發布時間：2023-10-13 16:08:17
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的經濟增長周期理論樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
關鍵詞：經濟周期理論，發展，特點
我國長期以來，人們對社會主義經濟周期問題一直諱莫如深。直到改革開放后這一課題才得以展開，我國經濟周期的討論才熱烈地開展起來。改革開放，尤其是1985年以來，我國學者對經濟周期理論的研究興趣大增，取得了很多成果。
1984年和1985年，我國經濟超高速增長之后，開始出現滑坡，烏家培和劉樹成等人最早把社會主義經濟增長有沒有周期波動作為一個重要課題提了出來。劉樹成首先論證了中國的經濟周期。同時，杜輝也發表了論證前蘇聯社會經濟增長的長波運動和短波運動的論文。宮著銘第一個運用經濟計量方法，為我國建立了一個供給模型，測算了波動指數，較為系統地論證了我國的經濟波動。這場始于1985年的理論大突破，為我國經濟周期理論的研究打開了一扇大門。
我國經濟周期的劃分
研究經濟周期，首先要明確我國從建國到現在經歷了幾個經濟周期。在這個問題上，學者們的劃分基本上是相同的。
施發啟(2000)用轉折點檢驗和自相關系數檢驗的方法對經過平滑的數據進行統計檢驗，得出的結果證明了我國經濟增長率確實存在周期性波動，而且周期長度主要為四到五年。根據從波谷到波谷可以將我國GDP增長率劃分為九個周期：1953—1957年，1958—1961年，1962—1968年，1969—1972年，1973—1976年，1977—1981年，1982—1986年，1987—1990年，1991—1999年。
劉樹成(2000)的劃分除了最后一個周期是1991—1998年外，其余的與施發啟完全相同。
劉恒和陳述云(2003)完全采納了上述對我國經濟周期的劃分。
有一些學者對我國改革開放之后的經濟周期進行了劃分?；葭?1998)認為，改革開放后我國經歷了四個經濟周期：1976—1981年，1981—1986年，1986—1990年，1990—1996年。黃桂田(1999)認為，改革開放以來我國經歷了4次經濟周期：1977—1981年，1982—1986年，1987—1990年和1991—1999年。
由此可見，學者們對建國后經濟周期的劃分問題已經達成了共識。
我國經濟周期波動的特點
周期長度極不規則，但是有逐漸變長的趨勢；周期發生頻率高。我國經濟周期的長度長短不一，長的達9年(1991—1998年)，短的只有4年(1958—1961年，1973—1976年)，平均長度5.2年，離差為1.7年。改革開放前，我國1955—1976年按照“谷—谷”法劃分的5輪經濟周期的平均波長為4.2年，改革開放后，我國4輪經濟周期的平均波長約為6年。
波動幅度較大，經濟周期呈現收斂趨勢。振幅最大的達到48.6%，最小的也有6.4%，平均振幅15.0%，離差為13.7%。
劉恒、陳述云(2003)認為，我國1953—1976年的5輪周期波動中，有3輪為古典型周期，即在周期的谷底，國民經濟的主要指標為負增長。從1977年到現在的4輪周期波動中，年度GDP增長率都沒有出現絕對下降，而僅僅表現為增長率的下降。這說明，在改革開放以前，我國的經濟周期是在相當顯著的波動過程中展開的，1978年前的波動標準差達到10.48個百分點；改革開放以后，我國經濟周期的波動性開始變得平緩起來，1978年后的波動標準差為3.01個百分點。我國經濟周期已經由改革開放前的古典型轉變為改革開放后的增長型，經濟增長的穩定性增強，其原因可以歸結為以國有企業預算約束硬化和稀缺資源在國有與非國有部門之間的優化配置為主要內容的微觀經濟主體的市場化進程，在市場化的過程中，我國經濟波動的微觀基礎已經發生了重大的變化，這在削弱轉軌型波動的同時使成熟的市場經濟波動逐步表現出來。
從經濟周期波動的波形看，我國經濟周期實現了由非對稱性周期向對稱性周期轉變。1996年之前，我國已經實現的經濟周期大都是非對稱性的，即經濟周期中呈現出經濟增長率的緩升陡降或者陡升緩降的非對稱過程。這些非對稱性表明經濟增長速度沒有接近或者沒有穩定在自然增長率水平附近，經濟增長率變化的突發性較多，即出現過經濟增長的“”和“急剎車”等奇異行為。我國經濟實現“軟著陸”以后，在1996年至2002年的經濟周期當中，經濟增長率基本保持水平的態勢，這意味著經濟周期的對稱性正在逐步恢復，預示著未來經濟周期將以穩定的增長速度進行對稱性波動。
我國經濟越來越受國際經濟的影響。實行改革開放后，特別是20世紀90年代以來，我國經濟波動與世界經濟波動的相關性日益顯現。張兵(2006)以我國經濟周期的劃分為標準，通過計算皮爾遜相關系數和斯皮爾曼相關系數的方法，說明了中美兩國1981—1986年、1986—1990年、1990—1995年以及2001—2005年的經濟周期波動具有較強的同步性。中美經濟出現同步性的原因是中國日益融入世界經濟。格蘭杰因果關系檢驗表明，兩國之間日益緊密的貿易和直接投資聯系是同步性的基本傳導機制。秦宛順、靳云匯和卜永祥(2002)采用HP濾波的方法對不變價格水平的美國、日本和我國季度GDP進行處理，計算了中美和中日周期波動之間的相關系數，得出的結果表明，中美經濟周期的聯系為弱相關關系，中日經濟周期的關系為負相關。但是任志祥和宋玉華(2004)認為，由于我國經濟的開放度較低、匯率機制實質上是固定匯率、資本帳戶實行管制再加上中國經濟發展主要依靠內需拉動、在世界經濟中所占的份額相對較小等因素，中國經濟周期與一些發達國家(如日本、美國)經濟周期的相關性仍然較弱。中美經濟并不存在周期性的衰退和復蘇的同步性。
我國經濟周期波動的原因
(一)投資波動
梁軍(2000)認為，從宏觀經濟學的角度看，一國的經濟增長速度受到投資、消費和出口的影響。在這三個因素中，投資又是最直接的因素。在我國，投資是國家控制社會的經濟資源、指揮經濟活動的最重要手段。比如，1977年，投資增速開始回升，達到4.65%，1978年達到21.96%，有力地拉動了當年的經濟增長，形成了一個經濟周期的起點。隨后，投資增速下降，1979年和1980年只有4.58%和6.65%，到了1981年跌入谷底，投資出現負增長。1982年的固定資產投資增速高達26.64%，經濟增長加快，投資增速其后逐年回落，1983年是12.62%，直到1985年出現投資高峰，經濟回升，投資增速高達39.39%。
劉金全(2003)利用我國1992年第一季度到2001年第四季度數據，研究了我國投資波動性與經濟周期之間的關聯性，得到三個基本結論：在水平值和波動成分上，經濟增長率與投資率和投資增長率之間沒有顯著的格蘭杰影響關系，但是它們的趨勢成分之間存在顯著的雙向格蘭杰影響關系，這意味著投資和產出之間仍然存在長期的均衡聯系，投資波動是誘導經濟周期的重要原因；投資率和投資增長率與經濟增長率之間的關系存在方向上的差別，存量水平上的投資率增加并未顯著地促進經濟增長，現階段實際產出中的投資品成分也未明顯膨脹；流量成分的投資需求增加作為GDP的統計成分形成了對經濟增長的促進作用，投資需求仍然是擴張總需求的主要對象；投資波動具有一定程度的增長率“減損效應”和“溢出效應”，最優投資路徑應該具有一定的光滑性。如果頻繁地擴張投資或者抑制投資，都會具有一定的社會成本。
李延軍、金浩、王競和高素英(2003)定性和定量地分析了經濟波動的成因，認為從總體經濟的構成來看，第二產業主要是工業波動是造成經濟波動的主導力量，從社會需求來看，最終需求的增長以投資拉動為主，因此投資波動是引起經濟波動的最重要因素。
(二)制度沖擊
胡鞍鋼(1994)利用二階自回歸動態方程模擬政治動員的沖擊影響，其結論認為，黨代會具有很強的政治動員作用，經濟的擴張與歷次黨代會具有一一對應的關系，與人代會也具有一定的對應關系。
杜婷、龐龍和楊燦(2006)運用經濟計量方法對制度沖擊改變我國經濟周期特征進行了檢驗，并通過市場化程度、非國有化水平和開放度三個制度沖擊變量檢驗了其與我國經濟周期波動的相關性，其結論證明在我國受政治背景的影響而出臺的重大的經濟制度改革對經濟的發展影響巨大而深遠，制度變動沖擊對經濟的周期變動的方向及程度起到了較大的決定作用。
(三)總需求沖擊
施發啟(2000)認為，在改革開放前后我國經濟波動的原因相同。改革開放前，由于物質產品短缺，我國經濟增長波動主要取決于總需求的波動?？傂枨笥赏顿Y需求和消費需求構成。計劃經濟體制下我國一直實行高積累低消費的政策，因此總需求的波動主要取決于投資需求的波動。改革開放后，雖然我國經濟運行機制發生了重大變化，但是經濟周期波動的主要原因仍然是總需求波動，即總需求擴張導致經濟增長加速，但是瓶頸產業和高通貨膨脹的約束又使得經濟被迫調整，經濟增長回落。引起需求擴張的主要原因是經濟發展水平低和工業化階段還未完成，并且需求擴張呈現明顯的階段特征。
