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改革开放以来，山东经济飞速发展。为了更好地理解山东经济发展的各个影响因素，笔者对影响山东经济增长的各个因素做一浅析，以期更好地运用各个因素来发展山东经济。
一、经济增长理论
（一）经济增长定义。宏观经济学中，经济增长通常被规定为产量的增加，这一产量既可以表示为经济的总产量，也可以表示为人均产量。经济学家们通常是通过GDP（或GNP）和人均GDP（或人均GNP）来测量经济增长的。所以，经济增长在统计上反映为GDP（或GNP）或其人均值的持续上升。
（二）经济增长与经济发展。经济增长与经济发展是经济理论和实践中频繁出现的两个词语。如果说经济增长是一个“量”的概念，那么经济发展就是一个比较复杂的“质”的概念。经济增长通常意味着某经济总产出（如GDP）的扩张。而发展的定义，很大程度上是个哲学的问题。发展包含经济增长和社会进步，它追求的是通过物质现实和精神状态的改善，过上美好的生活。增长虽然是发展的手段和核心内容，但不等同于发展。不少发展中国家经历过“无发展的增长”，GDP虽然增长了，但人们的生活质量却没有得到改善，分配不均、自然环境恶化等问题日益突出。
（三）影响经济增长的因素。经济增长是一个复杂的社会经济现象，影响经济增长的因素很多，既有“软”因素，如区域文化、思想观念、生活习惯、价值观、道德观、创新与守旧意识、意识形态等方面的差异。也有“硬”因素，如区位优势、历史沉淀、政策因素、制度因素等。因此，要完全找出影响经济增长的因素几乎是不可能的。本文主要就一些影响经济增长的可靠量化的因素进行分析，找出这些因素对山东经济增长的贡献。
二、模型估计
（一）建立模型。我们用索洛经济增长模型来研究经济增长，首先必须确定产出和资本、劳动投入指标的选取和测算。只有确定了这些指标和测算方法，才能得出所需的数据资料，然后才能利用模型对现实经济增长进行分析。
本文以宏观经济理论中的柯布-道格拉斯生产函数Y=AKαLβ为基础，A表示技术，K表示资本，L表示劳动力，α、β分别为产出的资本弹性和劳动弹性，对上式两边取对数，得出索洛经济增长模型GY=GA+αGK+βGL。此式说明经济增长率GY取决于资本增长率GK、劳动增长率GL、产出中的资本份额α、产出中的劳动份额β及技术增长率GA。表1是1991～2006年山东GDP、固定资产投资额、就业人员数的历史数据。（表1）
运用EVIEWS软件，利用表1的数据对模型进行回归分析，结果如表2所示。（表2）
（二）模型检验。该模型为索洛经济增长模型，符合经济意义。拟合优度检验：由表2中的数据可以看到，修正可决系数为0.991670，故模型对样本的拟合度很好。F检验：由表2可得F=893.8237，由于F=893.8237＞Fα（2，13）=3.81，故回归方程显著。T检验：由表2中的数据可得GA^、α^、β^对应的t统计量分别为-4.973288、11.38509、6.032217，其绝对值均大于t0.025（13）=2.160，这说明回归系数不为零。
从得到的经济增长函数可以看出，产出的资本弹性和产出的劳动弹性都是比较大的。资本弹性α=0.506201，劳动弹性β=2.248511，说明1991～2006年山东GDP的增长主要是靠加大资本的投入和劳动的投入，并且可以看出α+β远大于1，说明山东经济增长处于规模收益递增的阶段，因此加大资本和劳动投入，加快了经济的增长。
三、测算结果
平均发展速度是各个时期环比发展速度的序时平均数，说明社会经济现象在较长的时期内速度变化的平均程度。平均发展速度与平均增长速度指标的数量关系是：
平均增长速度=平均发展速度-1
本文中平均发展速度是各个时期环比发展速度的平均数，山东产出、资金和劳动力的年平均增长速度均按平均法计算，以产出为例，计算公式为：
Y=｛［Yt÷Yo］^（1/t）－1｝×100%
Yt：计算期t年的产出；Yo：基期的产出。
测算1991～2006年山东GDP的年平均增长速度、资金的年平均增长速度和劳动的年平均增长速度。根据以上公式得：
山东GDP的年平均增长速度
=｛（22077.36÷1810.54）^0.0625－1｝×100%=16.9%
山东资金的年平均增长速度
=｛（11136.06÷439.82）^0.0625－1｝×100%=22.38%
山东劳动的年平均增长速度
=｛（5960.0÷4219.3）^0.0625－1｝×100%=2.18%
由表1可计算得到1991～2006年山东GDP的年平均增长速度GY=16.9%、资金的年平均增长速度GK=22.38%和劳动投入的年平均增长速度GL=2.18%。由公式GY=GA+αGK+βGL可得，资本对山东GDP增长的贡献αGK＝11.32%，劳动力投入对山东GDP增长的贡献βGL＝4.90%，技术进步对山东GDP增长的贡献GA＝GY－（αGK+βGL）＝0.68%。如果用贡献率表示，则在山东1991～2006年年平均16.9%的GDP增长率中有66.98%来自资本的投入，29.0%来自劳动的投入，只有4.02%是除资本和劳动以外的综合要素的贡献。
四、政策建议
第一，由结果看出，山东劳动力资源丰富是经济增长的有利因素，尤其是对劳动密集型产业。但素质低下的劳动力造成就业的困难，也制约了经济的增长。因此，要重视劳动的投入。劳动力的投入不仅仅是劳动者数量的投入，更重要的是劳动者质量的投入，这就要求重视对劳动者的高等教育，并加强对技术人员的技术培训，培养高技术人员；另一方面要重视公民的保健及饮食，改善公民的生活水平，这些对提高生产率有着不可替代的重要性。
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2．1研究方法本文采用的数据是时间序列，其变量往往是非平稳的，变量间有可能出现伪回归现象．协整理论是处理非平稳时间序列的一个重要方法，本文将以此理论作为研究基础．首先根据Dickey和Fuller提出的残差序列相关的ADF单位根法检验变量的平稳性，对于非平稳的变量进行差分处理使之平稳；其次，若变量间是单整的，则利用Johansen提出的协整检验（JJ检验）来检验这些变量间的长期均衡关系；最后，得出协整检验的结果后，将进行方差分解，以分析变量之间关系的强度．2．2指标辨析和数据来源基于上述研究假设和研究方法，本研究用到的指标主要有：农民创业水平、分工水平、交易效率、农村经济发展和农民收入．将1990－2011年作为样本区间，为消除价格因素和异方差的影响，涉及到的宏观变量指标均以1978年为基期物价指数进行调整，并对其取对数．1）农民创业水平（X1）根据国外已有的研究，一般用创业率来衡量区域的创业活跃程度．