控的侧重点是使经济走稳2007年以来，我国经济运行态势表现出四个阶段的变化：由2007年的“高位偏快”，转为国际金融危机冲击时的“大幅下滑”，随后转向有效应对国际金融危机冲击的“恢复性大幅回升”，又进一步转向新一轮合理的“适度增长区间”。具体看，2011年和“十二五”时期，中国经济将在新一轮周期的适度增长区间（8%～10%）运行，由于2010年经济增长率达10.3%的较高水平，因此，经济增长继续加速上升的空间不大。中国经济运行已由应对国际金融危机冲击时的大幅下滑和其后大幅回升的“V”字型非常状态向适度增长的区间转换。从宏观调控的首要任务看，2011年重在稳定物价总水平，“稳物价”与“稳增长”是相辅相成的。为实现这一任务，宏观调控的政策组合将是积极的财政政策与稳健的货币政策相搭配。
三、市场导向型经济结构调整时代到来，中国面临经济转型和实现经济再平衡的艰巨任务改革开放30多年来，在经济全球化的背景下，中国以自有禀赋为基础，积极参与全球经济循环，实现了制造业的高增长。经济增长的主要动力是投资和出口，中国的高增长是以牺牲能源和环境为代价的。较高的经济增长速度将会导致资源的匮乏和通货膨胀的攀升。“十二五”期间将是中国重要的经济转型期，中国将面临从高速增长的赶超型经济向高质量、均衡发展经济的转型。如果转型能够成功，中国将向富裕国家迈进，将会实现稳定的经济增长；如果不能，中国会进入一个中等收入阶段的振荡期。
（一）中国进入中等收入阶段，经济可持续增长面临突出的结构性矛盾当前中国经济面临突出的结构性矛盾，主要表现在：（1）内需不足。中国经济增长过度依赖外需；（2）投资和消费结构失衡。消费需求不足，经济增长过于依赖投资需求；（3）收入分配中居民收入增长迟缓，居民收入内部差别在迅速扩大。居民幸福感与经济增长速度不匹配；（4）中国的社会发展水平落后于中国的经济发展水平，城市化水平低。这些突出的结构性矛盾，不是短期宏观财政和货币政策能解决的，而要依靠制度创新，转变经济发展方式。
（二）制度创新和转变经济增长方式是解决经济可持续增长中深层次结构问题的重要举措短期的宏观经济政策不能解决经济增长中深层次的结构问题，必须要依靠制度创新和转变经济发展方式来实现。而转变发展方式的核心是让经济增长的动力从一般的要素投入量扩张转变到要素效率的提高，依靠技术的进步拉动经济增长。在提高效率的同时，使社会公众公平地分享到经济发展的福利。因此，应结合我国在本世纪全面实现小康的目标，调整传统的通过扩大出口、扩大投资来实现规模扩张的做法，把保持居民收入和消费水平稳步增长、使产业结构更加合理作为更重要的发展目标，而出口、投资和GDP的增长应该服从于这个目标，即以较低的出口、投资和GDP的增长率，获得较高的消费增长率。制度创新、政府职能的转变和宏观调控，也应服务于这个目标。
（三）工资形成机制的变革将成为开启市场导向型经济结构调整的重要契机近年来，我国政府一直非常重视经济结构调整。但是收入结构、需求结构失衡问题却在持续加深。高污染、高能耗、低附加值产业在国民经济中的比重居高不下，产能过剩问题越来越严重，中西部地区的发展仍相对缓慢。其根本原因在于行政调控并不能从根本上把握需求的动向，无法根据国际分工发展的规律来确定未来产业的定位，从而使产业结构调整进程中存在大规模的政府失灵问题。工资形成机制的变革将使市场化的结构性调整全面展开。中国低端工资形成机制的变革必将成为引领市场导向型经济结构调整的重要支点，为中国经济结构调整带来新的契机，开启中国市场驱动型经济结构调整的新阶段。
1.工资形成机制的变革将从根本上改变劳动关系，改变工资上涨严重滞后于国民收入上涨的局面，使中国国民收入的初次分配发生革命性的变化，从而启动中国市场化的收入倍增变化，改变中国收入分配不公，提高国民的整体消费率，加速中国“收入———消费升级”的台阶效应的到来。工资形成机制变革将增加农民工进城的机会，进一步推进我国的城镇化进程。
2.低端劳动力市场工资的上涨将对不同区域的生产成本带来不同的影响，从而使各种传统产业在区域成本差异的推动下，向中西部加速进行“梯度转移”，使东部流出产业升级的空间，同时克服以往行政化产业转移带来的各种问题。中国必将迎来在“加速性梯度转移”中实现“产业升级”的新时期。
3.工资水平的快速上涨将从根本上改变中国各种要素价格比，使市场主体自发进行要素替代，采取技术密集型和资本密集型生产方式，促使企业提高自主研发和技术进步水平，积极探索新的盈利模式，提高企业的核心竞争力。这将从根本上改变中国以往行政性产业转移和产业升级缺乏内在动力的弊端，开启市场化创新的新时期。
四、要实现中国经济再平衡、从“赶超经济”向“大国经济”迈进需要国家竞争战略的转变
中图分类号：F259.27 文献标识码：A
Abstract： The study bases on 2005～2012 panel data of logistics development and economic growth in the Yangtze river delta economic area. Through unit root test and panel cointegration test， there exists a confirmed long-term cointegraton relationship between logistics development and regional economic growth. Hausman test rejects the null hypothesis， fixed effect model is more efficient than random effect model. The regression conclusions show the scale of logistics industry， logistics supply and logistics demand all have plus correlation ships with regional economic growth. And different regional development policies have different effects on the relationship between logistics development and economic growth.
Key words： logistics development； economic growth； panel cointegration
现代物流业是包含了运输业、仓储业和信息业等的复合型服务产业，它是连接生产和消费的桥梁，也是促进经济发展的重要力量。学者们普遍认为物流业和经济增长之间存在着相互作用的关系，物流业的发展促进经济增长，经济增长也带动物流业的发展。现代物流是经济发展中一股重要力量，而经济增长越迅速，对物流的需求越高，经济对物流的依赖度就越大，物流在经济增长中就愈显重要，经济对物流发展的推动作用也就越大。长三角地区是我国经济发展速度最快、经济总量规模最大、最具有发展潜力的地区，上海市、江苏省、浙江省和安徽省，三省一市2012年的GDP总和为126 117.32亿元，占全国GDP的24.4%。本文通过研究分析长三角物流业发展和经济增长之间的关系。
1 相关文献回顾
物流业发展和经济增长引起了国内学者的广泛关注，两者之间的关系并不是简单的单向关系，而是存在着相互作用、相互影响的双向关系。赵立波（2012）研究物流业与经济增长之间的关系，用格兰杰因果检验得出结果，物流发展与经济增长之间具有双向格兰杰因果关系，一方面经济快速发展会拉动物流业发展，另一方面，物流业发展能促进商品快速流通，推动经济增长，而且发现经济增长对物流发展的影响要大于后者对前者的影响。而贾海成（2012）对比研究上海市和天津市物流业发展和经济增长之间的关系发现，上海物流业投资是经济增长的单向格兰杰原因，天津市的经济增长是物流业投资的格兰杰单向原因，结论表明不同的地区发展策略也对两者的相互作用有一定的影响，不同的发展策略使得物流发展和经济增长处的主导地位也是不同的。
除了用格兰杰因果检验，研究两者的相互影响以外，学者们也用其他不同的方法研究两者间的关系。冯云（2008）用投入产出分析法研究物流业与经济增长的关系，物流业与其他部门之间存在较强的经济依存关系，尤其是第二产业的发展对物流业的依赖程度最高。朱文涛（2011）采用logistic模型分析江苏物流业和经济增长的关系，物流业对经济增长的贡献度相当高。邵杨（2010）基于省际面板数据的研究发现，物流供给规模和需求规模都能促进全国和各区域的经济增长。李国刚、曹昱亮（2012）利用中国物流发展和经济增长的统计数据研究，发现电信业务、移动公司电话业务和网络业务对经济增长有着很大地促进作用。
总结前人的研究，本文采用2005～2012年的长三角城市面板数据，分析长三角城市群中物流业与经济增长的关系。
2 模型设定与数据选取
尽管物流业的发展非常迅速，但国内依然没有完整的统计体系，实证分析只能从统计年鉴中选取反映物流业现状的指标，总结前人的研究经验，本文采用以下指标来衡量物流业发展和经济增长水平：
（1）物流供给指标
物流供给指标指一个地区的基建设施、信息系统和企业服务能力。基建设施包括公路、铁路、机场等各种运输方式。信息系统指信息网络基础传输平台，信息平台越完善，供给的技术水平越高。企业服务能力包括物流企业的数量、经营规模和对客户需求的满足程度。考虑到数据的可得性、可靠性，本文用公路、铁路和水运航道的里程数加总来衡量地区的物流供给能力。