(四)我國經濟周期的特征事實
簡澤(2006)考察了1952—1999年我國經濟周期性波動的統計規律性，概括出我國經濟的周期性波動的特征事實：我國經濟波動具有持續性，只是到了2—3年后才表現出回歸趨勢的傾向；所有的變量都呈現出顯著的周期性波動，但波動程度存在差異，消費、資本存量、就業和一般物價水平的波動小于產出波動，而投資、政府收入、政府支出、進口、出口和貨幣供應量的波動遠遠高于產出波動；總需求的組成部分、就業和全要素生產率與產出共變，并表現出強烈的順周期性，資本存量領先于產出的變動，而是工資則滯后于產出的波動；貨幣供應量和一般價格水平是反周期的。與西方發達國家相比，我國經濟周期波動的特征事實與其基本相似，只是我國周期波動的幅度大大高于西方發達國家。
呂光明和齊鷹飛(2006)采集了23個主要宏觀經濟變量數據，運用CF濾波，分解得到他們的周期性成分，得出了中國經濟周期波動的特征事實。資本形成、財政支出、進口、出口、價格水平和M0的波動性大于總產出的波動性；從業人數、全要數生產率、消費、國內貿易、通貨膨脹率和名義工資總額等的波動性小于總產出的波動性；勞動生產率的波動性與總產出的波動性大致相同。從業人數、全要素生產率、勞動生產率、消費、資本形成、財政支出、進口、出口、國內貿易、名義工資總額、價格水平、通貨膨脹率M1是順周期的；M0和價格水平是逆周期的。
［關鍵詞］ 消費；投資；出口；經濟增長；偏最小二乘法
［中圖分類號］ F222.3 ［文獻標識碼］ A ［文章編號］ 1008―1763(2011)06―0061―05
Abstract:This paper analyses the relations of consumption, investment, export and economic cycle using HodrickPrescott filter. The results show that the economic cycle of China is divided into three stages from 1978 to 2008. By the partial least squares method research contribution of investment, urban consumption, rural consumption and government consumption, exports and industrial structure to economic growth. The results show that output elasticity of investment, exports, rural consumption has rising trend; output elasticity of urban consumption and government consumption rise firstly then decline; effect of industrial structure to economic growth has declining trend. The shortage of rural resident consumption demand and irrational industrial structure restrict the China's economic development. It is urgent for us to expand rural resident consumption demand and adjust the industrial structure.
Key words: consumption; investment; export; economic growth；partial least squares
一 引 言
從世界各國經濟發展和工業化進程看，投資率存在一個從低到高、再從高到低并趨于相對穩定的演變過程，整個演變過程類似一條平緩的“馬鞍型”曲線（或稱為“倒U”型曲線）；消費率演變過程則呈現與投資率相反的“倒馬鞍型”曲線（也稱為“U”型線）。投資率和消費率這一演變進程是工業化過程中的消費結構和產業結構的逐步提升所引起的。我國投資率與消費率并沒有出現明顯的“倒U”型曲線和“U”型線，說明我國的消費結構和產業結構存在不合理的一面。我國資本形成率由1978年38.2％上升到2008年的43.5％，最終消費率由1978年的62.1％下降到2008年的48.6％，出口總值占國內生產總值的比重由1978年的4.6％上升到2008年的32.7％。我國這種“輕消費”和過度“依賴出口”的經濟增長現象，不僅與消費在GDP中的比重不符，同時也危及我國經濟的長期發展。因此，目前我們的當務之急是擴大國內消費需求，實現投資、消費、出口協同拉動經濟增長。
（一）我國投資、消費、出口與經濟增長關系的研究現狀
國內學者對我國投資、消費、出口與經濟增長關系進行了大量的理論和實證研究。鄧彥（2006）利用SPSS統計軟件對我國1988－2003年的國民生產總值、社會固定資產投資、社會消費品零售總額、進出口凈額進行多元線性回歸分析，從而說明“三駕馬車”對我國經濟增長的貢獻大小，得出消費才是我國經濟增長的持久拉動力的主要結論［1］。許永兵（2006）通過數學模型驗證了三大需求與經濟增長的關系，指出三大需求的變化與經濟增長均呈正向密切相關關系，投資和消費都增加1%，則GDP分別增加0.265%和0.755%，消費對經濟增長具有決定性的主導作用［2］。賀鏗（2006）根據經濟增長理論和經濟發展戰略思想，研究中國經濟發展的歷史過程，在國際比較中探尋我國投資和消費的合理比例，為國家宏觀經濟政策的制定提供理論依據［3］。國家統計局課題組（2007）對我國投資主導經濟增長的深層原因及不良后果進行了深入剖析，并提出了經濟增長方式從投資主導型向消費主導型轉變的現實途徑［4］。吳先滿、蔡笑、徐春銘（2007）通過消費對經濟增長拉動作用的橫向和縱向比較，認為2001年以來我國消費需求不足、消費對經濟增長拉動力趨于弱化的局面不斷加劇。在借鑒國外增強消費拉動力的成功經驗，并結合中國經濟實際情況的基礎上，提出了增強消費對經濟增長拉動作用的政策建議［5］。徐振斌（2007）提出了增加農村居民消費拉動經濟增長的總體設想［6］。姜濤、臧旭恒（2008）以居民最終消費和GDP之間的關系為研究對象，運用單位根檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、協整理論和誤差修正模型等經濟計量方法對我國1978-2006年最終消費和經濟增長關系進行實證分析，結果表明我國居民最終消費和GDP兩個變量之間存在單向因果關系，居民消費是國內生產總值的格蘭杰原因，我國經濟增長在很大程度上得益于居民消費水平的提高，并且居民最終消費與經濟增長之間存在著比較穩定的長期均衡關系［7］。王宇新、王立平（2008）利用極值邊界分析模型(EBA)對中國投資、消費、出口與經濟增長之間的關系進行了實證分析，結果表明投資與經濟增長之間存在顯著關系,而消費、出口與經濟增長之間不存在顯著關系［8］。趙振全,袁銳（2009）運用可變參數模型分析消費增長率、投資增長率對經濟增長的動態影響，探討了合理消費率與投資率，并結合實證分析結果對今后經濟運行提出相應的政策建議［9］。
（二）研究述評
國內學者對我國投資、消費、出口與經濟增長關系進行了大量理論和實證研究，在理論研究方面主要集中在兩個方面，一是投資、消費、出口之間的比例關系；二是消費促進經濟增長的作用機制（主要是理論分析，實證分析的文獻不多）。在實證研究方面主要利用格蘭杰因果關系檢驗、協整理論和誤差修正模型研究了投資、消費、出口與經濟增長的關系，利用可變參數模型、聯立方程模型、投入產出模型、極值邊界分析模型測度投資、消費、出口對經濟增長的貢獻。國內外學者的研究為我們的研究提供了大量的文獻，奠定了很好的基礎。但有關投資、消費、出口與經濟增長關系的研究在某些方面有待進一步深入。主要表現在以下幾個方面：1.在研究消費與經濟增長關系時，要么研究居民消費與經濟增長的關系，要么研究政府消費與經濟增長的關系，將居民消費和政府消費作為一個整體來研究消費與經濟增長關系的文獻不多；2.在研究居民消費與經濟增長關系時，將居民消費分為城鎮居民消費和農村居民消費的文獻也不是很多。3.在研究投資、消費、出口與經濟增長的關系時，大多以時間序列為研究對象，從時間序列中進行分解出周期變動來研究投資、消費、出口的周期變動與經濟增長周期變動之間關系的文獻也不是很多；4.在實證研究方面，采用不同的計量方法得到了不同的結論，所以在計量分析中采用科學的方法尤其重要。目前大多數的計量模型采用傳統回歸分析，利用偏最小二乘法測度投資、消費、出口對經濟增長的關系的文獻也不是很多。因此，本文主要利用H-P濾波法來研究投資、消費、出口的周期變動與經濟增長周期變動之間關系，然后，將最終消費分解為城鎮居民消費、農村居民消費和政府消費，利用偏最小二乘法研究投資、城鎮居民消費、農村居民消費、政府消費、出口和產業結構對經濟增長的貢獻。最后，根據實證分析的結果提出相關政策建議。