通常有两种方法：劳动力市场法和生态学研究法．生态学研究法忽略了企业的规模故应用较少，而劳动力市场法应用较多．因此本文采用劳动力市场法的TEA指标，其含义是每100名18～64岁的成年人中参与创业活动的人数．由于农民创业的形式多为在个体企业和私营企业中就业，所以本文选择《中国统计年鉴》中在私营企业和个体企业中的就业人员数作为分子，由于《中国统计年鉴》中没有18～64岁的乡村从业人员，故选择与其最为接近的15～64岁的乡村从业人员数作为分母．X1＝（乡村私营企业数＋乡村个体户）／15～64岁的乡村就业人员数（1）2）交易效率（X2）交易效率的高度取决于交易成本．文献［23］将交易成本分为外生交易成本与内生交易成本，前者主要来自制度、法律、产权等人为的因素，后者主要取决于技术、自然地理与基础设施等因素［23］．考虑中国的实际情况和数据的可获得性，借鉴文献［24－25］关于农村交易效率的研究范式，本文将与农户创业相关的交易效率分为以下4个维度，并采用主成份分析方法从原来多个具有一定相关性的指标中提炼出一组较少且相互无关的指标代替原指标，具体见表1．数据来源《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国农村全面建设小康监测报告》、《中国农村住户调查年鉴》、《中国教育经费统计年鉴》．3）农村分工水平（X3）分工水平在统计上没有对应指标，其度量成为实证中的难点．根据文献［14］的研究，分工水平越高，则贸易类数额越大，因此本文用农村批发零售额增加值来间接反映分工水平．为避免物价影响，用农村人均真实批发零售额占同期农村GDP的比例来代表分工水平．4）农村经济发展（Y1，Y2）农村经济的发展主要体现在农业的增长和农户收入增加．采用DEA－malmquist非参数法对我国农业全要素增长率（Y1）进行测算［26］，农户收入采用农村人均真实收入（Y2）．
3实证检验结果与分析
3．1变量的平稳性检验利用Eviews6．0软件，采用ADF方法进行各变量的单位根检验，从表2的检验结果可知，总体上，原始变量都是非平稳的，但是各变量的一阶差分形式均是平稳形式，其中Δ（X1），Δ（X3×X1）在5％的水平上显著，其余变量均在1％的水平上显著．各变量都是一阶单整I（1）序列，因而可以检验这些变量间的协整关系．3．2协整检验由于本文的样本容量较小，而Johansen（JJ）检验具有良好的小样本性质，因此，本文采用JJ检验判断各变量间是否存在协整关系，并进一步确定各相关变量间的符号关系．由表2的单位根检验结果得知多数变量均含有常数项和趋势项，相应的协整方程也应该包含常数项和趋势项，具体检验结果见表3～5．式（2）中，X1，X2的系数为正，表明创业和交易效率均正向促进分工演进，但是X1的系数远大于X2的系数，说明创业促进分工的效应强于交易效率，假说H1，H2均得到验证．结合式（3）和式（4）分析：式（3）、式（4）中X1的系数分别表明每百名农民中增加1人创业，能够带动农业全要素增长率增加0．07单位，带动农民人均实际收入增加5．83％，农户创业有效促进了农业和农民人均收入的增加，假说H3得到验证．X3×X1的系数均比较显著，说明分工对创业之于农村经济发展的调节作用显著，假说H4A得到验证；对比之下，X2×X1的系数很小，表明交易效率的调节效应甚微，假说H4B未得到支持．说明农户创业过程中的交易效率甚低，交易成本过高．可能的原因与交易指标的选择有关．2012年城乡收入比虽略有下降，但仍超过3．0．2011年底农村每万人拥有乡镇个数0．62个，城乡财政教育经费投入比约为1．6，农业贷款占金融贷款比重为6％，而农业在GDP的比重约为10．2％．农业生产的基础设施薄弱、农场土地、人力等生产要素供给不规范等都增加了农户创业的交易成本．3．3Granger因果关系检验Granger（1987）指出，如果变量之间是协整的，则至少存在一个方向上的Granger原因．序列X3与X1，X2之间，Y1与X1，X2，X3之间，Y2与X1，X2，X3之间存在协整关系，所以可进一步研究农户创业、劳动分工和农村经济增长之间的关系．由表6可知，第一，在5％的显著性水平上农户创业水平滞后3期是引起农村分工的单向Granger因，在1％的显著性水平上，交易效率滞后3期是引起农村分工的单向Granger因，但分工并没有促进交易效率的提升；第二，在1％的显著性水平上，农户创业滞后3期是引起农户增收的Granger因，在5％的显著性水平上，农户增收滞后3期是农户创业的Granger因；第三，在10％的显著性水平上，农户创业滞后2期是农业生产效率的Granger因，由此可以看出，农户创业水平的前期信息能够影响农村分工的演进，促进农户增收和农业生产效率的提高，同时，农户收入的前期信息能够进一步促进农户创业．3．4方差分解JJ协整检验仅仅能说明这种变量之间的关系，但不能说明这种关系的强度．因此，本文利用前面确定的VAR模型进行方差分解，从而了解各方程信息对模型内生变量的重要性．三组变量的方差分解结果见表7．分解结果表明：农民创业对农业分工的贡献率从滞后4期开始稳定在11％，交易效率对分工的影响较小，滞后4期的影响仅有2％；创业对农村人均收入的影响在滞后3期后才有表现，但其后增加迅速，滞后6期时达到14％，最终稳定接近17％，分工与创业的联合作用更为显著，滞后3期已经达到15％，最后稳定在40％，创业与交易效率的联合作用仅有5％～10％；出乎意料的是，创业对农业全要素增长率的影响在滞后2期后到达53％，其后基本稳定在40％，分工和创业的联合作用，对农业全要素增长率的影响最终在20％左右，而交易效率对其影响很弱，且在不稳定状态中存在下降趋势．
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1.模型与数据。本文选用双对数生产函数模型，对农业基础设施建设与农村经济增长之间的动态关系实施实证分析，其基本模型为：LnY=β1nx1+β2nx2+β3nx3+μ。在此模型之中，被解释变量Y为农村经济发展的变量，分别代表了农业生产、非农业生产以及农民群众收入等三大变量，解释变量X1、X2和X3是分别对应于各个不同发展变量的基础设施，而μ则属于随机误差项，β1、β2、β3是需要加以估计的回归系数，分别体现出不同基础设施对于农村经济发展所产生的影响程度之差异。
2.研究结果。使用SPSS11.5统计软件，对以上计量模型实施统计测算，所得到的结果具体如下。