（2）物流需求指标
物流需求指标指在社会经济活动中各个生产环节对物流的需求，社会对物流的需求可以通过各种物流量反映出来，反映物流运输量的主要指标有货运量和货物周转量，但是货运量可能出现对一批次货物重复计数，夸大社会对物流的需求。因而本文采用货运周转量表示经济的物流需求量。
（3）物流产业规模指标
根据国家统计局和国家标准局对国民经济的行业分类，物流业属于第三产业，主要包括交通运输、仓储和邮电业。本文采用上述行业的增加值来反映市场规模，考虑到价格水平对物流产值的影响，以2000年为基期，用GDP平减指数消除价格影响（平减指数数据来源于http：///）。
（4）区域经济发展指标
采用各城市的国内生产总值来衡量地区经济发展的状况。由于国内生产总值同样存在着价格水平变动的影响，如果考虑价格水平变动对经济增长的影响，问题会变得较为复杂，因此本文以2000年为基期，用GDP平减指数消除价格影响，采用各城市的地区生产总值来反应该地区的经济发展水平。
本文研究对象是长三角经济圈城市的物流业发展和经济增长，由于行政区域划分调整、年鉴资料缺失等原因，考虑数据的可得性和可靠性，本文选取长三角经济圈内20个城市，包括上海，江苏9个城市：南京、苏州、无锡、常州、镇江、南通、泰州、扬州、盐城，浙江6个城市：杭州、嘉兴、湖州、宁波、绍兴、舟山，安徽4个城市：合肥、芜湖、滁州、马鞍山，样本区间为2005～2012年，数据主要来源于各城市的统计年鉴，部分年份年鉴缺少的公路、铁路和航道信息由《江苏交通年鉴》、《浙江交通年鉴》及各市《国民经济和社会发展统计公报》等资料补充。
建立如下模型，变量取对数可以消除异方差的影响，并且不改变时间序列变量的性质和关系：
lnGDP■=lnLIV■+lnLTR■+lnLNRET■+α■+μ■
下标i代表i城市，t代表时间维度。LIV表示物流业产值（logistic industry value），LTR表示物流业的供给（logistic total road），RTF表示物流业的需求（rotation volume of freight transport），α是地区差异带来的个体效应，不同的地区有着不同的地理、历史和气候环境，μ是随个体和时间改变的扰动项。
3 实证分析
3.1 单位根检验
在对物流发展和经济增长关系进行分析之前，先要对面板进行平稳性检验，非平稳的面板数据在回归分析时很大程度上表现为伪回归。本文采用LLC检验、breitung检验、IPS检验、fisher-ADF检验、fisher-PP检验，对物流和GDP等变量的面板数据进行单位根检验，检验结果见表2。
从检验结果中可以看出，各变量的水平值均没有通过平稳性检验，而一阶差分值皆在5%的显著水平下拒绝“存在单位根”的原假设，通过平稳性检验，一阶差分序列是平稳序列。可以确定lnrGDP，lnrLIV，lnLTR和lnRFT为一阶单整I1变量。
3.2 面板协整检验
由于变量为一阶单整变量，也就是说本文采用的变量是非平稳变量，在回归分析之前，需要对变量进行协整检验，检验非平稳序列之间是否存在长期均衡关系。本文采用两种面板协整的方法进行检验，分别是Pedroni方法和Kao方法，检验结果见表3和表4。
由表3可知，lnrGDP、lnrLIV、lnLTR和lnRFT除了在pedroni中的panel v-stat没有通过5%的显著性检验，其余都在1%的显著性水平型拒绝“不存在协整关系”的原假设，表4的Kao检验的结果也显示拒绝“不存在协整关系”的原假设，可以判断区域生产总值和各变量之间存在着长期协整关系。因此可以进行回归分析，不存在伪回归。
3.3 回归分析
通过面板协整检验，发现解释变量和被解释变量之存在协整关系，进而进行回归分析。Hausman检验发现prob>chi2
=0.0000，拒绝“H0：截距项与所有解释变量不相关”的原假设，认为模型应该采用固定效应模型。
3.4 结果分析
协整检验显示地区生产总值、物流产业增加值、物流供给和物流需求之间存在着长期协整关系，方程回归结果中R2值分别为0.9159、0.9606、0.9331，由表5的回归结果显示。
（1）体现长三角经济区的物流产业规模的产业增加值、表示物流供给规模的运输路线总长和表示社会的物流需求的货物周转量，估计系数的符号都为正，表明区域GDP和这三个变量之间存在正相关关系。从面板估计结果来看，整个长三角经济圈城市的物流供给规模系数为0.11和需求规模系数为0.24，物流供给规模和物流需求规模都能对地区经济产生正向的影响，但是物流需求规模的增长对长三角区域经济的影响更大一些。
（2）江苏组别中9个城市都在长江沿岸，地处黄金水道，回归结果显示三个解释变量和区域GDP也都存在着正相关关系。其中物流供给规模系数是0.57，是三个面板估计结果中最大的系数，可能和地区政府大力推动道路等基础设施建设的发展政策有关，苏南地区的发展模式是政府干预模式。但是物流需求规模系数没能通过显著性检验。
（3）浙江组别中6个城市都在浙北，受到上海2小时经济圈的直接辐射，回归结果显示，三个解释变量的系数均为正值，物流供给系数是0.045和物流需求系数是0.34，且都通过了5%显著性水平的检验，物流需求对地区经济的影响更大一些，和江苏省城市相反，浙江的经济模式是个体私营经济为主，以家庭工业为起点，政府并不在经济发展中占主导地位，民营经济的活力促进了对物流的需求，也拉动了经济增长。
4 结束语
根据对长三角经济圈经济增长和物流业发展关系的研究，各地区的物流市场规模、供给规模、需求规模和经济增长之间存在着长期协整关系，回归结果显示物流市场规模、供给规模和需求规模都和经济增长正相关，能促进地区的经济发展，证实了物流是促进经济增长的主要动力之一，其中扩大市场规模拉动区域经济增长的能力较强，而供给规模和需求规模对经济的拉动作用较弱。但是通过江苏省沿江城市组别和浙北城市组别的回归结果可以看出，不同城市区域所面对的情况是不同的，物流业促进地区经济增长，还应和地区的实际情况相结合。
本文的不足之处，由于数据来源的局限性，只能从物流业的基建设施即公路、铁路和水路航道对物流业发展和经济增长的关系进行实证分析，而现代物流业不只是一个担负物资流转的社会经济角色，“现代”物流包括运输、储存、加工、包装、装卸、配送和信息处理等活动。在经济全球化和电子商务的双重推动下，物流业正在从传统物流向现代物流迅速转型。现代物流通过信息将各项物流功能活动有机地结合在一起，通过对信息的实时把握，控制物流系统按照预定的目标运行。信息技术在物流业的发展中起着不可小觑的作用，大数据时代只有对信息充分的掌握和运用，才能提高生产率，促进经济进一步发展。
参考文献：
[1] 赵立波. 物流产业发展与经济增长关系实证研究[J]. 中国流通经济，2012（10）：41-45.
[2] 贾海成. 物流产业发展与区域经济关联分析――以天津和上海为例[J]. 科技进步与对策，2012（23）：44-49.
[3] 冯云. 物流业与中国经济发展关系的实证研究[J]. 统计与决策，2008（5）：146-149.
一、文献综述
国内外关于金融发展与经济增长、收入差距之间关系的研究较多，但得出的结论存在较大的差异，研究工作既有成果，也有困惑。本文从以下三个方面来阐述较为重要的文献。
1.金融发展与经济增长的关系
亚当?斯密[1]等古典经济学家很早就认识到银行可以通过信用创造积聚资本，促进社会现实资本的流动，促进经济增长；熊比特[2]发现，银行有媒介资本和信用创造的功能，能够通过购买力的创造，将资金不断地投向创新活动领域，给经济注入活力，从而促进经济增长。罗纳德?麦金农[3]和爱德华?肖[4]认识到金融发展对经济增长具有显著的正向作用，同时，他们也注意到了发展中国家普遍存在金融抑制问题，主要表现为政府对信贷供给的行政干预，扭曲了资源的配置，降低了金融活动和经济活动的效率。我国学者谈儒勇[5]以实证的方法对金融与经济之间的关系进行研究，认为中国金融中介规模的扩大能促进经济发展，二者同向发展。武志[6]采用戈氏指标对我国金融发展水平进行考察，并研究了我国金融发展与经济增长的关系，得出我国金融发展能够促进经济增长的结论。
2.金融发展与收入差距的关系
Greenwood等[7]研究了金融发展与收入差距的关系，发现两者间存在着“倒U”型库兹尼茨曲线关系。他们对这种“倒U”型关系的解释是：在金融发展初期，由于金融发展水平较低，收入分配不平等现象比较严重；而到了金融发展逐渐完善的时期，收入分配状况不断合理化，差距就逐渐缩小。Beck等[8]对99个国家1960―1999年的相关数据进行了研究，发现：金融支持和投资对解决贫困是有益处的，金融发展有利于减少贫困，缩小穷富之间的收入差距。
李勇辉等[9]根据国内1952―2005年的相关数据分析我国金融发展与收入差距的关系并得出结论：我国的金融深化与居民收入分配状况之间呈现“倒U”关系。张立军[10]用广义货币M2和国内生产总值GDP的比值作为选取项目，研究金融与城乡收入差距的关系，认为中国的金融发展很大程度上会造成收入差距增大。乔海曙等[11]根据中国城乡二元经济结构的特征，选用非参数相关检验等方法进行实证研究，得出我国金融发展与收入分配间呈现“倒U”形的库兹尼茨曲线关系。
郑 州 轻 工 业 学 院 学 报 （ 社 会 科 学 版 ） 2013年
第3期 王伟涛，等：金融发展、经济增长和收入差距的动态关系研究