二 我國消費、投資、出口與經濟增長
關系的描述統計分析
（一）投資、消費和出口的相關性分析
利用我國1978－2008年的資本形成率、最終消費率和出口占國內生產總值的比重三者之間的相關系數，其中最終消費率與資本形成率的相關系數為－0.86，最終消費率與出口占國內生產總值比重的相關系數為－0.94，說明最終消費率與資本形成率以及出口占國內生產總值比重之間存在顯著的負相關；資本形成率與出口占國內生產總值比重的相關系數為0.76，說明資本形成率與出口占國內生產總值比重之間存在較強的正相關。由此可以得出一個結論：我國在經濟發展的初期主要通過擴大投資需求拉動經濟增長，隨著經濟的發展和投資需求的擴大，帶動了出口需求，形成投資和出口協同拉動經濟增長，但抑制了國內的消費需求。為了保持經濟可持續發展，擴大國內消費需求，實現消費、投資和出口協同拉動經濟增長是我國經濟發展的必由之路。
（二）投資、消費和出口之間的因果關系分析
利用格蘭杰因果關系檢驗法得到資本形成率、最終消費率和出口占GDP的比重之間的因果關系（見表1）。
根據表1的結果可知，在5％的顯著性水平下，最終消費率是引起資本形成率變化的Granger原因，在10％的顯著性水平下，資本形成率是引起最終消費率變化的Granger原因，也就是說，在10％的顯著性水平下，最終消費率與資本形成率互為因果關系。在5％的顯著性水平下，出口占GDP的比重與資本形成率互為因果關系，最終消費率與出口占GDP的比重互為因果關系。正因為投資、消費、出口之間互為因果關系，為了使國民經濟持續健康發展，我國經濟增長方式盡可能快速地實現由投資和出口協同拉動經濟增長向消費、投資和出口協同拉動經濟增長轉變。同時我們可以得到結論：消費對經濟增長的作用機制表現為通過對投資和出口產生影響來促進經濟增長。
（三）三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動的分析
以1978~2008年我國三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動來分析我國投資、消費、出口與經濟增長的關系。消費是生產的最終目的，也是推動經濟增長的原動力，是拉動經濟增長最穩定、最有潛力的因素，實證分析也證明，1978~2006年期間，我國消費對經濟增長的拉動作用相對于投資和出口較強。但是我國最終消費率還有很大的上升空間，也就是說消費需求的增長還有很大的潛力，其對經濟增長的拉動作用也應該有很大的提升空間。當前，隨著國家擴大內需政策的逐步顯效，消費需求低迷的狀況有所好轉，但消費對經濟增長拉動作用的巨大潛力還沒有完全釋放，對經濟運行的調節能力還未得到充分發揮。因此，如何從最終需求入手，通過適度刺激消費，合理引導消費，促進消費需求回升，以增強經濟發展的持久活力，改善嚴重失衡的供求結構，實現消費與生產的良性互動，己成為經濟運行中需要研究的一個緊迫課題。
利用ADF檢驗法對1978~2008年我國三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動六個序列進行平穩性檢驗，結果見表2。根據表2的結果可知我國三大需求對國內生產總值增長的貢獻率和拉動六個序列都是平穩的隨機過程，這說明1978~2008間我國經濟增長基本是平穩的。在絕大多數年份，消費增長對GDP增長的貢獻大于投資增長的貢獻，并且這種貢獻結構具有一定的穩定性，2001年后，這種貢獻結構的穩定性被打破，出現了很大程度的反轉和波動。同時發現消費、投資、凈出口對經濟增長的貢獻具有一定的周期性，并呈現出此消彼長的態勢，其中凈出口對經濟增長的貢獻波動與投資和消費相比稍顯偏大，說明過分依賴出口拉動經濟增長具有較大的風險，是不可持續的增長。以上分析發現消費、投資、凈出口對經濟增長的貢獻具有一定的周期性，但規律性不是很明顯，因此，下面利用H-P濾波法分析投資、消費、出口和經濟增長的周期性及其相互關系。
三 投資、消費、出口和經濟增長的周期性
及其相互關系的分析
（一）數據的來源與處理
我們在分析投資、消費、出口和經濟增長的周期性及其相互關系時，將資本形成總額代替投資變量，將最終消費分解為城鎮居民消費、農村居民消費和政府消費，以1978~2008年的支出法國內生產總值（Y）、投資（X1）、城鎮居民消費（X2）、農村居民消費（X3）、政府消費（X4）和出口（X5）為樣本，并利用GDP平減指數樣本數據進行處理以消除價格因素的影響。然后，利用H-P濾波法對消除價格因素影響后的變量X1、X2、X3、X4、X5、Y進行分解，分別得到變量的周期變動序列CX1、CX2、CX3、CX4、CX5、CY（見圖1）。
圖1 變量的周期變動序列
（二）投資、消費、出口和經濟增長的周期性分析
根據圖1中變量CY的波動規律，在1978~2008年間我國經濟增長大致分為3個周期，1978~1988年為第一個周期，1989~1996年為第二個周期，1997~2008年為第三個周期。變量CX1的波動規律基本上和CY的波動規律相同，兩者的相關系數為0.8，這說明我國經濟周期的波動主要由投資波動引起的。變量CX5和CY的相關系數為0.58，但將變量CX5滯后一期得到CX5（－1），再計算CX5（－1）與CY的相關系數為0.88，說明我國出口波動對經濟增長的波動產生了明顯的滯后效應。相對于投資和出口來說，消費波動對經濟增長波動的影響較小，CX2、CX3、CX4和CY的相關系數分別為0.62、0.39、0.30，特別是農村居民消費和政府消費的波動對經濟增長波動的影響更小。根據以上分析得到如下結論：經濟增長過分依賴投資和出口拉動經濟增長存在較大的風險，是不可持續的增長，只有投資、消費、出口協同拉動經濟增長才能使經濟增長趨于穩定。因此，目前我們的當務之急是擴大國內消費需求拉動經濟增長。
四 投資、消費、出口對經濟增長貢獻
―基于偏最小二乘法的分析
（一）樣本的選擇與數據的處理
我們選擇1978－2008年的支出法國內生產總值（Y）、投資（X1）、城鎮居民消費（X2）、農村居民消費（X3）、政府消費（X4）、出口（X5）、產業結構指標（X6）為樣本，利用GDP平減指數對Y、X1、X2、X3、X4、X5消除價格因素的影響，并取自然對數分別得到序列LY、LX1、LX2、LX3、LX4、LX5。然后計算各變量之間的相關系數，結果見表3。
根據表3中的數據可知投資（LX1）、城鎮居民消費（LX2）、農村居民消費（LX3）、政府消費（LX4）、出口（LX5）、產業結構指標（X6）之間存在高度相關。如果以國內生產總值（LY）為因變量，投資（LX1）、城鎮居民消費（LX2）、農村居民消費（LX3）、政府消費（LX4）、出口（LX5）、產業結構指標（X6）為自變量建立回歸模型，必將使得模型出現嚴重的多重共線性，偏最小二乘法（PLS）可以有效地克服多重共線性。因此，我們利用偏最小二乘法測度投資、消費、出口對經濟增長貢獻。
根據經濟周期分析，在1978~2008年間我國經濟增長大致分為3個周期，1978~1988年為第一個周期，1989~1996年為第二個周期，1997~2008年為第三個周期。因此在利用偏最小二乘法分析投資、消費、出口對經濟增長貢獻時，將1978－2008年的支出法國內生產總值（Y）、投資（X1）、城鎮居民消費（X2）、農村居民消費（X3）、政府消費（X4）、出口（X5）、產業結構指標（X6）為樣本，分為三個子樣本，子樣本一為1978~1988年的數據；子樣本二為1989~1996年的數據；子樣本三為1997~2008年的數據。
（二）結果分析
1.偏最小二乘分析
本文利用軟件SIMCA－P實現偏最小二乘法,分別給出三個周期中國內生產總值的自然對數LY與6個變量投資的自然對數（LX1）、城鎮居民消費的自然對數（LX2）、農村居民消費的自然對數（LX3）、政府消費的自然對數（LX4）、出口的自然對數（LX5）、產業結構指標（X6）的標準化偏最小二乘回歸模型。
第一個周期（1978－1988年）的標準化偏最小二乘回歸模型（見式1）：
LY＾t=0.1714LX1t+0.1732LX2t+0.1722LX3t+0.1720LX4t+0.1724LX5t+0.158X6t（式1）