2.1农业基础设施发展和农业生产关系的测算结果。Ln（AY）=-6.508+0.821Ln（ROAD）+0.184Ln（ELEC）+1.934Ln（EDU）（R2=0.875，F=66.229）。该回归式测算出农业基础设施对于农业生产所产生的影响度。被解释变量AY表示的是各省（市、自治区）的农业总产值，数据来源于《中国统计年鉴1997》，而三个解释变量ROAD、ELEC以及EDU表示的则是各省（市、自治区）农村公路里程、农村用电总量以及平均受教育年份，前面两项数据来源于1996年全国农业普查的相关数据，而最后一项平均受教育年份则是依据农业普查中关于农村住户从业人员中文化程度的构成百分比所统计的数据，并且给予其以各不相同的文化程度年限权重之后实施加和运算之后所得到的。因为缺少的数据比较多，而山西省的数据进行分析之后属于样本奇异值，因而以上两个样本均予以排除，这样一来样本数量达到了28。研究结果显示：本方程的整体显著性良好，拟合优度也相对较高，调整R2达到了0.875之多，这充分证明了本模型具备了比较好的阐释能力。以上三个回归系数全部通过了5%的显著性验证，这就证明了农村道路、电力以及教育等三大类基础设施对于全国范围内农业生产发展所具备的统计学影响。其中，教育基础设施的贡献最为显著,道路设施则比电力设施发挥了更大的作用。据测算，在别的条件不可改变的状况下，农村公路的里程数、农村用电总量以及平均受教育年份每提升1%，那么农业总产值就会分别提高0.821%、0.184%以及1.934%。以上三种基础设施产出弹性之和大于1，这就显示出农村基础设施发展在农业生产中的规模经济效益。
2.2农业基础设施发展和非农生产关系的测算结果。Ln（NY）=-4.297+0.229Ln（ROAD）+0.856Ln（ELEC）+3.259Ln（EDU），AdjR2=0.909.F=90.993。本回归式计算出了农业基础设施对于非农业生产所产生的影响程度大小。其中，被解释变量NY所表示的是各省（市、自治区）乡镇企业的总产值，以上数据源自于《中国乡镇企业统计资料（1978—2012）》。解释变量和来源与前一回归式相同。由于与湖南缺少乡镇企业的产值数据，因而被排除于统计之外，样本总数同样是28。测算的结果意味本方程的整体显著性偏好，拟合优度相对较高，调整R2达到了0.909，这就证明了模型解释能力相当强劲。ROAD回归系数已经通过10%的显著性验证，而ELEC与EDU回归系数则通过了达到1%水平的显著性验证，这就证实了我国农村道路、电力以及教育基础设施等对于农村非农生产的发展具备了统计学的明显影响，其中教育基础设施所具有的贡献是最为突出的，但是和以上回归结果有所不同的是，电力设施要比道路设施在非农业生产领域之中能够发挥出更加突出之作用。在别的条件无法改变的状况下，农村公路的里程数、农村用电的总量以及平均受教育年份每提升1%，那么乡镇企业的总产值就会分别增加0.229%、0.856%以及3.259%。以上三类基础设施产出弹性的总和一样是大于1的，这就展示出我国农村基础设施的发展在农村非农生产之中所具有的规模化效益。
2.3农村基础设施和农民群众收入关系的测算结果。Ln（NI）=4.552+0.336Ln（EDU）+0.103Ln（AROAD）+0.293Ln（ATEL），Adj.R2=0.878，F=65.667。这一回归式能够测算出农业基础设施对于农民群众收入所产生的作用机制。其中，被解释变量NI所表示的是各省（市、自治区）农村居民家庭的人均纯收入，这些数据源自于《中国统计年鉴2007》。解释变量为农业基础设施的平均值，分别用AROAD、ATEL以及EDU来表示各省（市、自治区）的公路密度（km/10000km2)、每万人的电话拥有量以及平均受教育年份，这些数据均来源于农业普查。在排除了与海南两省缺失的数据之后，样本的总数是28。测算的结果意味着本方程的整体显著性偏好，拟合优度相对较高，调整R2达到了0.878，这就证明了模型具备了相当好的解释能力。AROAD以及ATEL的回归系数均在1%以上呈现出水平显著状态，而EDU的回归系数在则在15%以上才呈现出水平显著的状态，这就证明了我国农村道路、通讯设施以及教育基础设施均在提升农民群众的人均收入上具备了明显的统计学影响。这和前面两项的测算的结果保持一致，而教育基础设施之弹性系数还是高居首位，但是其解释能力已经有了明显的降低。以上三类基础设施之回归系数总和均小于1，证实了存在着本模型所难以解释的其他因素也会影响到农民群众的人均收入得到提升，比如，国家提升粮食收购的价格、大量农民进城务工等诸多因素均有可能对农民群众收入的提升产生积极的影响。
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1 近年来我国三大产业结构的变化
自进入21世纪后，我国分别以2004年、2008年与2013年12月31日为时点开展了3次大规模的经济普查。根据普查结果，国家统计局在对原有GDP总量数据进行修正的同时，公布了三大产业的就业数据，为分析经济增长与就业增长之间的关系提供了必要的数据基础。详见表1。
从增加值结构和就业结构变化上来看（表2），工业化和城市化都在推进当中，且工业化的发展虽然领先于城市化，但就发展速度而言，城市化更快。如果将增加值结构中第一产业产值所占的比重作为我国工业化进程的标志，将就业结构中第一产业的就业比重作为城市化进程的标志，那么在2004―2013年这个期间内，我国的工业化与城市化的特点主要表现在：一是工业化进程始终处于推进当中，但农业GDP比重的降幅正随着经济发展水平的提高而减少，2004―2008年，第一产业增加值的比重下降了2.7%，这个数据远远高于2008―2013年1.3%的下降幅度；二是虽然工业化进程领先于城市化，但两者之间的差距正在逐步缩小。从表2可以看出，在增加值结构中第一产业的比重显著低于其在就业结构中的比重；三是城市化与工业化之间的差距大幅缩小。工业化与城市化之间的差距在短短十年时间内下降了17.3%，而从各自变化来看，在2004―2013年期间，农业增加值的比重下降了4%，而就业的比重下降了21.3%。
2 对经济和就业增长相互关系的分析
在2004―2013年，我国经济的高速增长极大地推动了我国非农产业的发展。从经济增长的就业弹性角度来看，GDP每增长1%，就能提高0.12%的整体就业（包括农业就业）。从增长率而言，这个数值似乎不算太高，但如果与我国所有就业人口相比，数量就相当惊人。2013年我国全部就业人数为6.887亿，通过计算，如果GDP保持在7%的增长速度，则每年新增就业数为578万左右。详见表3。
3 扩大就业、提高就业弹性的措施
3.1 深化对“就业增长优先”的认识