3.经济增长与收入差距的关系
Barro[12]考察了收入差距对经济增长效应与经济发展水平的非线性关系，在解释变量中不仅包括收入差距，还包括收入差距与经济发展水平的交互作用项，发现发达国家收入不均与经济增长之间是正相关，而在发展中国家，两者之间是负相关。陆铭等[13]基于联立方程和分布滞后模型对我国1987―2001年的省际面板数据进行了研究，发现收入差距对经济增长的影响为负。王少平等[14-15]在研究我国城乡二元结构的基础上，对我国经济增长与收入差距的非线性关系和不同时期的阈值效应进行了研究，得出了不同时期我国收入差距与经济增长的关系。曹裕等[16]运用省级面板数据对我国的城市化、城乡收入差距与经济增长的关系进行研究，得出城乡收入差距对经济增长具有抑制效应，不利于经济增长但存在区域差异效应的结论。
虽然国内外学者对经济增长、金融发展与收入差距关系的研究结论有较大差异，但仍然有一定的参考意义。随着经济社会的发展，金融在社会发展中的重要地位逐渐凸显，与社会各个方面的联系越来越密切，包括关系民生的收入分配问题，因此需要进一步结合中国具体国情和不同经济发展阶段特点来研究并分析经济增长、金融发展、收入差距之间的关系。
二、实证分析
本文选取1990―2012年的相关数据，以金融相关率（FIR）、基尼系数（GC）、经济增长率（GDPR）3个指标分别衡量我国金融发展水平、经济增长和收入差距3个变量。其中金融相关率指标通过M2/GDP计算可得。由于1990―2002年的基尼系数官方未公布，不同学者采用的计算方法有所差异，计算结果也不尽相同。本文根据定义，同时参考世界银行网站和国内相关文献计算得出1990―2002年的数据[17]，2003―2012年的基尼系数采用国家统计局公布数据，经济增长率为国内生产总值增长率，数据来源于中国人民银行、国家统计局、世界银行和中国统计年鉴。各指标1990―2012年变化趋势如图1所示。
图1 1990―2012年我国金融相关率、
经济增长率和基尼系数变化趋势1.模型的构建和求解
自 Sims于1980年首次提出向量自回归模型（VAR）以来，该模型已经获得了广泛应用。由于 VAR 回避了结构模型设定，在经济学理论不足以指出变量之间的动态关系、估计模型及出现内生性问题时，提供了很好的解决办法。本文采用向量自回归模型，通过脉冲响应分析、方差分解分析等方法分析金融发展、经济增长与收入差距之间的动态关系。
根据选取的指标，构建包含FIR、GDPR、GC的3向量自回归模型：
Yt=L+∑ni=1βi×Yt-i+ε
式中Yt=[FIRt，GDPRt，GCt]T，代表因变量和自变量的即期值；i为滞后期数，βi为系数矩阵，ε为扰动列向量。
（1）样本数据平稳性检验和协整检验
为了在一定程度上消除异方差，在实际检验前对变量取对数。数据序列的平稳性检验采用ADF检验，显著性水平取0.05。表1的结果显示3个变量存在共同的时间趋势，在5%的显著性水平下一阶差分后均为平稳序列。在此基础上运用Johansen协整检验方法对3个变量进行协整检验，从表2中的迹统计量检验结果可以看出lnFIR，lnGC，lnGDPR 3个变量存在一个协整关系，可以通过构建VAR模型来研究三者之间的关系。
表1 单位根检验结果
表2 协整检验结果
（2）模型求解
通过对样本数据的VAR估计，结合滞后阶数选取的AIC和SC准则，确定滞后阶数为2，以FIR，GC，GDPR这3个变量建立VAR（2）模型，然后进行模型的平稳性检验，变量特征根均落在单位圆内，因此建立的VAR（2）模型是平稳的。在此基础上运用EViews7.0进行向量自回归分析，大部分估计系数在10%的显著水平下是显著的，模型求解结果如下：
2.脉冲响应函数及冲击反映分析
在VAR模型平稳性检验通过的基础上，运用脉冲响应函数分析来研究在扰动项上加上一个标准差的冲击对内生变量的影响，分析结果才是可信的。图2为金融发展、经济增长和收入差距3个变量间冲击的脉冲响应函数图，实线表示脉冲响应函数，虚线表示在脉冲响应图像两侧的置信带，滞后期数取为10。
由图2可知，FIR对GDPR的冲击影响在前5期均为负向，第5期以后转为正向，并逐渐收敛，说明金融发展对经济增长具有较长的滞后效应，随着时期推移，金融发展会对经济增长产生积极的影响。GDPR对FIR的影响保持正向，原因在于经济增长过程中对金融发展的需求增加，对金融发展水平的要求提高，从而推动了金融发展。FIR对GC的冲击影响一直为负向，在FIR给GC一个正向冲击后，基尼系数逐渐减小，说明金融发展水平的提高能够缩小收入差距。GC对FIR的冲击影响基本为负向，且负向波动增大，说明收入差距的扩大，阻碍了金融发展水平的提高。原因在于，收入差距的增大使得收入分配两极分化严重，财富集中，但收入较低的群体是社会的主体，占人口的比重较大，收入差距的拉大无疑会造成低收入群体的金融需求不足，从而不利于金融发展。GDPR对GC的冲击影响为负，但负向影响程度逐渐减弱，说明经济增长能减少收入差距。GC对GDPR冲击略有波动，但基本保持正向，两者存在正向效应，这说明了基尼系数的增加，在短期内对经济增长有利。原因可能在于，在经济发展的低级阶段，社会的经济效率较低，收入差距的扩大，使得一部分人和地区的经济效率得到提高，一定程度上有利于经济增长，这与改革开放来中国经济发展政策产生的现实结果是一致的。
3.方差分解分析
根据所构建的VAR模型，进行方差分解，研究模型的动态特征，把内生变量的波动分解为与各方程相关联的组成部分，来研究各外生变量对内生变
图2 金融发展、经济增长和收入差距间的脉冲响应函数图
量的相对重要性。表3为FIR、GC、GDPR 3个变量的方差分解结果，S.E表示标准误差，其他列为各变量的贡献程度。
从FIR的方差分解结果可以看出，GC和GDPR对FIR的贡献程度均呈上升趋势，在第10期，分别达到24.305%，5.083%。从GC的方差分解结果可以看出，FIR和GDPR对GC的贡献程度保持增长趋势，到第10期，分别达到17.967%，5.962%，GC对自身的贡献程度逐期下降，第6期之后基本稳定在76%的程度。从GDPR的方差分解结果可以看出，FIR对GDPR的贡献程度逐渐下降，但保持在17%以上的较高水平，说明金融发展对经济增长的贡献程度较大；GC对GDPR的贡献程度除了第1期有所减少外，基本保持增长趋势，但贡献程度较小，保持在2.5%以内。
三、结论和政策建议
通过本文的实证研究，可以得出以下结论――
经济增长能够推动金融发展，反之也成立，但金融发展对经济增长的推动存在一定的滞后期，这与武志[6]的研究结论相符。经济增长对金融发展水平、金融体系完善程度有内在的要求，这是经济增长和发展的趋势。但同时从研究结果发现，金融发展前期对经济增长的作用不明显，存在滞后效应。金融发展和经济增长能够减少收入差距，收入差距的扩大不利于金融发展，但对经济增长具有短期效应，即在经济发展初期对经济增长有一定的促进作用，从长期均衡角度来看，收入差距的扩大不利于经济增长和金融发展。控制和减少收入差距，已经成为现阶段我国宏观调控较为突出的现实问题。
根据本文的研究结果，提出以下政策建议。
（1）注重经济增长、金融发展、收入差距间可能存在的库兹尼茨曲线关系和拐点效应。充分关注理论研究成果，把握现阶段改革和发展的关键时期，积极推动经济和金融进一步发展。在我国经济发展到目前这种阶段下，应追求协调可持续发展。经济、金融的发展和改革要更多地注重内在质量，为提高经济发展质量、缩小收入差距提供金融支持。
一、引言
我国经济增长下行压力日趋增大，稳增长成为目前中国经济发展的首要任务。随着我国金融体制改革的推进和金融市场化进程的加快，金融在稳增长和促增长中的作用也将越来越重要。一直以来，金融发展与经济增长的关系是学术界关注的重点之一。许多学者做了大量的研究，比如Caporal G M（2015）、周天芸等（2014）、陈伟（2015）等都证实金融能积极促进经济增长。但多数研究都重在关注金融发展对经济增长的驱动作用，较少涉及金融发展与经济增长两者间的耦合协调性研究。在经济新常态下，一方面金融发展能积极有效地促进经济增长，另一方面反过来，经济增长将对金融发展提出更高的要求。因此，一个地区金融发展水平的高低必然与该区域的经济增长水平密切相关，两者的耦合协调性也将会对该区域的发展产生深刻影响。因此对金融发展与经济增长的耦合协调性进行分析和研究，有助于该区域金融发展水平的提高和经济增长的持续健康提升。由于我国金融发展水平、经济发展水平的区域不平衡性明显，因此从地区层面来把握金融发展与经济增长的耦合协调关系更有现实意义。由此，本文选择舟山市作为研究对象。
舟山市作为海港城市，是我国南北海运大通道和长江黄金水道的“T”形交汇要冲，我国境内的7条国际海运航线中，6条经过舟山，堪称要塞，是长江三角洲地区发展的重要增长极。进入21世纪来，舟山市积极优化经济发展布局，优先发展港口经济、海洋经济，金融、经济都取得了长足的发展，特别是“十三五”提出要重点实施“一带一路”、京津冀协同发展、长江经济带三大战略后，随着国家战略高度意义上江海联运服务中心建设的推进，使得舟山市的经济、金融得到了快速的发展。从金融总量上来看，到2015年末金融机构本外币存贷款余额为3152.64亿元，比2002年末增加了2801.64亿，金融对舟山港口经济和海洋经济的支持能力在不断增加。那么现阶段，舟山市的金融发展和经济增长已经处于一个什么样的水平了呢？它们之间又是一个怎么样的耦合协调关系呢？本文将运用舟山市金融发展和经济增长的2002～2015年指标数据，对舟山市金融发展和经济增长的耦合协调关系进行实证验证，寻求答案。