根據（式1）可以看出，城鎮居民消費的產出彈性最大為0.1732，投資的產出彈性為0.1714，排在最后一位，這正好與改革開放初期我國的消費率較高，而投資率較低這一事實相吻合；出口的產出彈性為0.1724，排在第二位。產業結構的回歸系數為0.158，第三產業的比重增加一個百分點，國內生產總值平均增加0.158個百分點。由此可知，在第一個周期中經濟增長主要依賴消費來拉動。
第二個周期（1989－1996年）的標準化偏最小二乘回歸模型（見式2）：
LY＾t=0.208LX1t+0.211LX2t+0.192LX3t+0.206LX4t+0.198LX5t+0.053X6t（式2）
根據（式2）可知，在第二個周期投資、城鎮居民消費、農村居民消費、政府消費、出口的產出彈性都有所提高。城鎮居民消費的產出彈性最大為0.211，但第二個周期中投資的產出彈性由第一個周期的最后一位上升到第二位為0.208，出口的產出彈性由第一個周期的第二位下降到第四位，農村居民消費的產出彈性由第一個周期的第三位下降到最后一位。產業結構對經濟增長的有所下降，三產業的比重增加一個百分點，國內生產總值平均只增加0.053個百分點。由此可知，在第二個周期中經濟增長主要依賴消費和投資拉動。
第三個周期（1997－2008年）的標準化偏最小二乘回歸模型（見式3）：
LY＾t=0.249LX1t+0.190LX2t+0.204LX3t+0.173LX4t+0.247LX5t－0.065X6t（式3）
根據（式3）可知，在第三個周期中，投資、出口、農村居民消費的產出彈性與第二個周期相比有所提高，投資的產出彈性上升到第一位為0.249，出口的產出彈性上升到第二位為0.247，農村居民消費的產出彈性上升到第三位為0.204，城鎮居民消費和政府消費的產出彈性有所下降，政府消費的產出彈性下降到最后一位為0.173。產業結構對經濟增長的影響由前兩個周期正的影響轉為負的影響。但從城鎮居民消費、農村居民消費和政府消費的整體效應來看，消費的整體效應超過了投資和出口。因此，擴大消費需求是我國經濟增長的根本動力。 從以上三個周期的分析中發現，投資、出口、農村居民消費的產出彈性有上升的趨勢，城鎮居民消費和政府消費的產出彈性先上升后下降，產業結構對經濟增長的影響呈現下降的趨勢。目前我國的投資和出口對經濟增長的拉動已經達到較高的水平，農村居民消費需求和產業結構對經濟增長的貢獻還有很大的提升空間，農村居民消費需求不足和產業結構不合理已成為制約中國經濟發展的主要瓶頸。由此可見，擴大農村居民的消費需求和調整產業結構已成當務之急。
五 實現投資、消費、出口協調拉動
經濟增長的政策建議
（一）擴大農村居民消費需求
由于城鎮居民消費和政府消費的產出彈性先上升后下降，農村居民消費的產出彈性有上升的趨勢，因此，在穩定城鎮居民消費和政府消費的同時，擴大農村居民消費是重中之重。
1.發展農村消費信貸。目前城鎮消費信貸業務發展速度遠遠高出農村消費貸款業務的發展速度，且農村消費貸款品種單一、結構失衡明顯。因此，可以加強以下幾個方面的工作：(1)加強對消費信貸業務的宣傳。以帶動農民增強消費信貸意識。(2)開發具有農村特點的消費信貸品種。農機具、家電、就學、醫療、住房是農村居民較大的支出項目，也是農村居民消費貸款的主要需求，金融機構可以發展與此相關的消費信貸業務。(3)改革消費信貸管理制度。發展消費信貸營銷網絡，最大限度地簡化貸款手續，方便農民貸款。
2.增加政府投入。首先確保扶持三農政策的穩定性、連續性，減輕農民負擔；其次，加大農業和農村基礎設施投資，加強農村消費市場設施和商業網點建設，拓寬消費品進入農村的渠道，改善農村消費條件。
3.完善農村社會保障體系。建立健全農村最低生活保障、養老、醫療等農村社保體系,妥善解決進城農民工社保問題；要把增加經濟適用房、廉租房投資和供給政策落到實處；積極穩步推進醫療衛生體制改革,從根本上緩解居民看病貴、看病難的問題。
4.規范和整頓農村市場秩序。首先嚴厲打擊農村市場制假售假、價格欺詐行為；其次，鼓勵企業有針對地開發、生產適應農村各類需求的、物美價廉的產品。
（二）調整產業結構
由于產業結構對經濟增長的影響呈現下降的趨勢，因此，產業結構的調整勢在必行。怎樣調整產業結構呢？首先理解消費結構與產業結構的相互聯系。產業結構建立在消費結構基礎之上，消費結構是影響產業結構產生、發展和變化的重要因素。隨著收入水平的提高，居民的消費結構必將逐步升級，從而帶動產業結構的調整和優化。因此，調整產品結構和產業結構,改進消費品的供給，培育不同消費群體，滿足市場需求是當務之急。目前的市場出現消費不足，不僅有需求方面的原因，也有供給方面的原因，必須在供給和需求的結合上采取措施。因此,要發揮流通的先導作用，及時反饋市場需求信息，引導生產企業積極開發適銷對路的新產品。特別要注重開發適合不同消費群體的新產品，滿足消費的個性化需求。
（三）優化出口商品結構
由于出口對經濟增長的影響呈現上升的趨勢，因此，我們在提高我國出口規模時,必須提高出口層次和水平。首先，依靠科技進步提高出口商品的質量、檔次和加工深度,不斷擴大技術含量高、附加值高的工業制成品出口比重,通過技貿結合,提高外貿發展的科技含量,促使外貿出口向集約型、效益型轉變。其次，實施名牌戰略。外貿企業要強化品牌意識，培植骨干出口商品，提高主營商品在主營市場的占有率；要注重產品開發和設計，增強對國際市場的適應性等等。
（四）調整優化投資結構
由于投資對經濟增長的影響呈現上升的趨勢，因此，在增加我國投資規模時，還要考慮投資結構的優化。首先，降低高能耗、高物耗、高污染、產能過剩行業的投資,支持有利于提高產業技術水平、有利于發展循環經濟、有利于加強薄弱環節的行業投資與建設，積極推進粗放型增長向集約型增長方式的轉變。其次，加強對新農村建設、文教衛生、服務業等薄弱環節的引導力度，從而達到改善投資結構、提高投資效率的目的。
［參 考 文 獻］
［1］ 鄧彥.投資、消費、進出口貿易對經濟增長貢獻的實證分析［J］.北京工商大學學報（社會科學版）,2006(2):11-15.
［2］ 許永兵.消費需求影響經濟增長的實證研究［J］.經濟與管理,2006(5):5-8.
［3］ 賀鏗.中國投資、消費比例與經濟發展政策［J］.數量經濟與技術經濟研究,2006(5):3-10.
［4］ 國家統計局課題組.如何實現經濟增長向消費拉動為主的轉變［J］.統計研究,2007(7):3-12.
［5］ 吳先滿,蔡笑,徐春銘.中外消費對經濟增長拉動作用的比較研究［J］.世界經濟與政治論壇,2007(3):119-122.
［6］ 徐振斌.增加農村居民消費拉動經濟增長［J］.宏觀經濟管理,2007(4):48-51.
［7］ 姜濤,臧旭恒.中國居民最終消費與經濟增長關系的協整分析［J］.管理現代化,2008(5):49-51.
［8］ 王宇新,王立平.中國投資、消費、出口與經濟增長關系的EBA模型分析［J］.統計與信息論壇,2008(1):38-41.
［9］ 趙振全,袁銳.消費與投資變動對我國經濟增長的動態影響［J］.吉林大學社會科學學報,2009(6):48-54.
［收稿日期］ 2011-02-16
1、經濟周期的相關理論研究
經濟周期是指經濟活動中出現的循環往復性的擴張和收縮，它是超越經濟體制和經濟發展階段而普遍存在于世界范圍內的一種經濟現象。對于經濟周期的核心問題，即經濟周期的誘因和傳導機制問題，不同的經濟周期理論有著不同的理解和回答。例如，貨幣主義的經濟周期理論認為主要是貨幣的擾動形成了經濟的周期波動，實際經濟周期（RealBusinessCycle）理論認為經濟的周期波動源于生產率的沖擊，而現代經濟周期理論的新發展則認為經濟的周期波動并不只是由單一某種因素來決定，他們往往在同一周期模型中同時考慮多種因素的影響。
2、周期波動的測量
無論是哪種經濟周期理論，都離不開對經濟變量周期波動形態的具體測量。這是因為經濟周期無法被直接觀測，其信息只能從可觀測到的宏觀經濟變量的數據圖中粗略地看出。由于經濟活動的復雜性以及影響因素的多樣性，如何測量經濟變量的周期性波動是一項非常復雜的工作。
目前，基本上存在兩種測量經濟周期的方法。第一種是由美國經濟研究所提出的經濟周期指標法，或者稱為景氣分析法。這種方法是按照一定的標準選擇一組能夠反映和標志周期波動的代表性指標并加以適當分類，然后再按一定的方法將各類指標合成為若干綜合指數來描述和分析經濟周期。由于本文只分析FDI這一個指標，所以這種方法不適用。第二種是經典統計時間序列方法。這種方法每一個經濟指標變量視為一個時間序列，按照計量經濟學中的時間序列方法加以分析。
一般來說，經濟變量的時間序列主要包含長期趨勢（T）和周期波動（C）的成分，即Yt=YTt+YCt.其中Yt表示某個經濟變量。時間序列分析方法測量周期波動的主要任務就是把經濟變量中的確定性趨勢YTt從變量中分離出來，從而得到真正的周期性波動因素YCt.