经济增长优先论和就业增长优先论是最主要的两种经济发展战略，两者的不同之处在于前者以经济增长为中心，后者以扩大就业岗位、降低失业率为目标。很长时间以来，我国都是以经济增长为首要目标，虽然这对拉动我国社会经济水平做出了不可替代的贡献，但也是造成如今“高增长，低就业”的主要原因。为了从根本上解决社会就业问题，深化“就业增长优先”的认识尤为必要。同时，从国家资源结构方面来看，我国虽然在资本方面较为欠缺，但劳动力资源极为丰富，因此在选择经济增长战略时，我国应改变过多依靠资本投入的方式，采取“就业优先”的战略，从而最大限度发挥我国劳动力资源方面的优势。
3.2 刺激市场消费
经济持续稳定地增长是实现就业增长的必要基础。投资和消费是拉动内需的“两驾马车”，合理控制投资与消费之间的比例关系，充分发挥两者对经济的拉动作用，是实现国民经济又好又快发展的重要措施。投资固然能够大幅增加经济发展速度，但是结合国内外经验来看，单纯依靠投资拉动经济增长不是长久之计。因此要真正实现经济良性循环，必须走投资与消费共同发展的道路。刺激市场消费的核心在于保持持久性收入的稳定增长。有研究表明，与暂时性收入相比，持久性收入才是决定居民消费倾向的关键因素。保持城镇居民持久性收入稳定增长的具体内容包括：一是调整收入结构，将住房、养老等实物收入统一纳入货币化分配，提高货币工资收入；二是降低工资外收入的比重，并将相对规范、合理的工资外收入纳入工资收入；三是规范居民收入渠道，将社会中的“灰色收入”公开化、透明化。
3.3 加快技术进步，推动经济增长模式转型升级
科技进步是连接经济增长方式转变和扩大社会再就业间的桥梁。虽然在短时间内，科技水平的提高会在一定程度上降低各产业对劳动力的需求量，但从长远来看，科技将带动生产力实现跨越式发展，通过扩大经济体规模增加社会的劳动力需求量。加速科技进步主要依靠培养自主创新能力，主要措施有：一是加速组织制度与体制创新。制度与体制创新能为培养自主创新能力提供必要的环境基础。通过经济、文化、科技等领域融合，构建独具特色的技术社区，形成适合个人或集体创新且高度分散的组织形式，促进自主创新要素的积累；二是充分发挥政府在自主创新中的引导作用。在培养自主创新能力中，政府的职能在于研究并实施自主创新战略，确保在基础学科及重大科技进步项目中的科研投入，引导创新资源向企业倾斜，将推动企业自主创新能力作为建立健全国家创新体系的重要环节，为企业自主创新提供相应的政策、制度。
4 结 论
就业问题对提高人民生活水平和保持社会经济稳定至关重要。实现充分就业既是促进经济增长的重要条件，同时也是构建社会主义和谐社会的客观要求。我国劳动力市场长期处于供大于求的局面，因此我们必须高度重视社会就业方面的问题，提高就业弹性。
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（一）经济增长决定税收增长
首先，经济增长能够通过扩大税源增加税收收入，经济越发展，物质生产部门的劳动者创造的剩余价值越多，纳税主体缴纳的税款也越多。事实上，离开经济的支持，征税将无从谈起。其次，一个国家或地区的经济发展会带动企业创造更多的利润，也会帮助个人提高收入，在税率不变的情况下，税收收入也会随着税源的增加而增加。最后，税收政策的制定是需要根据经济形势相机抉择的，当经济过于繁荣时，需要缩减政府开支多征税；相反，当经济过于萧条时，需要制定结构性减税政策，多增加公共支出，可以说，税收政策的制定和调整是服务于经济发展的需要。简言之，经济增长决定税收增长，有什么样的经济总量，就决定了有什么样的税收收入水平，只有两者相适应才能够保持经济发展和税收增长的协调。
（二）税收增长能够促进经济增长
首先，税收作为财政收入的主要来源，为满足政府公共支出提供了坚实的物质保障，也极大地促进了经济发展。其次，税收是调控宏观经济的重要杠杆，采取加税政策，能够很好地缓解缓解经济过热，而减税则有利于拉动经济增长。与此同时，根据不同产业、不同地区制定相应的税收政策，有助于调节产业结构调整，优化区域经济发展差距。最后，通过税收能够有效地调节不同行业及个人的收入，有助于缩小收入差距，在一定程度上实现社会分配公平。
二、对策建议
当前，如何保持税收和经济协调发展，充分发挥税收对经济发展的财力保障作用，是值得重视和思考的首要问题。笔者认为目前的当务之急是提高北京市税收收入。首先，经济总量的增长要求税收收入随之增长，而目前北京市的征税水平仍然较低，因此有必要提高北京市税收收入。然而，提高征税水平并不是简单地不加论证地提高征税税率。
笔者认为税收收入的增加重点在于扩大税基而不是提高税率。因此，有必要结合福建省的实际情况试行减税政策。首先，对于企业来说，减税有利于企业增加利润留存，扩大企业规模，加大技术投入，提高企业的竞争力和经营效益，尤其是高新技术产业和环保节能领域，实施优惠的税收政策对于企业的持续发展具有重要意义。对于个人来说，减税有利于增加收入，刺激消费。通过减税保障征税效率，减轻企业和个人的负担，有利于促进经济发展，从而增加税收收入。然而，减税并不意味着全面削减税种、下调利率，而是结合税制改革和福建省经济发展的需要有条件、有针对性地适度降低一些主体税种的法定税率。在此基础上，北京市可以适当地扩大一些税种的税基，并根据实际情况开征新的税种，通过减税和扩大税基政策的配合使用，有利于北京市进一步推进税制改革，增加税收收入，降低收入差距，促进经济发展。
参考文献
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一、短期经济增长理论的主要观点
凯恩斯认为：导致经济的短期非均衡增长的主要原因是有效需求不足，包括消费需求和投资需求的不足。市场调节本身不能弥补总供给与有效需求之间的缺口，政府应该通过减税和增加预算支出，以刺激投资与消费和通过投资支出乘数效应，带动更多的民间投资，从而提供大量的就业机会，以实现经济增长的政策目标[1]。
二、长期经济增长理论的主要观点
新古典增长理论认为，技术进步导致经济的增长，但是其把技术进步归因为长期经济增长的外生因素。商业周期理论认为，政府无须干预经济，因为政府花费大量成本来稳定经济，往往可能对经济不利。新经济理论认为，知识是经济增长的动力和源泉，知识的作用表现在两个方面：一方面，知识导致了新技术的产生（及技术进步）； 另外一方面，知识促进了知识的积累。
三、长期经济增长和短期经济增长的区别
（一）关注的重点不同。短期经济增长理论主要关注的是引起短期经济非均衡的增长。所以短期经济增长理论认为，导致短期经济失衡的原因是总供给与有效需求的失衡。所以政府需要采取积极的财政政策和货币政策加以调节，以实现经济的短期增长，主要是人为的扩大和增加需求。而长期经济增长理论主要关注的是在各要素的约束下的均衡增长。所以长期经济增长理论认为，导致经济长期增长的原因是技术进步，而新经济增长理论进一步认为，导致技术进步的是知识，所以认为科技是经济长期增长的核心。