二、模型、指标和数据来源
要对舟山市金融发展与经济增长的耦合协调发展情况进行考察，首先明确研究方法，利用物理学上的耦合度及耦合协调度模型来进行计量;其次选定指标，确定衡量金融发展系统和经济增长系统的关键指标;最后收集指标数据。
（一）耦合协调评价模型
本研究为深入探讨金融发展与经济增长两者间的耦合关系以及反映两个系统的整体功效和协同效应，借鉴物理学中的容量耦合概念及容量耦合系数模型，构造了能较为全面反映舟山市金融发展与经济增长协调效应的耦合评价模型，计算公式如下：
（1）
式（1）中，C为金融发展与经济增长的耦合度;U1、U2为金融发展和经济增长这两个系统的综合评价指数，用于表示两个系统的综合发展水平。此耦合度模型可以反映金融发展与经济增长耦合的程度，但无法判断耦合是否为良性，即当两系统综合发展水平均较低时，仍然能够得到较高的耦合度，这样得出的结论与实际情况就不相符合。为避免这一不足，需要引入耦合协调度模型，来客观地反映金融发展与经济增长的协调发展水平，模型表达式如下：
（2）
式（2）中，D为耦合协调度，取值为[0，1]，D值越大表示耦合协调发展水平越高，D值越小则表明耦合协调发展水平越低;T为金融发展与经济增长两系统的综合协调指数，反映两系统的综合发展水平对协调度的贡献;α、β为待定系数。在两系统的耦合协调发展过程中，本研究认为金融发展与经济增长是具有同等重要性的，因此α、β均取值为0.5。
（二）耦合协调度等级划分
对于耦合度与协调度的划分，目前学术界尚无统一的标准。关于耦合度C，根据蒋天颖等（2014）研究：0<C≤0.3为低水平耦合，0.3<C≤0.5为阶段，0.5<C≤0.8为磨合阶段，0.8<C≤1高水平耦合阶段。而关于耦合协调度D，借鉴、丁正山等（2015）的研究，结合舟山市金融发展与经济增长耦合协调度的实际特征，将耦合协调度划分为10个等级区间，每个区间代表一个协调等级，每个协调等级对应一类协调状态，形成连续的等级阶梯，从而更为直观地反映两个系统间的耦合发展程度。具体见表1。
表1 耦合协调等级划分标准
（三）指标选取与数据来源
衡量金融发展程度的指标很多，但最常用的指标是金融相关比率。金融相关比率有多种计量方法，本研究用舟山市金融机构存贷款之和与GDP的比率来计量金融相关比率。因为这个指标既包括存款又包括贷款，在衡量金融资产与GDP比率的同时也在一定程度上衡量了国民储蓄率，而储蓄率也在一定程度上反映了金融市场化、金融深化及货币化的程度。衡量经济增长的指标用GDP增长速度来表示。上述指标数据均来源于舟山市2002～2015年的国民经济和社会发展统计公报。
三、耦合协调性研究
（一）舟山市金融发展与经济增长现状
由图1、图2可知，2002年～2015年，舟山市的金融发展水平分两个阶段：2002～2009年金融相关比率总体上处于上升阶段，2010～2015年处于略微下降态势。经济增长水平在2002～2015年虽有几次反复但总体处于下降态势。由此可见，2008年的金融危机对金融、经济发展的影响持续存在，在全国处于经济增长下行压力的大环境下，舟山市也不例外，经济增速放缓，金融发展放慢。
图1 2002～2015年舟山市金融相关比率
图2 2002～2015年舟山市GDP增长速度
（二）舟山市金融发展与经济增长耦合协调性
运用式（1）可获得2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合度（见图3）。由图3可知，这14年来舟山市金融发展与经济增长的耦合度始终没有超过0.3，整体上一直处于低水平耦合状态，受2008年金融危机影响近几年耦合度处于降低状态。
图3 2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合度
为了进一步探究舟山市金融发展与经济增长的耦合协调度状况，进一步运用式（2），计算获取其2002～2015年的协调度，见表2。有表2可知，舟山市除了2013年外，其他各个年份里金融发展系统与经济增长系统的协调度较为平稳，整体上处在0.5～0.6这样一个平稳的勉强协调发展阶段。
表2 2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合协调度
四、结论与启示
本研究运用耦合协调模型，对舟山市2002～2015年金融发展与经济增长的耦合度和协调度进行了计算和分析。主要结论如下：
第一，受2008年金融危机影响，舟山市近年来处于金融发展放缓，经济增长放慢状态。
第二，2002～2015年舟山市金融发展与经济增长的耦合协调发展还处于相对较弱的水平。该时期，舟山市金融发展与经济增长的耦合度一直徘徊在0.1至0.25的低水平耦合阶段，协调度始终没有突破0.6而一直处于勉强协调耦合阶段，距离良性耦合协调发展仍存在一定差距。
舟山市作为长三角经济圈中的枢纽港口城市，正在大力打造港口经济圈。从目前舟山市金融发展与经济增长的耦合协调度发展来看，两者契合度不高，说明舟山市金融发展水平对经济增长的拉动作用较弱。由此，迫切需要采取有效措施大力推进金融发展，创新金融服务，为港口经济圈构建提供强有力的金融支撑和保障。
参考文献
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[4]蒋天颖，华明浩，许强，王佳.区域创新与城市化耦合发展机制及其空间分异――以浙江省为例[J].经济地理，2014.
20世纪70年代，Mckinnon和Shaw以发展中国家的金融问题为研究对象，认为在发展中国家存在着严重的金融约束和金融压抑现象。这既削弱了金融体系聚集金融资源的能力，又使金融体系发展陷于停滞甚至倒退的局面。1973年，他们分别提出了著名的金融浅化理论和金融自由化理论。他们分别从“金融抑制”与“金融深化”这两个不同角度，将货币金融理论与发展理论结合起来，全面论证了货币金融与经济发展的辩证关系。他们认为，发展中国家之所以资金短缺，并不是因为缺乏能用于积累的资金，而是因为“金融抑制”造成了融资渠道堵塞和资金成本的扭曲。在金融深化的条件下，发展中国家经济建设资金不足问题可以缓解。
对于金融发展在促进经济增长方面的重要性，部分经济学家认为，金融发展是经济增长的一个必要条件。如Patrick认为，金融发展对于经济增长具有“供给主导”的作用。金融发展在动员储蓄、管理风险、便利交易等方面的积极作用有助于经济增长。但是，对于金融发展究竟如何影响经济增长的问题却存在许多争论。以Goldsmith为代表的结构主义者认为，金融发展以金融资产的形式直接增加储蓄，从而促进了资本形成与经济增长。Sinai和Stokers(1972)及Wallick(1969)的有关文献均对这一假说提供了经验支持。
而另一方面，以Mckinnon与Shaw为代表的金融压抑主义者却认为，现金余额的实际收益率是资本形成及由此取得经济增长的关键性决定因素。根据这一观点，经济增长基础上的金融发展绩效取决于利率的发展绩效。因此金融压抑主义者认为，实行金融自由化、放松利率管制最为重要。
2.金融发展与经济增长之间没有相关关系
对于货币与实体经济之间的关系，西方古典经济学家根据萨伊定律提出了货币中性和信用媒介论，该理论认为货币供给量的变化不影响产出、就业等实际的经济变量。后来的一些经济学家如K.Wicksell，虽然认识到了货币在经济增长中具有重大的、实质性的影响，但主要强调的是消除货币对经济的不利影响。货币学派的代表人物Friedman认为“货币至关重要”只是就短期而言，在长期中货币供给的变化只会引起物价水平的变动，而不会影响实际产出。JoanRobinson也认为金融体系的出现和发展仅仅是对经济增长的被动反应。
新古典学派同样认为金融发展与经济增长之间没有什么关系。如RobertLucas根据理性预期学派的分析，认为经济学家过分强调了金融因素在经济增长中的作用。因为理性的人们往往可能会在货币供给量变化之前就已调整了自己的行为，故货币供给量的变化不会对产出和就业产生影响，所以菲利普斯曲线即使在短期内也是垂直的。
二、金融发展与经济增长的实证研究综述
1.国外方面
金融发展与经济增长关系研究中，国外学者一直走在前面，Goldsmith开创了实证研究的先河。他使用金融中介体资产的价值与GNP的比率作为一国金融发展指标，通过检验35个国家在103年间(1860年～1963年)的数据，发现金融发展与经济增长一般是同时发生的，经济增长迅速的时期总是伴随着金融的快速发展。但是不足的是，他并没有能够指明两者何为因果。
King和Levine针对Goldsmith研究不足，采样80个国家30年的数据，系统地控制影响增长的因素，表明金融发展和经济增长存在统计意义上的显著正相关，即拥有发达金融系统的国家经济增长较快，反之亦然。Levine的研究也自此引发了寻找金融发展影响经济增长证据的。Levine和Zervos(1996)通过在回归模型中引入一些反映股票市场发展状况的指标，扩展了和对金融中介体与经济增长关系的分析。其研究结果是银行发展、股票市场流动性，不但都与同时期的经济增长率、生产率增长率，以及资本积累率有着很强的正相关关系，而且都是经济增长率、生产率增长率以及资本积累率的很好预测指标。
Arestis等(2001)使用来自5个发达国家的数据，采取时间序列研究方法，在控制股票市场易变性和银行体系效应的基础上，检验了股票市场发展与经济增长的关系。其结果也表明尽管银行和股票市场都可能有利于经济增长，但银行的效应更大。