二、北京市外國直接投資呈現周期波動的特征
從1987年至2005年，外國直接投資（FDI）作為北京市吸引外資的主要形式大量涌入。外國直接投資為促進北京市經濟的快速增長以及北京地區的技術進步起到了非常重要的作用。因此，研究外國直接投資數量增長的特點對于北京制定和實施吸引外資的政策有重大的參考價值。
外國直接投資涌入北京的這個增長過程呈現出周期波動的特征。從圖1中可以大致看出，北京市外國直接投資大致呈現出三個周期。第一個周期，從1990年至1994年，北京地區FDI平均每年增長高達59.6%,是中國正式向市場經濟體制轉變，建立現代企業制度之前的高速增長期；第二個階段，從1995年到2000年，北京地區FDI平均每年增長率僅為4.3%,是FDI在中國加入WTO之前的猶豫徘徊期；第三個階段，從2001年到2005年，北京地區FDI平均每年增長19.8%,是中國加入WTO之后的穩定增長期。然而，這種周期的階段劃分是非常粗略的，更為科學的周期波動研究需要我們運用更為嚴謹計量經濟學方法來加以測量。
三、北京市外國直接投資周期波動的特點分析
1、周期波動的HP濾波結果
HodrickandPrescott（1980）首次使用H-P濾波法分析戰后美國經濟的周期波動情況。這種方法的主要原理就是使下式最小化（見高鐵梅的《計量經濟分析方法與建模--EViews應用及實例》）：
本文利用HP濾波方法，求出北京市外國直接投資的長期趨勢和周期波動項結果分別如下圖所示：
北京市外國直接投資經過HP濾波進行趨勢分解以后的數據表如下：
2、北京市外國直接投資周期波動的特點分析
結合圖2和表1的內容，可以清楚的看出，在1987-2005年的19年間，北京市外國直接投資經歷了三個半的周期波動過程，每個周期持續時間為5-7年。
第一個周期，從1987年至1993年持續7年時間。其中波峰在1988年，達到34403萬美元；波谷在1992年，低至-38427.9萬美元。這一輪周期從波峰到波谷的時期是一個相對緩慢下降的過程。
第二個周期，從1994年至1998年持續5年時間。其中波峰在1994年，達到36235.5萬美元；波谷在1997年，低至-1643.4萬美元。這個周期的特征是波動幅度不大，波幅很窄。
第三個周期，從1999年至2003年持續5年時間。其中波峰在2000年，達到35771.2萬美元；波谷在2002年，低至-64525.4萬美元。
第四個周期只出現了一半，從2004年開始至今，可以預測其波峰將出現在2005年或者是2006年。
北京市外國直接投資規模的周期波動與北京乃至全國當時的宏觀經濟波動形勢有一定的關系。從1993年開始，中國經濟增長進入了一個較快的加速期。這是導致在1994年北京外國直接投資快速達到波峰的重要原因，而直接原因是1992年以后中國提出了社會主義市場經濟理論，確立了社會主義市場經濟體制的改革目標。
由于經濟的過快增長以及比較嚴重的通貨膨脹，中國政府實施了以治理通貨膨脹為首要任務的宏觀調控，即所謂的“軟著陸”.經過近兩年的努力，宏觀調控的措施開始發揮作用，經濟“過熱”的局面得到控制，經濟增長率逐漸回落，通貨膨脹得到有效控制，到1995年9月中國經濟出現衰退跡象。由于此次宏觀調控沒有采取以往“急剎車”式的大動作，而是采取適度從緊的財政貨幣政策，以保證經濟平穩回落到適度增長區間，因此本輪周期的收縮相對溫和，經濟增長速度沒有出現前幾輪周期衰退階段那樣的急劇下降，即大起后的大落，而是平穩回落。這是導致1994年到1997年間外國直接投資逐步下滑但是下滑幅度不大的主要原因。
關鍵詞：科技創新；經濟；持續發展；促進
中圖分類號：F273.1 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3198（2007）09-0058-01
1 科技創新是提高資源利用效率的主要途徑
科技進步可以緩解資源的稀缺性程度:一方面，科技進步可以提高資源的利用效率，從而使最大可能的產量組合盡可能向生產可能性邊界靠近;另一方面，科技進步可以使幾年前還難以想象其利用價值的自然物成為今天寶貴的資源，這為人類突破資源供給的限制帶來了希望，從而使生產可能性邊界向外擴張，這種情況可以用圖1表示。
圖1表明，如果一個經濟社會的所有資源用于生產X, Y兩種物品，那么在一定的技術條件下可以生產AB生產可能性曲線所表示的任何兩種物品的組合，比如說M點所表示的x單位的X物品和Y單位的Y物品。科技進步后，同樣的資源投入，就可以使生產可能性曲線擴展到A′B′的位置。其中M′點的兩種物品的組合(x′，y′)要比M點的物品組合(x,y)多得多。
我國的資源狀況決定了經濟發展不可能走高耗、浪費、粗放經營的路子，而必須選擇低耗、節約、集約經營的道路。經濟增長是要靠要素投入和廣義的技術進步〔包括一切非資源因素所起的作用〕推動的。從理論上說，要素投入量的增長是有限的，而技術進步則是無限的。正因為科技進步可以使等量資源投入產出更多的產品組合，所以在面臨資源約束的情況下，必須從粗放型的增長方式轉化為集約型的增長方式，以保證資源的可持續發展。
2 科技創新是經濟增長的主要源泉
經濟增長是人類賴以不斷改善生活水平的基本條件。因此，古今中外都對經濟增長十分重視。經濟增長的基本因素是勞動、資本、科技進步和制度創新。而科技進步對經濟增長的貢獻是通過科技創新實施的。一項成果的科技創新，通過大面積的技術擴散，必然會導致產業結構、市場結構、外貿結構等方面的變化，同時又牽動新一輪的科技創新。如此循環往復，就會推動經濟可持續發展。因此，科技創新是經濟增長取之不盡的源泉?？萍紕撔聦洕鲩L的貢獻率隨著科技水平的提高呈現遞增趨勢。目前，在一些工業發達國家，以科技創新為核心的科技進步對經濟增長的貢獻率已達到60%以上。
3 科技創新是優化產業結構的主導力量
各國工業化的進程表明，任何一個國家經濟的持續、穩定、協調發展，都依賴于該國產業結構的升級。產業結構的升級意味著高技術的產業化，傳統技術得到適當的更替和改造;意味著勞動生產率和產出投入比例的不斷提高。產業結構的升級，以科技創新為前提和動因，因為每當有科技創新出現和創新不斷擴散到生產領域的各個方面，勞動對象、生產手段、生產結果都會發生質的變化，生產要素、生產條件、生產組織都要重新組合，其結果會進一步形成積累效應，必然造就、培育出新的高新技術組合，或者取代某些傳統部門，從而使一個國家的產業結構趨于高級化。
4 科技創新可以抹平經濟危機的周期
一項新的技術及其產品都有一定的周期性，要經過嬰兒期、成長期、成熟期和衰退期。如圖2 所示：
對于一個國家或整個社會而言，隨著技術周期的出現，其經濟也相應的出現一個增長曲線。從成長、高峰、衰退直至經濟危機。 但是，在市場機制的作用下，企業為了自己的
生存和發展，在前一個產品還處于成熟甚至成長期的時候，就拿出銷售額的5%～15%，投入新技術、新產品的研究與開發，新的產品又從嬰兒期、成長期開始上升。以此類推，一條條增長曲線相交，減緩了經濟增長走向低谷的趨勢，抹平了經濟危機的周期，所以說，在市場機制的作用下，科技創新抹平了經濟危機的周期，把經濟危機的周期變成了經濟增長的波
動，變成了經濟發展的節奏。
5 科技創新的進程決定著經濟增長的長期趨勢
1995年底，世界經濟合作與發展組織的一份研究報告“世界經濟200年”，把1820 -1992年的世界經濟發展分為五個階段，在這五個階段中，凡是經濟發展最好的時期，正是世界新技術革命發生的時期。中國科普研究所所長袁正光發現了這一現象，并增加了第六個虛擬的時期。
第一階段:1820-1870年，為“起步期”。英國一馬當先，世界人均產值增長40%。這一階段正好是蒸汽機革命時期，以及經濟自由化開始。第二階段:1870-1913年，為“和平繁榮時期”。美國崛起，經濟增長速度比前期加快1倍。這一階段正好是電氣革命時期。第三階段:1914-1949年，為“凄涼時期”，也稱“艱苦時期”。兩次世界大戰，一次經濟大蕭條，但經濟仍然增長40%。第四階段:1950-1973年，為“黃金時代”。美國一路領先，世界財富增長是上一階段的3倍，人均收入翻一番。這一階段正好是無線電、電子技術革命時期。第五階段:1973-1992年，為“調整時期”。兩次技術革命的間歇，世界經濟也呈明顯上升。第六階段:1993-2013年，為“更美好時期”。數字化信息革命將把世界經濟推向一個新。這雖然是一個預測的時期，但其趨勢已經十分明顯。
參考文獻
［1］馬凱. 樹立和落實科學發展觀，推進經濟增長方式的根本性轉變［J］.宏觀經濟研究，2004，(3).