（二）政策目标不同。由于关注的重点不相一致，导致了实现所关注的政策目标也不相同。短期经济增长理论的政策目标是通过减税增支等措施来实现人为地增加有效需求的非均衡增长，旨在于摆脱经济的低迷和困境；但是长期经济增长理论的政策目标应该是有利于促进科学技术的进步和劳动力水平的提升等方面，以至于改变限制经济长期增长的各种要素的边际限制，这样可以为一国长期的技术创新提供条件和可能。以实现经济的长期稳定增长。
（三）政策效果不同。短期经济增长理论的政策主要在于解决短期的经济低迷和过热等非均衡问题。其没有长远性和全局性，往往对于长期经济增长不利。然而，长期经济增长理论又只注重于经济长期发展的政策和产业结构等的调整等方面，以免带来经济的周期性波动。
（四）短期经济政策转换到长期经济政策需要一个过度和转变的过程。短期和长期的政策目标和手段差异较大，效果也存在较大的差异。短期经济增长是指标的行为，而长期经济增长是治本的行为。所以经济增长要从短期的政策转换到长期的增长政策需要一段时期的过渡和调整。
四、产业结构与经济增长
我国经济的持续增长，上世纪末的产业结构调整功不可没。这说明了，经济结构的改善与经济长期的增长之间是密切联系的。对于正处于经济转型和社会转型时期的中国，如何保持经济的长期持续健康增长，无疑显得犹为的重要。结合我国的实际情况，根据过去的经验和经济增长理论可知，改善和调整产业结构无疑是一种保持我国经济长期较快增长较为有效的政策选择。
从长远看来，虽然影响经济增长的决定因素是技术的进步，但是一个好的产业结构也可以有效地促进技术进步和社会生产均衡。技术进步不仅与一国的科技水平有关还和人类对于自然科学的研究和探索程度、深度有关。然而，各国的产业结构却往往差异较大。对于我国所处的发展阶段和现状，研究产业结构对于经济的增长更加具有现实意义。
研究产业结构，也就是研究国民经济各产业部门、区域之间以及各产业部门内部的比例构成。如果社会经济各个产业部门之间是按照一定比例增长的，那么将有利于社会经济的长期健康持续的增长，即有利于经济的长期增长。如果社会经济各个产业部门之间的变化不是按照一定的比例进行的，那么将导致社会经济的局部甚至是总体经济（通过产业链的传导关系作用于总体经济导致的）的失衡，导致局部或总体经济的过热或过冷等经济现象。简单说，参与社会生产的各个部门之间如果是协调发展的就有利于产业的总体提升级，也就有利于经济的长期稳定增长，反之就不利于经济的长期经济增长，即出现短期的经济波动。
产业结构的比例发展也就是产业结构的协调发展。产业结构的协调发展不是简单的改变第一、二、三产业的比重问题，而是长期的持续的改变第一、二、三产业中各个行业或产业对于其他行业或产业的贡献率问题。以实现各个行业和产业都能够一起提升以更好的带动经济的增长和社会的进步。例如，改善基础设施以利于交通运输业及物流业的发展，从而可以带动其他行业的全面发展。这就说明产业结构具有了以下的特征：
（一）产业结构的协调发展应该是一个长期的不断变化和调整的过程。因为只有进行不断的调整才能够适应不断增长的经济的要求；才有利于更好的促进经济的协调发展；才能不断的推动社会进步和人民生活水平的提高。这就注定了产业结构的调整是一个动态的长期不断变化的过程，也只有这样才能够适应和满足不断进步的科学技术。
（二）产业结构的协调发展的调整是非市场行为主导的。由于市场经济的逐利性和盲目性，导致市场经济不可能自动地使得各个产业能够协调发展。所以要能够实现产业结构的协调发展就应该是政府通过一系列的政策措施，包括财政政策措施来引导、鼓励、支持产业结构的合理配置，当然必要的时候也可以通过提高税收等政策措施来限制一些对经济长期增长不利的产业发展。比如，对我国一些高耗能高污染低效率低产出的行业进行整顿等等。
（三）产业结构的协调发展对政府的要求更高。产业结构的协调发展对政府的管理水平和服务型政府的要求都提到了一个新的高度。这不仅要求政府的行为都应该是有效的，而且作为管理者的政府还应该根据国家战略的要求来确定各个产业之间的关系和比例发展。
综上可知，一国政府要想在已有的技术水平条件下来提高和改善经济的长期增长，那么就得建立较为有效和合理的产业经济结构。也就是有利于经济长期增长并且协调发展的产业经济结构。
从产业结构与经济增长的角度来看，经济的长期增长就是在一定的技术条件下各个产业经济协调发展的结果，由于各个产业都处在最佳的发展状态，并且还有利于其他产业的发展。这使得每个产业都是繁荣的景象，导致一国经济总体的繁荣，经济得以持续增长。由于产业结构是动态的协调发展，在产业结构没有失衡的情况，一国的经济就可以实现长期的增长。
从产业结构与经济增长的角度来看，短期的经济波动是在产业结构不相适应或不协调的时候，出现局部或总体经济失衡的现象。产业结构的长期协调是不现实的，也就是说经济增长的短期波动这是存在的，并且伴随经济的长期增长而存在。主要是由于市场做事或多或少的存在着摩擦。
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随着经济全球化的不断推进，全球经济飞速增长，各国各经济体之间的联系日益密切，人们也逐渐了解到和平发展的重要性。经济增长为国防开支提供了来源，而一些国家国防开支的飞速增加也惹来争议，一方面，国防开支的增加对国内来说抵御侵略的能力增加了，安全因素增加了，另一方面，对于其他国家来说，不安全的威胁增加了，也可能导致他国国防开支也相应增加，而国防开支本身是没有生产效应的，可能会导致一场恶性循环。基于这些，对于国防开支与经济增长关系的研究由来已久，研究的方法各异，也没有达成一致的结论。
二、理论回顾
1973年著名经济学家benoit在研究44个欠发达国家1950-1965年的经济数据样本时发现，“国防负担重的国家通常具有最快的经济增长率，而那些国防负担最轻的国家经济增长率却往往是最低的”。从此以后国外学者对于此问题的研究进入新阶段，在实证层面主要通过三种模型：凯恩斯模型，两部门模型和公共产品模型。防务经济学家faini，annez&taylor（1984）运用凯恩斯模型和基本的结构主义原理分别研究了军费开支对于投资、进口、工业生产和税收的影响，得出国防对农业所产生的负效应会妨碍经济的发展；stewart（1991）用凯恩斯的需求效应理论研究了军费开支对非洲和拉丁美洲国家经济的影响，结果表明，军费开支对经济增长的净效应为正。Biswas&ram（1986）首次采用两部门模型，用20世纪60-70年间58个发展中国家的横截面数据对发展中国家进行了研究，但并未发现国防开支对经济增长有明显的影响。Deger（1986）在公共产品投资的基础上，使用非线性关系，提出了若干经验分析方法；landau（1993）以1969-1989年人口在200万以上的非社会主义的71个发展中国家为样本，发现在一定范围内，增加军费开支将会有利于经济增长。