2.国内方面
国内理论研究起步较晚，相对不足。然而，通过借鉴学习国外既有相关理论研究成果，国内学者也进行了一定的定性研究和大量定量研究。前人的这些研究，大都是基于国外既有理论成果，同时考虑了我国现实经济状况，运用了国外成熟的实证分析方法，得出符合中国具体情况的很有价值的结论。
宾国强(1999)采用OLS方法和Granger因果检验的方法分析了我国实际利率、金融深化和经济增长之间的关系，回归结果验证了麦金农的理论，实际利率、金融深化确实与经济增长有正相关关系，经济增长对金融深化有促进作用，得出结论我国的金融发展是经济增长的原因。
韩延春(2001)采用金融发展与经济增长关联机制的计量模型，运用我国经济发展过程中的有关数据进行了实证分析，认为技术进步与制度创新是经济增长的最为关键因素，而金融发展对经济增长的作用极其有限。
史永东(2003)利用格兰杰因果关系检验和基于柯布—道格拉斯生产函数框架下的计量分析，对我国金融发展与经济增长间的关系进行了实证研究。得出结论我国经济增长与金融发展在格兰杰意义上存在双向因果关系，同时得出了金融发展对经济增长贡献的具体数值。
袁云峰等(2007)利用Battese&Coelli(1995)提出的随机边界模型以及中国1978-2004年的跨省份面板数据研究了我国金融发展与经济增长效率之间的关系,间接度量我国金融发展的资源配置效率。研究发现，我国金融发展与经济增长效率的关系具有明显的时空特征；金融发展只是通过资本积累促进了经济增长，但是并未促进我国技术效率的全面提升。
随着现实的经济金融状况不断发展，二者之间的关系变得日益复杂，虽然诸多的学者基于各种理论试图对两者的关系进行分析，但仍未能达成一致，不过，通过对以往成果的研读，可以使后来人站在前人的肩膀上，对金融发展和经济增长有更深层面的了解，从而在路径的选择上更好的决策，以指导中国经济金融的可持续发展。
三、小结
从以上的综述可见，目前为止关于金融发展与经济增长的研究仍然处于发展之中。可能存在的主要问题有：其一，“金融”这个概念到现在为止也没有谁能够给出一个完整而准确的定义，特别是随着经济和金融创新的不断发展，金融总是处于变化发展当中。因此，关于金融发展和经济增长的关键影响因素就不好确定，基于此之前研究中的数据的可靠性和分析结果的有效性也就值得商榷。其二，技术手段的局限性。计量经济学诞生到现在为止取得了长足的发展，在科研领域也做出了巨大的贡献，但它仍然还是一门发展中的学科，随着计量经济技术的不断进步，新的更先进的技术手段必将随之出现，未必现在认可的东西就永远正确。
所以，笔者认为进一步可能的研究方向是：
1.衡量指标和数据方面，随着理论上“金融”这一概念的不断发展，随着现实经济与金融创新的发展，着力寻找更全面准确和易于衡量的指标，以及质量更高的数据。
2.学科基础方面，经济计量学的发展应该引起科研工作者相关机构足够的重视，要从制度上引导和促进其发展，以期更好服务于该课题和相关课题的研究。
总之，无论是理论研究还是实证研究都还有很长的道路要走，金融发展与经济增长之间的关系研究亦是永无止境的。
参考文献：
[1]吴敬琏:借助金融创新.实现经济增长[J].农村金融研究，2006年12期
[2]王亮:中国地区金融发展与经济增长:paneldata分析[D]，2007
[3]张倩:陕西金融发展与经济增长关系的实证研究[D]，2007
中图分类号:G69
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)04-0083-02
1 引言
人力资本是推动经济增长的关键因素,人力资本主要通过教育投资形成,教育发展水平对经济增长影响的差异一直是经济学界关注的焦点。目前国内外学者关于教育发展对经济增长影响的研究主要是通过实证分析进行。McMahon通过对东亚经济全面调查后发现:人力资本投资在东亚经济高速增长中发挥着重要作用,东亚的突出成就关键在于发展了小学和初中教育,每个层次的教育对于经济增长的作用存在差异。盖莫(Gemmel,1996)通过研究发现,初等教育与中等教育分别与最穷和中等发展水平的发展中国家经济增长关系更为密切,而高等教育对经合组织国家的经济增长更为重要。Bassanini&Scarpetta在2001年以经合组织国家1971-1998年的数据为样本,以工作年龄个人人均GDP为被解释变量,以成年人口平均受教育年数为解释变量,通过实证研究发现成年人口平均受教育年数每提高1%,人均GDP增长0.57%。
关于教育发展对经济增长影响的探讨,国内学者唐祥来通过借鉴Barro的研究方法和观点,采用内生经济增长理论和Lucas生产函数,选取29个省、市、自治区为研究对象进行研究发现不同层次的教育投入对经济增长作用差异的显著性。实证表明:教育投资与经济增长之间存在结构差异,高等教育对于发达地区经济增长的促进作用明显。中等发达地区和欠发达地区,中等教育和初等教育对经济增长作用显著。韩宗礼(1990)依据不同教育程度劳动者的劳动生产率,估算出我国1964-1987年教育对国民收入增长的贡献为36%。申屠利芬将教育分为正规教育和职业教育两类,采用柯布―格拉斯生产函数对浙江省职业教育与经济增长关系进行了探讨,发现与正规普通教育相比,职业教育对浙江省经济增长呈显著的正作用。沈永跃(2009)选取了2000-2007年河南省教育发展和经济增长相关指标的数据,对河南省的教育发展与经济增长的相互关系进行了实证分析,研究结果显示,总体上,河南省经济增长与教育发展呈中度关联。
综合上述文献可见,在不同的国家或地区,由于经济发展水平的差异,教育发展水平对经济增长的影响程度是不同的,或者在同一地区,不同层次的教育对经济增长的影响存在差异。
为此,本研究以经济发达的沿海城市广东省为研究对象,从不同的教育层次来探讨教育发展在广东省经济增长中发挥的作用以及不同层次的教育在经济增长中的地位。
2 模型的建立
1982年,邓聚龙教授首先提出了灰色系统概念,并建立了灰色系统理论,灰色关联分析(GRA)是对系统中各因素间关联程度的量化比较,实际上是对动态过程发展态势的量化分析。
由于教育发展水平对经济增长影响的差异性,使得教育与经济之间的相互作用变得复杂化,而用来反映广东省教育发展水平和经济增长的有关数据不完备,因此采用灰色关联分析来分析广东省教育发展水平对经济增长的影响。
设有m个时间序列{x(0)1(t)},{x(0)2(t)},…,{x(0)m(t)}(t=1,2,…,n)。n为各序列的长度即数据个数,这m个序列代表m个因素(变量)。另设定时间序列{y(0)1(t)}(t=1,2,…,n)为母序列,而将上面m个时间序列称为子序列。关联度是两个序列关联性大小的度量。一般来说进行灰色关联分析需要经过以下几个步骤:
①确定分析序列。本文中以经济增长为因变量,亦即参考序列y0,自变量xi为比较序列,xi可以取平均受教育年限、受教育程度(初等、中等、高等)的人口比重。
②将变量数列进行无量纲化。由于统计得到的原始数据,由于数列单位不同或者量纲不同,为使各因素之间具有可比性,首先将参考序列y0和各比较系列xi的原始数据作初值化处理,消除量纲。
③求差序列、最大值、最小值。计算公式如下:
差序列:Δ0i=|y0(k)-xi(k)|,k表示时间,通常k=1,2,…,n
两级最小差:Δminminimink|y0(k)-xi(k)|,k表示时间,通常k=1,2,…,n
两级最大差:Δmaxmaximaxk|y0(k)-xi(k)|,k表示时间,通常k=1,2,…,n
④计算灰色关联系数。公式如下
γy0(k),xi(k)=Δmin+ρ•ΔminΔ0i(k)+ρ2Δmin
⑤计算灰色关联度。
γ(y0,xi)=1n∑nk=1γy0(k),xi(k)
⑥结果评价。根据各个数据列所计算出来的关联度,即各因素与比较变量的关联大小,评价与比较变量关系最密切的变量,并对每个因素与比较变量的关系进行排序,找出因变量变化的主要和次要因素。
由于反映教育发展水平和经济发展的有关指标的统计口径不同,是造成许多文献研究同一问题但得出的结论却不一致的主要原因。而灰色系统理论着重研究概率统计、模糊数学难以解决的“小样本”、“贫信息”等不确定性问题,对数据的要求可以是任意分布。因此,运用灰色系统理论的分析方法可以弥补这方面的不足。
3 实证研究
3.1 指标选取及说明
(1)因变量指标。现有研究经济增长的文献中大多采用国内生产总值或者人均国内生产总值作为衡量一个国家或一个地区的经济发展水平(巴罗,1995和李子奈,2002)。本文将经济增长作为因变量,以2001-2007年广东省国内生产总值作为因变量指标。主要是因为国内外研究这个问题的文献中没有同样的统计口径,笔者也没有找到更好的指标选择。
(2)自变量指标。本文以教育发展水平作为自变量。用来测量教育发展水平的方法很多,通过对目前研究教育发展水平对经济增长影响的相关文献进行梳理,本文用受教育年限法来度量教育发展水平。首先将劳动按学历层次进行分类,共分六类:未上过学(文盲和半文盲)、小学、初中、高中(包括普通中专、技工学校)、大学专科(包括普通大专、高职高专、成人大专)和大学本科以上。其次,确定每种学历层次的受教育年限。根据我国的实际情况,以上六类受教育年限分别限定为2年、6年、3年、3年、3年和4年,但鉴于统计资料的可得性,把大专学历及其以上分为一个层次,教育年限为4年。基于统计数据的来源,我们将采用6岁及6岁以上人口的平均受教育年限作为教育发展水平的测度指标,再辅以初、中、高等受教育人口比重指标作为补充。计算方法如下:
x1:平均受教育年限=(未上过学人口×2+小学文化人口×6+初中文化人口×9+高中文化人口×12+大专以上文化人口×16)/总人口
x2:受初等教育人口比重=初中文化人口/总人口
x3:受中等教育人口比重=高中文化人口/总人口
x4:受高等教育人口比重=大专以上文化人口/总人口
从目前已有的文献来看,一个地区的平均受教育年限以及不同层次的教育对一个地区的经济增的影响存在差异,笔者希望通过利用灰色关联模型分析广东省平均受教育水平以及不同层次的教育对广东省经济增长的影响并进行排序,以此来分析广东省教育对经济增长的作用。
3.2 数据来源和处理
本文所使用的数据是笔者根据2002-2008年《中国统计年鉴》,查得2001-2007年广东省GDP数据列y0(单位:亿元),另外由2002-2008年《中国统计年鉴》相关数据整理计算得到6岁6岁以上人口受教育水平的4个指标x1,x2,x3,x42001-2007年数据见表1。
表1
年份
6岁及6岁以上人口的受教育水平
平均受教育年xi(k)%受初等教育人口比重x2(k)%受中等教育人口比重x3(k)%受高等教育人口比重x4(k)%
国内生产总值(GDP)y0(k)亿元
20018.1939.9814.093.8810647.70
20028.2237.7813.835.1511769.73
20038.1436.4813.465.0713625.87
20048.2538.1313.905.1916039.64
20058.4840.4115.405.8122366.54
20068.5342.0615.095.7026204.47
20078.7643.4616.316.4631084.40
3.3 计算结果
本文采用的数据处理软件是DPS11.50统计软件,在处理过程中取ρ=0.5,得到如下关联度矩阵,见表2。
表2
关联矩阵x1x2x3x4y0
x110.964130.962610.740570.64385
x20.9638110.958330.723270.62466
x30.960850.9567610.736650.63202
x40.666480.648540.671310.67368
y00.643850.626390.640680.733711
结果显示γ01=0.64385,γ02=0.62639,γ03=0.64068,γ04=0.73371。
4 结论及展望
总的来说,广东省的教育发展水平(平均受教育年限)与广东省国内生产总值的关联度是比较高的,达到0.64385。从受教育程度与国内生产总值的关联度来看γ04>γ03>γ02,说明广东省受高等教育人口比重与广东省国内生产总值关联程度最高,达0.73371,对经济增长的影响最大,受中等教育次之,受初等教育最小,但中等教育发展水平、初等教育发展水平与国内生产总值的灰关联度也较高,两者之间差距不大。可见,广东省国内生产总值的增长趋势与高等教育发展水平非常接近,高等教育是现阶段广东省内经济增长的主要因素。
文章虽然从战略的角度对广东省教育发展水平对经济增长的发展进行实证研究,并发现广东省国内生产总值的增长趋势与高等教育发展水平十分接近。广东省现有普通高校153所(包含本科、高职、独立学院和民办学校),其中高职院校88所,占所有高校的57.5%,自[教高]16号将高职教育作为高等教育的一种新的类型以来,高职教育在广东省的经济发展中起到举足轻重的作用,如何计量高职教育广东省经济发展中起到的作用是一个值得深思的课题。
参考文献
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[2]RAMPHELEM, ROSOVSKY H.New report on higher education in develop ing countries:educated peop le are no luxury,they’re essential[J].In terna tiona l Higher Educa tion, 2000,(20).
“双十一”本是个再平常不过的日子，但现在却演变成了“狂欢购物节”。2016年“双十一”主流电商成交额再创佳绩，天猫成交额1207亿元，比2015年增长32%，无线交易额占比81.87%，覆盖235个国家和地区。此外，京东、苏宁易购等电商平台“双十一”当日的销售同比也大幅增长，小米、华为、暴风科技等公司的全网销售量也继续高歌猛进，这种新经济形态带来了巨大的经济和社会效益，令世界惊叹。逾千万家网店，上千家物流公司，数千万人就业，这种以“互联网+”为代表的新产业、新技术、新业态其实就是新经济，它的成长速度超出我们的预料，其活力与能量也超出我们的想象。这些都表明中国的消费型经济正在起飞，中国新经济已经开启新的消费时代，成为经济增长的新动能。
“新经济”虽是2016年首次写入《政府工作报告》，但已逐渐呈现蓬勃发展之势。它涉及一、二、三产业，不仅仅是指三产中的“互联网+”、物联网、云计算、电子商务等新兴产业和业态，也包括工业制造当中的智能制造、大规模的定制化生产等，还涉及一产当中像有利于推进适度规模经营的家庭农场、股份合作制，农村一、二、三产融合发展等。可以说，新经济已经成为当前带动经济发展的“新引擎”，引领世界经济发展，重构全球化新格局。而在中国国内，“经济快车”经历了多年高速运转之后，近年来开始适度放缓，低端高耗能产业，已经面临严重的产能过剩，各个行业都面临转型升级需求，低水平的发展模式已难以为继。如何找到下一个掘金点，又如何转型，这无疑是新经济需要摸索探讨的问题。譬如在文创产业方面，台湾转变得更早，做得更精细些。很多去过台湾的朋友，都会感受到台湾文创产业的精彩与多元。在台北华山1914文化创意产业园区，笔者亲眼见到一个喝水的铁壶衍生出来的系列产品和文化，叹为观止。还有台湾的农业观光产业，更加体现出文创与传统产业的完美融合，普通的水果、蔬菜一下子变得有了故事，有了身份和身价。他们已经将生意做成了文化，通过品位来创造产品的价值，而不再跟低层次的价格比拼。一个文化产品，就能打造成一条产业链，文化与产业有效结合，能带来巨大的价值。从近几年台湾发展的个案里不难发现，整体经济面临巨大的转型压力时，就需要文化创意产业跟经济紧密结合。这其实就是新经济的魅力，也是我们下一步该努力的方向。就河南而言，不沿边不靠海，创新创造能力在全国处于中等偏上水平，在这个快速迭代的时代，更需紧紧抓住创新、新工业革命、数字经济等新要素新业态带来的新机遇，从发展理念、体制机制、商业模式等全方位、多层次、宽领域进行创新，以带动推动产业、产品向产业链中高端跃升，打造更多依靠创新驱动、引领性发展的新经济产业。
总之，新经济是一个值得高度关注和专门研究的领域。现在我国新经济的初步形态已经形成，多个省份在“十三五”规划中，都将新经济列为经济增长新动力。广州最大的创新在于，将主导产业的规划发展与城市战略塑造紧密结合，通过聚焦“三中心一体系”（国际航运中心、物流中心、贸易中心和现代金融服务体系）建设，增强对全球高端资源的集聚能力。新疆瞄准了新能源、新材料、石油石化和输变电装备等10个战略重点，推动优势产业和战略性新兴产业发展。北京则在环境保护、循环经济、新能源、高效节能等领域形成一批新增长点。河南在新经济发展上着墨更重，将全力打好产业结构优化升级、创新驱动发展、基础能力建设、新型城镇化“四张牌”， 努力打造中西部地区科技创新高地。
“新故相推，日生不滞。”2017年是实施“十三五”规划的重要一年，是供给侧结构性改革的深化之年。在经济从旧常态向新常态的转换过程中，我们不能再用老办法来解决新问题，必须探索经济管理新的路径，寻求新的增长动力，更加注重质量和效率，坚持战略聚焦，厚积薄发，要让政策向新动能、新产业、新业态等倾斜，大力发展新经济。特别是要树立问题导向思维和互联网思维，要具备敏锐的嗅觉和快速纠错能力，不能坐着等、站着看。要妥善应对各种风险挑战，锐意改革、大胆创新，在引领新常态中有所作为，使我国新经济增长巨大潜力转变为现实，让“中国号”巨轮行稳致远。
一、新常态下我国经济增长与产业升级之间的关系
（一）经济增长促进产业升级
经济增长促进产业升级的作用机制表现为：经济增长使国民收入增加，在收入增加的情况下国家和企业将有更多的资金进行产业技术的升级改造①，而产业技术的升级改造将直接推动产业整体升级。此外，经济增长还会改变企业的发展环境，居民的消费需求也随之发生改变。这些改变对产业发展提出了新的要求，从而迫使产业升级。例如，经济增长使居民的收入水平提升，居民对环境的要求也会相应提高。在这种背景下，那些传统的高污染企业将不再适应市场的需求，而被迫转型发展。从表-1的数据可知，从2000年到2015年我国经济实现了连续16年的快速发展，经济发展速度也一直处于较高水平，这为我国产业升级提供了有力支撑。
（二）产业升级影响经济增长
更高级的产业结构能够更好地促进经济的发展，而落后的产业结构将会对一国的经济发展造成负面影响。从我国当前经济发展的困境以及环境污染日益严重的情况来看，产业结构的落后是其中的根本原因。产业升级对经济增长所产生的作用主要表现为：通过产业升级能够实现产业的技术提升与结构优化，由此能够以更少的资源投入产生更高的经济效益，进而对经济增长产生促进作用。例如，我国改革开放初期的工业主要生产的是一些低附加值的产品，在这种背景下我国的经济增长是一种低质量的增长。而随着我国工业的升级发展，转变传统的工业生产模式，实行高技术、集约化的模式生产，我国经济增长质量取得了明显的提高。