［2］解振華. 關于循環經濟理論與政策的幾點思考［J］.環境保護，2004，(1).
［3］齊建國. 關于循環經濟理論與政策的思考［J］. 經濟縱橫，2004，(2).
[論文摘要]自主創新對區域經濟轉型有重要的驅動效應有其理論基礎。企業作為區自主創新主體，其自主創新活動可以推動經濟增長方式的轉變，驅動產業結構的調整和升級，確保了經濟持續發展的“永動力”，并直接影響區域競爭力和區域經濟的轉型。東北地區作為我國重要工業基地，在區域經濟轉型中必須注重企業自主創新的驅動效應。為此，必須從政府和企業等多層面發揮協同作用。
一、企業自主創新對區域經濟轉型產生驅動效應的理論基礎
（一）新古典經濟增長模型
新古典經濟增長模型是由美國 經濟學 家索洛，斯旺于20世紀50年代中期在批評和修正哈羅德-多馬模型基礎上發展起來的。1957年，索洛-斯旺在生產函數中引入技術進步因素，并給出一個總量生產函數：
y=akalb （1）
其中，a就是被肯德里克（j.w.kendr ick） 定義為全要素生產率的技術進步因子，它是促進生產函數變動的力量。由（1）式可以得出增長方程：
y/y=a/a+ak/k+bl/l （2）
于是，全要素生產率的增長率a/a為：
a/a= y/y-ak/k-bl/l
由以上公式可知，如果扣除資本和勞動量的增加對經濟增長的貢獻（ak/k+bl/l），一國的經濟沒有其它增長率，則該國屬于要素投入型經濟增長方式；如果有其它經濟增長率且對經濟增長的貢獻超過50%，則該國屬于技術推動型經濟增長方式。
（二）產業生命周期理論
區域生產周期取決于區域內主導產業的生命周期，在區域經濟中起帶動和促進作用的主導產業的發展與衰退直接關系到整個區域經濟的興衰。如果一個區域的主導產業處于迅速發展時期，則這個區域經濟處于興旺期，而一個地區的主導產業處于衰老期則這個區域經濟出現衰退或停滯。因此，區域經濟要想持續，穩定，健康的發展，必須在現行的主導產業部門出現衰退跡象時，改造原有的傳統產業或通過創新發展新興產業部門，成為第二代主導產業從而保證區域經濟持續增長。
（三）產品生命周期理論
產業內產品的生命周期決定產業生命周期。產品生命周期是由美國經濟學家弗農于1966年發表在《經濟學季刊》上的《產品生命周期中的國際 投資 和 國際貿易 》一文首次提出。產品生命周期理論認為，任何工業產品都具有一定的生命周期，即隨著生產和技術的發展，產品的技術密集程度會下降，且隨著產品技術密集度的變化，產品的生產會發生區間轉移，產品在生命周期內要經歷三個發展階段，即創新階段，擴展階段，成熟與成熟后期階段。
二、企業自主創新對區域經濟轉型的驅動效應
（一）企業自主創新驅動經濟增長方式的轉變
新
（二）企業自主創新驅動產業結構的調整
產業結構的調整是區域 經濟 轉型的重中之重，企業自主創新主要是通過技術創新推動傳統產業的改造和新興產業的興起，進而驅動區域經濟轉型。技術創新對傳統產業的改造主要表現在：由于技術創新，使投入傳統產業的各生產要素的比例發生變化，如從勞動密集型向技術密集型轉變從而降低 成本 ，增加產出?？梢哉f，技術創新對傳統產業的改造是通過產業間或內部的流動來實現的。
不斷增強自主創新能力，不但會提高企業競爭力，而且還會通過自主創新增加新產品，提高生產率，這就會在產業內帶動其他不部門自主創新。因為只有創新才能適應 市場 新需求，以及不同需求層次；同時，也會帶動產業鏈的延長，從而就會產生一些相關的新興部門，進而會產生一些新興產業。
三、推動企業自主創新的對策
（一）加大政府的支持力度
1．加大對科研經費的投入力度。由于自主創新的企業承擔巨大的 財務 風險，因此政府應加大科研經費投入，建立多元化投入機制，鼓勵企業自主創新，推動經濟發展。
2．建立健全 法律 保護制度。對企業自主創新的產品技術實行法律保護，健全專利制度并減少 申請 專利手續和費用，使創新者在國家的法律保護下，合法地擁有自己創新成果的權利，以取得應有的利益。
3．搭建產學研平臺。高校和科研院所是知識創新體系的主體，能為產業發展提供強大的技術源；是培養創新人才的主要場所。產學研聯合提升企業自主創新能力的重要途徑。
（二）加強企業自主創新能力
1．加強主體創新意識。企業要充分認識當前的形式，樹立危機意識，認識自己就是區域自主創新的主體，應具有強烈的創新愿望， 提高自主創新的主動性和自覺性。
2．建立創新激勵體制。一方面，企業要充分的重視人才，尊重人才，建立一個公平的競爭 環境 和營造充滿創新的氛圍。另一方面，從物質上，加大對創新人員的獎勵力度，從而激勵他們創新的積極性。
3．加大科研經費的投入。目前，我國大部分企業在科研經費上的投入都很少。因此，企業應從長遠的利益出發加大科研經費的投入，增強企業自主創新能力從而提升企業競爭力。
內容摘要：面對后金融危機時期人民幣的升值壓力，本文以經濟周期理論和實際匯率決定理論為指導，在闡述匯率變動與經濟周期之間的互動關系的基礎上，以1978-2009年我國實際GDP和人民幣實際匯率為例，實證考察兩者之間的長期互動關系。結果表明，經濟周期會引導匯率變動，但是匯率變動不直接影響經濟周期的方向和長度，經濟周期變動更多地受上一階段周期性質的影響。
關鍵詞：經濟周期 實際匯率 H-P 濾波 協整
目前，全球處于后危機時代，各個國家或地區的經濟發展都步入了一個新的階段，為了擺脫增長困境或是匯率變動的壓力，都開始慢慢關注匯率與經濟周期的關系。開放的經濟條件下，金融危機引發的經濟波動有其自身特點，匯率波動與經濟周期的互動作用的研究開始備受關注。本文以經濟周期理論和實際匯率決定理論為指導，在綜述和梳理經濟周期和實際匯率相關研究的基礎上，闡述兩者的互動機制，利用1978-2009年間中國實際匯率和經H-P濾波調整后的實際GDP，實證分析我國實際匯率變動與經濟周期的關系。
文獻綜述及問題的提出
許多經濟學家采用實證的方法對經濟周期階段與轉折點進行分析。石柱鮮（2007）構建了我國2007年前3個月的Logistic回歸經濟周期預測模型，初步確定了1991年以來的我國經濟周期基準日期。孫振（2009）在文章中利用1998年至2008年一季度中國GDP同比增長率對數的一階差分序列和兩區制馬爾可夫轉換模型，發現我國的經濟周期21個季度處于緊縮狀態，16個季度處于擴張狀態，共出現10次拐點。陳浪南和劉宏偉（2007）采用三區制馬爾可夫均值和方差轉移的二階自回歸模型將我國劃分為低速、適度和高速增長三階段。蘇汝 （2006）在研究20世紀90年代以來我國經濟周期中采用谷-谷法對進行經濟周期劃分。
許多學者的研究顯示匯率與產出之間存在積極、消極或不明顯的關系。Edwards （1989）運用樣本期內發展中國家的面板數據，分析實際GDP與貨幣增長、名義與實際匯率的回歸關系，認為貨幣貶值傾向于減少產出。Mills和Pentecost （2000）采用條件誤差糾正模型分析波蘭、匈牙利、斯洛文尼亞、捷克共和國的匯率對產出的影響，證明實際匯率貶值對波蘭經濟增長具有積極效應， 但對捷克共和國是消極效應，對其他兩國的影響不明顯。張學毅（2006）對比分析17個工業發達國家的經驗數據后，認為人民幣實際有效匯率對經濟增長呈現顯著的滯后影響。胡朋朋（2004）指出，當國內經濟啟動時，投資和生產資料價格上升，誘發大量進口，國際收支逆差導致人民幣匯率貶值，經濟周期收縮，因此貶值往往發生在經濟周期由盛轉衰的轉折點?？傊蠖鄶到洕芷诶碚撜J為，雖然有時匯率和經濟周期間的相關關系不明顯，甚至是負相關。但在匯率有比較大的波動時，匯率與經濟周期呈現明顯的正相關關系。
經濟周期和匯率互動關系