我国自20世纪80年代以后，对国防费用与经济发展的关系研究取得了不少成就，对国防费用的认识在广度和深度上都取得了进步，形成了以陈明志为代表的国防费用相关论、以姜鲁鸣为代表的国防费制约因素论、以库桂生为代表的国防调控论等。
在研究方法上，大多使用国外的三种经典理论模型，再利用数据进行实证，同时也有一些创新。陈波（2005）在凯恩斯模型结构分析方法的基础上利用一个包含经济增长、储蓄、贸易平衡与国防负担在内的联立方程模型，研究了我国国防支出与经济增长之间的关系，发现中国国防支出对经济增长有促进作用；李双杰、陈渤（2002）利用私人部门、非国防公共部门和国防部门的三部门的费德尔-拉姆模型，对中国1980-2000年的国防支出与经济增长的相关性进行了实证分析，得出适度增加国防支出对经济增长有一定的促进作用；刘涛雄、胡鞍钢（2005）采用两部门外部性模型，将中国国防开支对经济增长的影响分解为规模效应和外部性效应两部分，利用中国1960-2000年时间序列数据进行检验，得出国防开支的规模效应为正，外部性为负。
也有不用理论模型只从计量的实证角度研究国防开支与经济增长之间关系的。陈波（2006）通过对国国防开支与GDP时间序列进行了协整分析和格兰杰因果检验，对国防支出和经济增长之间的长期均衡做了研究，认为在1954-2000年样本区间内国防支出与经济增长之间没有长期的均衡关系，1980-2000年样本区间内则存在这种长期的均衡关系，在这一区间内，经济增长是国防支出的格兰杰原因，而国防支出并不是经济增长的格兰杰原因；魏华等（2007）以我国1952-2004年的数据为基础，采用向量自回归模型的脉冲响应函数对我国国防支出和GDP的动态影响进行了分析。
三、模型、变量和数据
本文拟采用尚发光（2009）采用的内生增长模型进行估计，模型的公式为：y=α+β0x0t+β1x1t+β2x2t+μt，其中y为实际产出增长率，x0t为t时期的税率，用财政支出与国内生产总值的比率来表示，x1t为t国防支出份额，即国防支出占财政支出的比重，x2t为非国防支出份额。由于x1t+x2t=1，从而模型存在多重共线性，改进后的模型为：y=α+β0x0t+（β1-β2）x1t+μt。
数据全部来源于中国统计年鉴，所收集到的数据主要包括从1952年到2013年的国民生产总值、国防开支、税收。经计算可得财政支出与国内生产总值的比率、国防开支与财政支出的比率、产出的实际增长率等。
四、实证检验
对模型进行最小二乘估计：
检验结果为：y=3.56-0.35x0+10.13x1
0.83 2.17 2.13
可知变量的T统计量均大于2，F统计量也很大，表示模型显著。根据检验结果，我们可知税率的增加对经济增长有负面影响，而国防开支的增加则会对经济增长有很大的促进作用，这可能是由于我国特殊的国情决定的。
参考文献：
[1]陈波.国防经济学前言专题[M]，北京：经济科学出版社，2010.
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一、引言及文献综述
纵观世界经济的发展历史，经济的空间集聚是一种普遍存在的现象，正如克鲁格曼所言：“经济活动最突出的地理特征是什么?一个简短的回答肯定是集中”。与经济的空间集聚相伴而生的是区域经济增长的非均衡化以及地区差距的扩大。作为中国经济增长最快、最具活力的省区之一，江苏省内部表现出很强的经济集聚趋势，同时一直受到经济发展不平衡问题的困扰，地区间差距在最近20年迅速扩大。集聚是否是导致地区经济增长差异的重要因素?本文拟对这一问题进行实证研究。
长久以来，经济增长与经济集聚的研究几乎互不相关。然而，现实表明，经济活动的空间聚集与经济增长是很难被分割的两个过程。20世纪90年代后期，一些新经济地理学领域内的学者开始尝试整合新经济地理学与新增长理论，在统一的理论框架下探讨集聚与增长之间的相互作用，其中开创性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他们通过强调技术外溢和空间集聚的相互作用，为解释经济集聚和经济增长之间的内在联系提供了一个非常清晰和简明的理论分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基础上通过改进研发部门的生产函数和熟练工人的动态迁移过程，给出了一个数学分析更加容易、分析结果更加具体的整合模型。Dupont(2007)也在集聚与内生增长的框架下，分析了经济一体化过程对区域差异和不平等的影响。他们的研究表明：集聚对于整体的经济增长是有利的，地理位置会影响到经济增长。
伴随着理论研究的深入，经济学家开始针对经济集聚与经济增长之间的关系展开实证研究。许多研究验证了集聚的增长促进效应。如Ciccone(2002)使用5个欧洲国家NUTS第3级地区的数据分析了就业密度对于平均劳动生产率的影响，发现制造业与服务业活动的集聚的确对区域经济的增长具有正面效应。Henderson(2003)使用70个国家1960-1990年的面板数据，发现城市首位度(一国最大城市份额)在低收入国家有利于经济增长。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地区1980-2000年的数据，探讨了区域内经济活动空间集中对增长绩效的影响，发现生产活动的内部空间分布越不平衡的地区增长越快。但也有部分研究得出了与理论预测相反的结论，如Sbergami(2002)使用6个欧盟成员国1984～1995年的跨国面板数据对经济增长率和经济集聚相互关系进行实证检验，研究结果发现。高技术行业、中等技术和低技术行业的集聚对于经济增长率的影响都是负面的。㈣更为复杂的是，空间集聚对经济增长的影响可能是非线性的，在发展的早期阶段，集聚促进增长；但当达到某个收入水平后，集聚对经济增长就没有作用，甚至有害于经济增长。这一假说得到了Brulhart和Sbergami(2009)的验证，他们利用跨部门OLS和动态面板GMM估计方法研究了一国经济活动的空间集聚对国家层面增长的影响，发现只在经济发展的某一水平集聚才能推动GDP增长，关键水平约为人均10000美元。