二、新常态下我国经济增长与产业升级融合发展的路径分析
（一）经济增长与产业升级融合发展的技术创新路径
在推动经济增长与产业升级融合发展中，技术是核心推动力，技术创新的融合发展是经济增长与产业升级融合的首选路径②。技术创新主要分为以下几类。（1）以技术创新的强度不同为依据划分为渐进式创新和根本性创新。前者是指一种缓慢的、局部的创新，类似于事物的量变；后者是一种根本性的创新，会引起创新对象发生重大甚至是本质上的改变，类似于事物的质变。（2）根据创新的对象差异可以分为产品创新与工艺创新。前者是指建立在产品技术创新上的产品局部改进，后者则是指产品生产方式方法的改变。（3）根据创新的主体差异可以分为用户层面的创新、销售者层面的创新以及制造者层面的创新。通过分析国内外经济增长与产业升级融合发展的创新路径可知，各国成功地将经济增长与产业升级进行融合无不是以技术创新为核心方式的。例如，20世纪90年达国家产业结构主要是一些传统的工业产业。但是，在90年代中后期它们将信息技术运用到产业升级中，成功地实现了保持经济增长与产业升级的双重目的。对我国而言，在推动经济增长与产业升级融合发展中，采用技术创新路径也是与我国国情相适应的。例如，在我国东南沿海地区进行产业升级与保障经济增长中，采用高新技术对原有的产业进行改造和升级，实现了区域经济的稳定增长与地区产业结构的优化升级。
（二）经济增长与产业升级融合发展的制度创新路径
对于一国的经济增长与产业融合而言，需要有与之相适应的国家制度的支持。通过制度创新来推动经济增长与产业升级融合发展也是一种十分有效的方式。我国市场经济体制还不完善，完全通过市场机制来实现经济增长与产业的融合发展需要的时间比较长。但是，需要明确的是，落后的制度难以促进经济增长与产业的融合发展，要实现正向的促进作用就必须制定和实施正确的制度。对于我国而言，通过制度创新来实现经济增长与产业的融合发展，政府必须制定出符合市场经济规律的科学制度，并且制度的设计需要与时展相适应，具有一定的创新性。例如，科学的储蓄制度能够为产业的升级发展提供动力，既不影响消费经济的增长，资本的投入又能够实现生产规模的扩大，提高行业的竞争力以及更好地服务社会。储蓄金融较为集聚的地方往往也是整体产业经济较为发达的地方，这是因为储蓄的集聚使得地方的资本变得更加雄厚，在产业升级的过程中可以更加容易地获得信贷资金，进一步扩大生产规模，从而推动产业升级。
（三）经济增长与产业升级融合发展的消费推动路径
消费是生产活动的最终目的，也是生产得以持续发展的动力所在。在当前全球经济发展放缓的背景下，要保证我国经济增长与产业升级融合发展的顺利实施，采用消费推动的路径成为必然选择。如果产业升级所创造的新产品无法满足消费需求，那么这种升级将无法带动经济的增长，也就无法实现最终的融合发展。消费路径在促进经济增长与产业升级融合发展中所起到的作用表现为：消费的发展能直接带动消费经济的增长，而消费的发展也使得消费者对于消费的产品质量有更加严格的要求，这就迫使产业进行升级以满足消费者新的消费要求。而消费者新的消费要求得到满足后又会进一步推动消费经济发展，由此形成一种消费推动经济增长与产业升级融合发展的良性循环。
三、新常态下我国经济增长与产业升级融合发展存在的问题
（一）经济增长与产业升级融合发展的人力资本支持不足
人是最为活跃的生产要素，当前我国在推动经济增长与产业升级融合发展的过程中存在的主要问题是人力资本的支持不足。
1．教育投入低导致人力资本“质”的不足。从人力资本的“质”上来进行分析，可以明确为什么我国的人力资本存在较大的不足。造成我国人力资本在“质”上的不足的一个核心原因是，我国人力资本的教育培养缺失。我国在很长一个时期内，教育经费投入明显不足，这就使得我国的教育发展相对滞后，高素质人才增长速度较慢。根据教育部的数据显示，2013年全国的教育经费投入就达到2.45万亿元，略超过国内生产总值的4%，2015年这一比例上升到4.5%。虽然我国政府在教育上的投入明显增多，但由于历史“欠账”较多，我国短期内难以改变教育发展滞后的现状。我国教育经费投入还存在较大的地区差异，这进一步导致了我国人力资本的教育水平落后与发展不平衡。当前我国教育投入水平较高的是广东、上海以及北京等一线城市，中西部城市的人力资本教育投入水平较低。
2．人力资本的投入产出低。对人力资本进行教育培养已经成为各国实现人力资本水平提升的主要对策，但各国的教育投入与最终的人力资本产出效率存在较大的差距。在我国传统的教育发展中，各类学校一般将获取的教育投资用来征地与新建大楼，以便能够更好地扩大招生规模。在这种发展模式下，学校的教育资金只有较少的一部分被用到实际的教学软实力提升中，欧美国家的教育资金投入则主要用在学生的发展上，而不是一味地增加学校的大楼数量。也正是这种对教育投入资金使用用途的差异，使得欧美发达国家的教育投入有较高的产出效益，而我国的产出效益较低。
3．劳动力缺乏向人力资本转化的平台。人力资本转化为促进经济增长与产业升级融合发展的推动力，还需要有一个中间平台，这个中间平台就是为生产方式与人力资本供给方提供交易的一个场所，即劳动力市场。当前，我国还缺乏一个全国知名的劳动力交易平台，虽然不同地区出现了一些劳动力交易的中介机构，但由于政府未能做好对劳动力市场的有效引导与整合，使得劳动力市场的发展缺乏统一的指导以及正确的发展方向，降低了劳动力市场效益。
（二）经济增长与产业升级融合发展的金融支持不足
经济增长与产业的融合发展离不开大量资金的支持，在当前的市场经济发展中表现为金融产业集聚的支持。当今世界任何一个地区的发展都离不开金融产业的支持，金融产业的大量集聚对区域或一国的产业升级与经济增长具有重要作用。第一，为产业升级提供更加便利的资金周转模式，增强融资和投资的便利性。金融企业较为集聚区域的企业可以直接在金融部门设置财务部门，从而利用本地区较为发达的金融市场体系来直接进行资金的划转以及融资。在这种模式下，企业应留出的余额资金越来越少，这就可以让企业将更多的资金用于技术升级改造。第二，增强市场的流动性，降低产业升级风险。在发达的金融市场体系中，金融交易的数量较大，其他地区的金融交易者会因为本地区较为完善的金融交易体系，而将自己的信息和交易转移到该体系中。那么，本地区所具备的流动资金越来越多，从而增强产业升级的流动资金支持，并降低由于流动性不足而产生的风险。第三，技术创新效应。北京、上海及深圳是区域内的主要金融产业集聚中心，这些地区往往也是我国技术创新的主要地区，因为金融集聚能够为产业升级提供更好的技术创新机会。区域内的金融产业集聚虽然可以为区域的产业升级产生一定的促进作用，但也同样会对区域经济增长带来一定风险。第一，区域内的实体产业发展逐步弱化，从而使得区域的经济增长与产业升级融合发展变得更加虚拟化，缺乏较为有力的实业支撑。第二，金融产业的高度集聚将提高本地区的整体消费水平，这样使得城市中的一些低收入者的生活环境被恶化，在一定程度上影响经济增长与产业升级的融合发展。第三，与其他地区争夺发展资源。金融产业的集聚会使得大量的经济增长与产业升级融合发展支持资金被集中到少数区域，从而对其他区域的经济增长与产业升级融合发展带来不利影响。
四、新常态下推动我国经济增长与产业融合发展的对策
（一）提升人力资本在促进经济增长与产业升级融合发展中的作用
1．提高人力资本的教育投入水平。要实现人力资本的要素价值提升，最为有效的方式就在于对其进行教育培训，为此必须加大人力资本的教育投入。目前，我国人力资本教育投入存在地区失衡、整体水平不高的现象，应从以下方面进行改进。第一，建立人力资本教育投入的长效增长机制。政府部门应在教育的中长期发展规划中将教育经费的投入作为一项重要的规划内容，保障教育投入能够按照一定的比例增长。第二，适当引导社会资本进入教育培训领域。我国是一个人口大国，单单依靠政府在人力资本培训上的投入，是难以在短时间内解决我国教育经费不足的问题的，政府还应适当引导社会资本进入人力资本培训领域，促进社会资本更多地为人力资本发展提供便利。第三，人力资本教育投入要有所差别，中西部较为贫困的地区要实现人力资本投入倾斜，提高其人力资本要素水平。
2．注重不同行业的专业人才培养。新常态下推动我国经济增长与产业升级的融合发展需要多种类型的高层次人才，必须培养不同行业领域的高层次人才。这种针对行业特点来进行的高层次人才培养也是提升我国人力资本投入产出效率的有效方式。当前，我国需要进行升级改造的产业类型较多，如果在人才的培养上缺乏针对性将造成一些特殊行业的人才供给不足，而某些方面的人才供给又出现供大于求的状况。例如，随着电子商务的发展，我国很多高校在短时间内开设了大量的电商专业，使得该领域的人力资本供给快速饱和并产生富余。
3．完善劳动力向人力资本转化的平台。人力资本要能够被充分利用并转化为推动我国经济增长与产业融合发展的作用力，必须有一个完善的人力资本交易场所，即高效的劳动力市场。第一，政府要加强引导劳动力市场建设。第二，从企业的角度来看，要加强劳动力市场信息化建设，提高企业的信息化利用水平。第三，推动建立不同产业的专业人才市场。
（二）增强金融业在促进经济增长与产业升级融合发展中的作用