匯率是指兩種貨幣之間的比價或者兌換比例。我們平常所見的匯率都是銀行所公布的一種貨幣對另外一種貨幣的比價也就是名義匯率，只考慮名義匯率的變動不足以反映出一個國家商品的國際競爭力，因此用實際匯率來表示：RER=EX *(P*)/P ，RER是實際匯率，是調整物價變動以后的匯率，代表產品在國際市場上的競爭力。EX為采用直接標價法的名義匯率，P*和P則分別代表外國和本國的物價水平。短期內，當經濟處于上升期，由于對貨幣的需求增加，導致國內利率上升，內外利率差增大幣值趨于堅挺，反之亦然。與此同時匯率波動對經濟周期也具有一定的反作用，貨幣升值往往導致出口下降，從而抑制總需求的增長，貨幣貶值則會促進出口的增加，進而帶動總需求的增長。長期內，經濟的持續高速增長，將導致一個經濟體內部發生深刻的結構性變化，從而對匯率產生巨大的影響。這一過程中，一國的勞動生產率，產業結構、就業、國民收入、金融深化程度、經濟開放度等變量的變動一般都會引起實際匯率的調整。
另一方面，匯率的變動通過包括擴張和緊縮兩方面影響經濟周期。以匯率貶值為例，擴張效應是短期內匯率貶值能擴大出口產品和進口替代產品的生產，從而刺激總需求，中長期內匯率貶值能促進生產能力擴張，促進經濟持續穩定增長。緊縮效應是隨著貶值政府、企業和個人所欠外債將同比增加，從而減少開支造成經濟緊縮；其次，匯率貶值常常伴隨資本外流，導致經濟疲軟。另一方面，匯率升值會導致進出口商品以及進口替代品的相對價格上升，降低本國出口產品價格競爭力，抑制出口，增加進口，從而匯率升值對本國經濟是緊縮性的，同時伴隨著所謂的J曲線效應，因此緊縮作用將存在不同程度的時滯。匯率升值有一個價格雙向傳遞的過程，既傳向供方，也傳向需方，這取決于國際供需結構。從匯率傳遞的角度看，匯率升值的緊縮趨勢仍然存在，但緊縮作用的大小則與匯率傳遞的微觀機制密切相關。實證研究似乎顯示升值的擴張性效應是非主導性的，在我國升值的總體效應仍然是緊縮性的。
可見，從理論上看，匯率貶值對一國經濟周期階段影響不確定。如果擴張效應大于緊縮效應，該國經濟處于上升階段；反之，如果緊縮效應大于擴張效應，處于衰落階段。
實證研究
（一）相關數據的選取和方法的選擇
我國自1978年以來經濟增長趨勢非常明顯，所以不能直接采用產出的絕對變化值來判斷經濟周期，H-P濾波法綜合考慮了對數據的擬合程度和趨勢的平滑性，適合研究經濟發展不同時期長期趨勢可能出現變化的情況。首先對人民幣實際匯率水平和H-P濾波法測定的實際GDP進行描述分析，并在此基礎上運用協整方法分析人民幣實際匯率水平和H-P濾波后對數化的實際GDP間長期穩定的數量關系。
實際GDP的數據選擇剔除CPI（以1978年為基期）的年GDP平均值，實際匯率（RER）選取中國統計年鑒和金融統計年鑒公布的人民幣兌美元的名義匯率剔除CPI，得出我國從1978-2009年的實際匯率，進行數據分析。
（二）實證分析
1. H-P濾波。H-P濾波法是把由長期因素決定的增長趨勢從產出的時序數據中分離出來，以便獲得經濟周期數據的一種數據處理方法。對數化的實際產出（LNGDP）和實際匯率（RER）通過單位根檢驗可直接用H-P濾波，見圖1。
黑線表示實際產出數據序列，棕線表示通過H-P濾波法擬合的長期趨勢。從圖1可以看出，兩者總的變動方向是一致的。淺色線表示將原數據的長期趨勢分離后的短期趨勢，視為我國1978-2009年間的經濟周期。將人民幣兌美元的匯率作為匯率指標（RER），通過單位根檢驗后采用H-P濾波得到匯率波動的結果，見表1。
由表1知，實際匯率和經濟周期的擴張緊縮存在6對正向關系，4對反向關系，推斷兩者間存在一定程度的滯后關系，再對兩者的關系進行模型的量化衡量。
2.建立模型。本文采用在研究實際經濟周期中常用的協整方法，衡量實際匯率和H-P濾波后的實際GDP值的長期穩定關系。H-P濾波后的實際GDP值和實際匯率具有大致相同的變化趨勢，因此利用E-G兩步法進行檢驗，對數化的變量及其差分數列平穩性檢驗通過后，對變量Y和LNRER進行普通最小二乘回歸。估計結果顯示，R2的值判斷擬合程度不高，DW的值偏小，變量可能存在自相關，加入Y的滯后項AR（1）。序列E的單位根檢驗得到統計量小于臨界值，認為估計殘差序列E為平穩序列，可知兩變量有協整關系。模型的方程如下：
Y=0.052393LNRER+1.021205AR(1)+5.090423
R2=0.998150F=7555.160DW=1.527272
該模型具有較好的擬合度，實際匯率和實際GDP的變動有長期穩定關系，但影響系數較小，本期GDP的值主要受前期GDP大小的影響。對兩變量的互動因果關系進行考察，格蘭杰因果檢驗可知，直到滯后的第6、7期實際GDP才是實際匯率的原因，而且影響的系數偏小，但實際匯率不是實際GDP的原因。這與實際的狀況基本相符，即經濟的持續增長會導致貿易順差，從而影響匯率的上升，但是匯率的變動不會直接引起經濟的持續增長。
結論
第一，經濟持續增長（或者緊縮）引導匯率升值（或者貶值）。當一國在長期內處于擴張狀態，必然會存在升值的壓力，根據巴拉薩――薩米爾森的效應的推論，認為在經歷經濟發展的快速增長過程中，一國的可貿易部門相對于不可貿易部門勞動生產率提高，會帶來實際匯率的上升。所以，當經濟周期處于上升階段時，會引導實際匯率的升值，反之亦然。
第二，實際匯率在短期內對經濟周期沒有直接影響。一般的研究認為實際匯率的變化通過凈出口影響經濟的增長；一個國家的對外經濟部分的規模和比重越大，匯率變動對產出的影響越大。本文的研究表明，短期內實際匯率對經濟周期沒有直接的因果影響，可能是因為幣值的變動會影響實際收入和財富的變化，減弱幣值變動通過凈出口對總需求的影響，從而大大削弱實際匯率變動在短期內對經濟周期的影響。
第三，實際匯率長期內間接引導周期波動。長期來看，本期經濟周期受上一階段經濟周期的性質影響較大，匯率不直接影響經濟周期的方向和長度。短期內期待通過匯率的變動，改善和撫平經濟周期的變動，實現經濟周期的轉化是不合規律的。長期內匯率可通過對凈出口、FDI等對GDP產生影響，間接引導經濟周期的波動，所以順應經濟周期的匯率政策會一定程度上緩解經濟周期帶來的影響。
參考文獻：
1.Baxter，Marianne and Stockman，Alan C."Business Cycle and the Exchange Rate Regime: Some International Evidence."Journal of Money Economics，23,1989
2.Dellas，Harris."A Real Model of the World Business Cycle."Journal of International Money and Finance，5,1986
3.陳石清，謝璐.匯率變動對經濟增長影響的實證分析[J].財經理論與實踐，2008(9)
4.崔友平，金玉國，張遠超.我國經濟周期的歷史考察及宏觀對策[J].當代經濟研究，2005(2)
5.范金，鄭慶武，王艷，袁小慧.完善人民幣匯率形成機制對中國宏觀經濟影響的情景分析―一般均衡分析[J].管理世界，2004(7)
6.廖國民，鄭東.人民幣匯率變動對經濟增長的影響分析[J].金融經濟，2006(4)
7.石柱鮮，黃紅梅，劉俊生，牟曉云，王立勇.2007年我國經濟周期波動分析與主要宏觀經濟指標的預測―利用Logistic回歸模型的分析[J].數量經濟技術經濟研究，2007(6)
8.蘇汝.20世紀90年代以來我國經濟周期劃分及特征分析[J].經濟理論與經濟管理，2006(1)
關鍵詞：經濟周期；經濟周期理論；特征；啟示
一、 經濟周期主要理論
凱恩斯對經濟周期波動的解釋歸結為《通論》中提出的邊際消費傾向、資本邊際效率、流動性因素，這些因素導致了人們消費需求、投資需求的降低，從而使得有效需求不足，導致了短期中出現衰退。在凱恩斯主義經濟周期理論中，美國經濟學家P?薩繆爾森的乘數-加速原理相互作用理論是一個非常有代表性和影響力的模型。其乘數-加速原理的主要思想是投資數量的增長會通過乘數作用使收入和產量的增加，而收入和產量的增加以后，將引起消費的增加，消費品數量的增加又會引起投資的再增加。而且這種投資增長的速度要比收入或供給增長的速度快，收入或消費需求的增加必然引起投資若干倍的增加，經濟處于擴張期；反之，收入或消費需求的減少必然引起投資若干倍的減少，社會處于經濟周期的衰退期。