针对中国的经济集聚与经济增长问题，范剑勇(2004)认为，中国现阶段仍处于“产业高集聚、地区低专业化”的状况，国内市场一体化水平总体上仍较低，且滞后于对外的一体化水平，这一现状使得制造业集中于东部沿海地区，无法向中部地区转移，进而推动地区差距不断扩大。㈣张艳、刘亮(2007)运用工具变量法，基于中国城市的面板数据实证检验了经济集聚对于城市人均实际GDP的影响，结果发现，经济集聚具有内生性，它对于城市经济增长具有显著的促进作用。张卉、詹宇波、周凯(2007)构造了产业间集聚指数和产业内集聚指数，并以此作为解释变量实证检验了中国产业集聚与劳动生产率和经济增长的内在关系。他们的研究发现，产业内集聚和产业间集聚都对中国经济增长存在显著影响。吴利学、傅晓霞(2008)以规模报酬递增为基础构建了一个包含集聚经济的生产函数，分析了城市化和市场化对中国各地区集聚经济效应的影响，他们的实证研究发现，中国各地区集聚经济效应显著，且集聚经济效应在地区经济增长中作用明显。马君潞、郭威(2007)通过对我国分省面板数据的实证分析表明，提升一个地区吸引外商直接投资的能力很大程度上取决于该地区的集聚经济环境，因此，积累集聚经济优势是吸引外资、促进区域经济增长的途径之一。
在这些实证分析中，虽然有的研究也考虑到了不同地区差异的影响并以地区虚拟变量来衡量，但从本质上看，区域总是被当成一个独立的个体进行分析，区域间潜在的相互影响往往被忽略。事实上，任何一个地区的经济都不可能独立存在，它总是与其他经济体存在着千丝万缕的联系。但在多数研究中，这一观点都还没有被正式引入模型进行实证分析。
空间计量经济学是在横截面或面板数据中研究经济单位的空间相互作用，近年来越来越受到学术界的关注。一些学者开始运用空间计量方法，明确将地理空间因素考虑到经济集聚与经济增长的实证研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省级横截面数据，从空间经济学的视角研究了中国经济增长问题，并指出中国区域经济增长的来源主要是非农业劳动力增长率、制造业产出、资本积累和实际的外商直接投资。林光平、龙志和及吴梅(2005)采用空间计量经济方法，研究我国28个省(市、区)1978～2002年间人均GDP的卢收敛情况，认为随着经济体制改革的深入，地区间的空间相关性对各地区经济增长的作用越来越大，我国地区间经济存在收敛性，但是它的估计值表现出增大的趋势。”吴玉鸣(2007)运用空间计量经济学模型，对2000年中国2030个县域的增长集聚与差异进行了空间计量分析，结果表明，中国县域经济增长不仅与人力资本、城市化、工业化、信息化等因素密切相关，而且与相邻县域的经济增长之间存在一定的空间依赖性。㈣符淼(2009)采用空间计量分析方法对技术传播的空间模式进行了实证研究，发现技术和经济活动都存在局部集聚，技术集聚度高于经济集聚，且两者的集聚度随时间增强，地理分布高度一致。随地理距离快速下降的技术溢出效应是导致局部集聚和东西部发展不均衡问题的原因之一。
针对江苏经济表现出来的空间集聚现象与地区差距问题，本文拟采用空间计量经济模型，对江苏
省县域经济集聚与经济增长的关系进行实证检验。
二、江苏省县域经济活动的空间相关性
首先，画出江苏省2007年县域人均GDP的空间分布四分图(图1)。按照人均GDP的大小，65个县域被平均分为4组，以颜色的深浅代表相应县域的人均GDP的大小。由图1可见，江苏省县域层次的经济活动在地理分布上是极不均衡的，呈现出苏南一苏中一苏北梯度递减模式。并且邻近区域的经济指标水平基本相近，具有明显的集聚特征。
接着，通过计算县域人均GDP的Morans I指数对其空间相关性进行检验。Moran's I是最常用的检验空间自相关性的统计指标。利用GeoDa 0.9.5软件，得出Moran's I=0.7445，在0.1％的概率上显著，表明江苏省县域经济的分布的确存在明显的空间相关性。
进一步，作出江苏省2007年县域人均GDP空间自相关聚类图(图2)，图中Higll High部分表示人均GDP高的地区被人均GDP高的地区所包围，Low-Low部分表示人均GDP低的地区被人均GDP低的地区所包围。这种分布显示出江苏省县域经济之间存在着正的空间自相关性，形成了某种空间“俱乐部”现象。人均GDP水平较高的县域(H-H地区)集中分布在苏南地区，而人均GDP水平较低的县域(L-L地区)则分布在苏北地区，地区之间经济增长差异显著。
由此可见，我们观测到的截面区域之间在地理上是一些明显具有空间依赖性的经济实体，误差项独立的假设在统计上被拒绝了，也就是说，OLS估计的结果是不可信的。因此，这里将地理空间维度引入研究中来，采用空间计量经济学模型来估计经济集聚对经济增长的影响是十分有必要的。
三、变量选取、数据来源与模型设定
(一)变量选取与数据来源
本文关心的问题是经济集聚是否会促进经济增长，因此，在进行实证检验时，需要对经济增长和经济集聚分别进行度量。本文选取人均GDP的自然对数来衡量县域经济的增长。由于各地区在人口和面积方面相差很大，因此选取人均GDP为测度指标来衡量地区经济发展差异，具有一定的客观性。关于经济集聚，本文选取第二产业区位熵、第三产业区位熵和城市化三个指标来衡量经济集聚的程度。i地区i产业的区位熵定义如下：其中：Eij表示j地区i产业的产值，∑iEij表示i产业在整个区域的总产值，∑jEij表示j地区的总产值，∑i∑jEij表示整个区域的总产值。因此，该指标的分子是j地区的i产业占整个区域该产业总产值的份额，分母是j地区的总产值占整个区域总产值的份额，通过两者的比来评价i产业在j地区的集聚程度。区位熵小于1说明该产业的集聚化水平比较低，区位熵等于或大于1说明该产业的集聚化水平较高。区位熵越大，说明该地区的这一产业在整个区域范围内的集聚程度越高。
本文中令i=1，2，3，分别表示三次产业；j=1，2，…，65，分别表示江苏省65个县域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(这里省略了下标)分别表示江苏省每个县域第一、二、三产业的区位熵，度量了三次产业在该地区的集聚程度。由于经济的集聚主要体现在第二产业和第三产业，所以选择第二产业区位熵和第三产业区位熵作为衡量经济集聚程度的两个解释变量。
此外，城市的出现也是经济集聚的一种表现。经济学家长久以来一直强调城市在经济增长中的作用，更准确地讲，城市己被看成一种主要的社会制度。城市化是一个国家、地区社会经济发展尺度的体现，城市化不但表现为人口向城镇聚集和非农人口上升，还表现为人们生产与生活方式、社会结构、价值观念由农村向城市文明升级转化的过程。因此，本文希望就城市化与经济增长之间的关系进行实证检验，这里用非乡村人口在总人口中的比重来衡量各地区城市化的程度。本文采用2007年江苏省65个县级行政区域的横截面数据，所有统计资料均来自《江苏统计年鉴(2008)》。
(二)模型设定
1 经典线性回归模型