1．推进金融改革。要发挥金融在促进经济增长与产业升级融合发展中的作用，国家就必须对金融业的宏观发展环境进行优化，改革宏观发展制度，推动金融产业发展，更好地发挥政府的科学引导作用。首先，对金融产业发展的区域限制进行改革，对于那些已经不适合市场新特点的壁垒性措施予以取消。其次，对于金融市场的参与者要从更高的角度来把握，鼓励和支持非国有资本进入金融市场，使金融市场发展呈现出多元化状态，促进金融市场更好发展。再次，对我国金融发展进行有效引导，既要有大的集中也要有小的集中。
2．改善金融产业发展环境。当前，我国金融行业规模有限、经营水平不高等，极大地制约了其在促进经济增长与产业升级融合发展中的作用的发挥。因此，我国应当从多角度入手优化金融业发展环境，为金融业发展以及促进经济增长与产业融合发展的作用发挥创造更好的平台。首先，建立一种公共的信息平台和交易规范的秩序，使金融企业能够通过这个平台获得基本公共信息。其次，要规范金融行业发展，防止出现一些无秩序的发展方式，保障区域内的金融市场稳定。当前，我国某些地区的金融业发展还缺乏明确的法律规定，出现一些无原则地迎合金融企业发展的现象，应完善法律法规，使地方政府在法律的框架内合理引导金融产业发展。再次，诚信是金融业发展的基础条件，这也是当前我国很多区域金融发展所欠缺的内容，必须推动金融产业的诚信化建设。
作者:田文 单位:成都师范学院
注释：
①任保平、周志龙《新常态下以工业化逻辑开发中国经济增长的潜力》，载于《社会科学研究》2015年第2期第35至41页。
②张志元、李兆友《新常态下我国制造业转型升级的动力机制及战略趋向》，载于《经济问题探索》2015年第6期第144至149页。
③张维佳、宿晓翩《金融发展、技术创新对产业升级的影响研究——基于中国省级面板数据的实证分析》，载于《商业经济研究》2015年第12期第111至113页。
经济增长点理论脱胎于法国学者佩鲁的“发展极”理论。自1955年佩鲁提出“发展极”概念后,欧美学者用“增长极”或“增长点”发展了佩鲁的理论。我国学者对经济增长点的深入系统研究是在1997年我国宏观经济出现不景气和启动乏力的情况下逐步展开的,十多年来,取得了丰硕的理论成果,对推动我国经济的持续快速发展起到了很大的作用。
概括来讲,已有的研究主要涉及三个方面:经济增长点的理论内涵;经济增长点的选择标准;经济增长点的培育。
一、经济增长点的理论内涵
对于经济增长点理论,学界公认的观点是它来源于经济不平衡发展思想,即经济增长不会同时在经济体的每一处出现,因而需要选择增长的触发点,也就是经济增长点。经济增长点实质上是经济体内在的刺激因素,其自身的发展可以向外产生扩散和辐射,进而启动整个经济体的增长。然而,在对抽象的经济增长点内涵进行具体表述时,学者专家们的意见不尽相同,主要是在①对经济增长点是单一的产业因素(农贵新,1999、金培1998)还是产品、企业、产业、区域、技术等多点因素(郑吉伟,1997;张耀辉,2000;张辉、,2002;张国富,2006);②对经济增长点的形成机理是否可归纳为消费热点(余健明,1996;张秀冰,1999); ③经济增长点主要立足于现在对经济系统的支撑(傅德中,1998)还是放眼未来对经济发展的先导(胡春力等,1997)等方面还有很大的争议。
二、经济增长点的选择标准
对于经济增长点的选择标准,概括起来主要有两种研究视角:量化研究和定性研究。
量化研究从微观角度强调了投入-产出要素之间的关联分析、市场机制下的弹性分析和全要素生产率的定量分析,试图建立起一套经济增长点选择标准的指标体系。学者们普遍认为,产值增长率、就业增长率、全要素生产率、技术进步率、净出口增长率、消费量增长率、消费效益、政府支出增长率等指标的考察都对经济增长点的选择有意义。相关的研究如王元京、张昌彩(1996)从产业关联度的高度性入手分析信息产业、生物产业、新材料、新能源产品等对传统产业的带动;国家计委经济研究所(1996)《“九五”期间我国产业结构调整的重点与对策》的报告通过对城乡居民消费需求弹性的预测,得出今后5～15年中我国居民消费需求增长最快的是城镇居民和农村居民对交通通讯方面的需求、农村居民对家用电器等日用品的需求和城镇居民对住房的需求的结论;农贵新(1999)提出了衡量生产率的9个指标等。
定性研究主要是从宏观角度看选择的经济增长点是否与经济发展的大方向保持一致。主要有以下几个方面:与经济结构调整相一致、与社会结构调整相一致、与意识形态调整相一致、与经济社会发展阶段相一致、满足供需平衡等。
综合量化研究和定性研究,人们归纳了经济增长点选择的主要标准(傅德中,1998;张耀昌等,1999):(1)强劲的市场需求;(2)富有弹性、能有效适应市场需求扩大的潜在供给能力;(3)创新过程及良好的成长性;(4)强大的经济渗透力及带动效应;(5)强大的经济制度潜能;(6)国际竞争力强。
三、经济增长点的培育
研究经济增长点理论的目的不是讨论现实中已经出现或存在的经济增长点,而是试图培育一种潜在的新经济增长点。国内的经济学者们一般从生产力和生产关系两个方面来讨论经济增长点的培育方式。从生产力的角度讨论经济增长点的培育方式又可以分为供给推动、需求拉动和供需互动三种形式(张耀辉,1999、2000);强调经济增长点的生产关系属性,特别是所有制属性的学者,如程必定“经济增长点是国民经济或区域经济中具有发展活力和发展潜力,对全局经济发展又有较大带动和影响的那些方面,它可是一种产业,一种行业,也可以是一种经济类型,一种经济组织。个体私营经济作为一种非公有制经济,改革开放以来在安徽蓬勃发展,占全省经济总量比例虽不大,但却日益显示出作为全省经济发展的一个新的增长点的可能性”(程必定,1996)。而具体经济增长点的培育途径往往是从各个时期的具体情况出发动态地制定发展政策。
由于存在以上理论上的分歧,学者们对未来我国新经济增长点的选择也不尽相同。检视2007年以来的相关文献,被视为新经济增长点的有:旅游业、生物质能源、文化产业、绿色经济、移动互联网、能源环保产业、民族医药、设计服务业、节能减排产业、休闲保健产业、国家级开发区、生物医药产业、区位优势、临空经济、物流金融、扩大内需、城轨经济、循环经济、环境保护、现代物流业、电子商务、会展经济、海洋经济、中药业、电子游戏产业、县域经济、生物产业、西部地区、内容产业、有机食品产业等等不一而足。这些新经济增长点涉及了产品、产业、区域、不同的所有制经济甚至经济社会政策等内容,一方面反映了选择标准上的分歧,另一方面反映了我国经济多成分、多层次、发展不平衡的状况。因此,在选择和培育新经济增长点问题上,必须同转变经济发展方式相协调,同可持续发展相联系,这就需要在发展循环经济中选择新经济增长点,培育新经济增长点要符合循环经济理念。
循环经济的思想萌芽可以追溯到环境保护兴起的20世纪60年代。美国学者鲍尔丁最早在“宇宙飞船经济学”中提出了循环经济的思想。在这之后几十年的发展过程中,循环经济概念逐渐与资源利用和环境保护、生态系统、可持续发展等相结合,成为系统型的循环经济发展战略。
改革开放以来,我国经济发展速度很快,经济总量已经跃居世界第四位,人民生活水平也有了显著提高。但一个突出的问题是我国经济社会发展所付出的资源环境代价太大。2007年,我国GDP总量占全球的6%,但能源消耗占全球的15%,钢铁占30%,水泥占54%。我国已经成为全球第一煤炭生产国,成为除二氧化碳以外污染物排放的第一大国,成为第二大石油消费国。这使得资源环境对我国的约束全面增强。
从我国经济发展所处的阶段看,目前正是由工业化中期向工业化后期过渡的阶段,同时,城市化的速度也在加快。依据国际经验,这个阶段的资源能源消耗呈直线上升的趋势。先行的工业化国家走过这一阶段时有廉价的资源可以利用,环境容量也还允许,但我国显然已经不具备这种条件。这种约束已经成为我国选择和培育新经济增长点必须考虑的因素。
也是基于这种考虑,20世纪90年代,我国从德国引进了关于循环经济的思想,确定了3R的原则(即减量化、再利用、再循环),并从单个企业的清洁生产、建立生态工业园区、建设循环型社会等层次进行了循环经济实践。有很多的专家学者对循环经济进行了研究论述。代表人物有吴季松、冯之浚、钱易、左铁镛、季昆森、齐建国、周宏春等人。内容涉及循环经济的内涵和特征、模式和原则、实施循环经济的重要性和紧迫性、发展循环经济的政策建议等。当然这其中也存在很多争论,但用循环经济模式代替原有的线形经济模式,实现经济发展与环境保护的双赢已经成为这些学者的共识。在各方的共同努力下,2008年8月29日颁布了我国颁布了《循环经济促进法》。《循环经济促进法》对于循环经济的内涵、侧重点、实施原则、具体措施、制度保障等作出了规定,已于2009年1月1日正式实施,这是今后一个阶段我国发展循环经济的主要依据。
按照《循环经济促进法》的要求,提出对选择和培育新经济增长点的一些思考。
(1)新经济增长点不是自然而然出现的,而是人们在遵循经济社会发展规律的前提下精心选择和培育的结果。
(2)未来我国新经济增长点就存在于以新的方式推进工业化和城镇化过程中。
(3)循环经济模式就是推进工业化和城镇化的新的方式。循环经济式工业化与城镇化所产生的巨大需求以及所带来的经济收益,就是新的经济增长点。
(4)把选择和培育新经济增长点与发展循环经济结合起来,是我国在资源环境约束趋紧情况下的必然选择,也是我国资源环境状况的必然要求,同时这也同世界经济发展的大趋势相一致。
(5)把选择和培养新经济增长点与发展循环经济结合起来是我国经济发展方式转变以及经济结构调整的着力点和抓手。
(6)产业方面:信息技术、新能源、新材料、生物产业、装备制造业、节能建筑产业、环保产业、与发展循环经济相关的服务业等将是新的经济增长点。这些产业共同构成高增长新经济产业集群。