二、我國經濟周期波動的原因分析
1.投資是導致經濟波動的主要原因。投資率的劇烈波動導致經濟的一冷一熱，經濟周期即表現為短促的擴張期和較長的衰退期。投資是中國經濟增長拉動的主要動力，粗放式投資大量增加，使得中國的投資率歷年增高。固定資產投資的大幅度波動引起了經濟的波動。全社會固定資產投資2004年達到70477.4億元，而2005年增至88773.6億元，增速達26.0％，到2007年上半年，全社會固定資產投資54168億元，同比增長25.9%。較高的投資增長拉動了國內需求的增長，但高水平的投資不可一直持續，當其下降時即會導致GDP的劇烈波動。
2.物價波動是經濟波動的另一原因。商品和服務價格的變動能夠反映商品的供需狀況，價格的變動直接影響人們的日常消費和生活，人們會選擇消費或不消費，這直接會沖擊我國經濟市場。
3.貨幣供給量的變動對我國經濟周期的影響。隨著中國經濟貨幣化程度的提高，貨幣因素對經濟波動的影響日趨明顯。貨幣供應量的增減幅度直接關系到經濟波動的程度。
4.世界經濟周期波動對中國經濟波動的影響。改革開放以后,隨著中國與世界的聯系越來越緊密，特別是中國已加入WTO以后，融入了國際市場，世界經濟的波動將會對我國經濟波動產生更深遠的影響。
三、我國經濟周期波動帶來的啟示
1.抑制投資增速過快。當前中國宏觀的重要任務是抑制投資增長過快，近幾年來，中國部分行業發展迅速，如中國房地產產業蓬勃發展，但是城市各處樓盤眾多，而作為人數眾多的工薪階層來說，真正能買上一套房的人卻不多。國家和地方政府要繼續落實和完善對房地產行業的調控，防止其不健康發展。還有諸如采礦業、制造業的投資增長都有些過快。
2.穩定中國物價，恰當控制貨幣供給量。近段時間，除了豬肉漲價外，很多商品和服務在短時間都大幅度的上漲。隨著物價的上揚，人們選擇了把存款進行投資，盡管在刺激國內需求方面有一些成效，但是股市資金的膨脹，市場上貨幣流量的增多，不利于經濟的平穩發展，應當提高銀行利息率和證券的收益率，防止居民從銀行和證券市場大量變現，導致大量現金流入市場。
3.優化經濟發展結構，建立良好的經濟運行機制。以提高經濟效益為中心，以經濟結構優化為基點，確保經濟的適度增長速度。促進經濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費、投資、出口協調拉動轉變。在市場經濟條件下，必須要建立和完善我國現在的經濟運行機制，進一步促進經濟快速的、持續的、穩定的增長，實現速度、利益、結構三者協調發展，借助于宏觀調控力量避免經濟的大起大落。
4.重視國際經濟波動對中國經濟的影響。必須重視國際社會出現的經濟波動，研究相應的對策措施，緩解國際經濟的起落對我國經濟的沖擊。
作者單位：西南大學經濟管理學院
參考文獻：
[1]劉樹成.中國經濟周期研究報告[M].社會科學文獻出版社,2006.3：72-73.
[2]嚴忠,劉亞琴.對中國現階段所處經濟周期的認識與分析[J].數量經濟技術經濟研究,2003,12:39-40.
[3]盧嘉瑞,徐圣銀.論改革開放以來中國經濟的周期性波動－兼論第五個經濟周期[J].經濟評論,2002,1:67-68.
關鍵詞：北京 經濟 周期
中圖分類號：C812 文獻標識碼： A 文章編號：1006-5954（2012）09-58-04
從2007年到2011年，北京地區生產總值由9846.8億元增加到16251.9億元，年均增速（實際增速）10.4%；人均GDP由7903美元增加到12643美元，年均增速（名義增速）12.5%。根據世界銀行2010年關于中等收入國家與高收入國家劃分標準（人均國民總收入GNI為12276美元），北京已邁過中等收入門檻；根據錢納里理論1（人均GDP達到12000美元），北京已經進入了后工業化階段。
在經濟總量擴大的同時，北京加快轉變發展方式，努力提高自主創新水平：2007～2011年，第三產業增加值由7236.1億元增加到12363.1億元，占GDP的比重由73.5%增加到76.1%，其中生產業由4425.2億元增加到8124.8億元，占GDP的比重由44.9%增加到50%；萬元GDP能耗由0.64噸標準煤下降到0.44噸標準煤，水耗由35.34立方米下降到22.5立方米，均居全國前列；文化創意產業由1008.3億元增加到1989.9億元，占GDP的比重由10.2%增加到12.2%；北京經濟已經在“量”和“質”兩個方面都邁入了新階段。
北京經濟發展迎來新階段的同時，也站在一個新的十字路口，遇到了新的問題和挑戰：自2010年1季度以來，GDP增速整體呈下行趨勢，2012年1季度GDP增長7%，創下自2009年2季度以來的新低，也低于全年目標值1個百分點，北京經濟是不是已經開始進入一個相對較慢的增長階段？ 2007年以來，北京對首鋼等一批大型企業實施搬遷改造，主動調控汽車、房地產業發展，在對這些產業調整的同時，如何根據轉變發展方式的要求挖掘新經濟增長動力？北京市第十一次黨代會提出今后北京要成為具有世界影響力的科技文化創新之城，實現這個目標的路徑是什么？本文從國內外經濟環境及北京經濟發展的現狀出發，對這些問題進行縱深分析，闡述如何在新階段實現北京經濟“穩”的基礎扎實，“進”的道路寬廣。
一、“緩”的原因分析
（一）當前經濟處于周期波動的底部
任何一個市場經濟體經濟增長都是在擴張和收縮的交替運動中實現的，即宏觀經濟運行中存在經濟周期。經濟周期的長度是衡量其特征的最重要指標之一。通過對1978～2011年北京GDP增速的譜分析，我們得到北京經濟增長的周期為4～5年，這與很多學者對我國經濟周期的測算一致。根據經濟周期理論，每個周期可以劃分為繁榮、衰退、蕭條、復蘇四個階段。2008年，由于金融危機的影響，北京經濟出現下滑，進入周期運動的衰退和蕭條階段，2009年在經濟刺激政策作用下，經濟增速開始反彈，2010年繼續保持平穩較快增長，經濟增長進入周期運動的復蘇和繁榮階段；2011年起，在國內環境影響和主動調控作用下，經濟再次進入衰退階段，2012年1季度進入蕭條階段，也就是周期運動的底部（見圖1）。因此，當前經濟增速放緩的一個重要原因是經濟周期波動的影響。
（二）國內外環境的影響
2008～2012年，全球經濟5年內先后經歷金融危機和債務危機，經濟復蘇磕磕絆絆，這嚴重打擊了投資者的信心，并引發全球風險偏好大幅下降和需求減弱。根據國際貨幣基金組織（IFM）今年4月份的預測，2012年全球經濟增速為3.5%，低于上年0.4個百分點，歐元區增速為-0.3%，將出現金融危機以來的首次衰退。歐洲經濟衰退通過貿易、金融、大宗商品價格和投資信心等渠道直接影響到中國經濟增長，如2012年1～6月，中國對歐盟出口增速下降0.8%，出口總量也由去年同期的第一位降為第二位。同時，中國在2008年金融危機時出臺的大規模刺激計劃對經濟增長的作用呈現出一定的脈沖效應，即短時間內經濟由回落轉向較大幅度觸底反彈，但持續性不強，隨著政策作用的減弱，經濟增長隨之回落，整體呈現倒“V”字型走勢（見圖2）。在內外雙重因素的影響下，2012年中國經濟增速將有所放緩。根據IFM預測，中國GDP增速為8.0%，這不僅低于上年1.2個百分點，也低于2009年金融危機時1.2個百分點。
由圖2可知，2007年1季度以來，北京經濟走勢和全國基本一致，二者相關系數達到0.81。這是因為北京作為一個區域，其經濟走勢必然受到外部環境的影響，特別是受全國經濟走勢的影響。2010年1季度以來，全國經濟持續下行，這不可避免地對北京經濟增長產生負面影響。
（三）北京經濟處于轉型的陣痛期