基于以上考虑，本文首先构建经典线性回归模型如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε (1)
其中，PGDP表示县域人均GDP水平，是本文的被解释变量，LQ2和LQ3分别表示第二产业和第三产业区位熵指标，URBAⅣ是城市化指标，三者用来表示经济集聚，是本文关心的解释变量。
2 空间计量经济模型
针对经典线性回归模型(1)，可以通过两种不同方式引入空间依赖性。相应地，空间计量模型有两种设定形式：
第一，空间滞后模型(SLM)，在解释变量中增加一个空间滞后变量，模型的形式为：
InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε (2)其中：W是空间权重矩阵；W_PGDP是空间滞后变量，定义为W_PGDG=WlnPGDP；P是空间自回归系数；ε是误差项；其他变量的含义与原来相同。
第二，空间误差模型(SEM)，通过误差项引入空间相关性，即假设误差项是空间相关的。如果误差项是一个空间自回归过程，则模型具体形式如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u (3)其中：λ是空间误差自回归系数，Wε是空间滞后误差项。
3 空间计量模型的选择
Anselin(2005)提出，可以根据拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相应的稳健性拉格朗日乘子Robust LM-Lag和Robust LM-Error，在两种空间计量模型之间进行选择。首先判断LM-Lag和LM-Error的显著性，如果两者中只有一个是显著的，那么就选择相对应的模型，即如果LM-Lag显著就用空间滞后模型，LM-Error显著就用空间误差模型。如果两者都显著，则需进一步比较Robust LM-Lag和Robust LM-Error的显著性，选择Robust指标中更显著的那一种模型。是选择空间滞后模型还是空间误差模型，下文中根据判别指标的具体情况而定。
四、实证检验与结果分析
为了进行比较，首先给出经典线性回归模型的OLS估计结果，见表1。由表1的检验结果可以看出，OLS估计的F统计量达到117.193，模型整体上非常显著。拟合优度为0，8521，说明拟合程度一般，可能与忽略了空间依赖性有关。LQ2、LQ3和URBAN系数的符号都与预期一致，均为正；LQ2、LQ3在1％的水平上显著，URBAN在5％的水平上显著。自然对数似然函数值(Log likelihood)、赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)作为衡量模型拟合优度的指标，在下文中与空间计量模型的估计结果进行比较。
接下来，采用GeoDa 0.9.5软件对OLS估计的残差进行空间依赖性检验。这里使用的江苏省县域地图数据来自中国分县行政区划界线数字化地图，①空间权重矩阵采用的是一阶Rook邻接矩阵。检验结果见表2。表2显示，Moran's I指数在1％的概率上显著，说明OLS估计的残差存在明显的空间
自相关性，经典线性回归模型可能存在模型设定不恰当的问题。因此，这里采用OLS估计是不合适的，需要将截面单元之间的空间相关性引入模型中。具体是采用空间滞后模型还是空间误差模型，可以根据拉格朗日乘子检验的结果来决定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上显著，因此需要进一步比较Robust LM-Lag和Robust LM-Error。Robust LM-Lag在1％的水平上显著，而RobustLM-Error在10％的水平上显著，相比之下，Robust LM-Lag的显著性更强。因此，根据上文中提到的标准，选择空间滞后模型(2)更为合适。空间计量模型如果仍采用最小二乘法估计，系数估计值会有偏或者无效。这里用极大似然法(ML)进行估计。结果见表3。
首先，通过似然比检验比较原模型(不考虑空间因素的经典回归模型)与各择模型(空间滞后模型)空间自相关系数的渐进显著性。表3中SLM模型的LR值为25.4468，在1％的水平上显著，再次证明该模型中空间依赖性的存在。进一步，三个经典检验是渐进一致的，但在有限样本中，应该满足Wald>LR>LM。本文中，Wald值为28.4089，LR值为25.4468，LM-lag值为24.3492，与预期的顺序一致，说明SLM模型符合ML估计的渐进性质，模型的设定是比较合理的。
其次，根据Log likelihood、AIC和SC比较SLM模型和经典线性模型OLS估计的拟合优度。Loglikelihood越大，模型的拟合效果越好。而AIC和SC则相反，值越小，表示拟合效果越好。由表3可见，SLM模型的Log likelihood值为-1.3229，大于OLS估计的Log likelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估计的相应值，说明SLM模型的拟合程度优于原经典回归模型，引入空间效应使模型的解释力有了明显增强。
最后，对SLM模型估计的系数进行分析。空间滞后变量WLNPGDP的空间自回归系数在1％的水平上显著，表明县域人均GDP增长在地理空间的邻接上表现出了较强的溢出效应。县域经济增长集聚的空间相互作用或影响的途径可以通过邻接地区而相互传递。三个衡量经济集聚的解释变量LQ2、LQ3和URBAN的符号均为正，与我们的预期一致，且均在1％的水平上显著，这一结果支持了经济集聚对于经济增长具有促进作用的结论。具体而言，LQ2的回归系数为2.3931，说明第二产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约2.39％；LQ3的回归系数为1.7357，说明第三产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约1.74％。LQ2和LQ3的系数比OLS估计中两者的系数均有所降低，说明OLS的估计结果可能存在向上偏误。URBAN的回归系数为0.0105，说明非乡村人口在总人口中的比重增加1％，则县域人均GDP可以增加约0.01％。与OLS估计结果相比，城市化指标的显著性有了明显提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。总体看来，第二产业的集聚对于区域经济增长的影响最为明显。
五、结论及政策含义
(一)主要结论
1 江苏省县域经济具有显著的空间依赖性，邻近区域的经济增长相互影响，但这种影响以回浪效应为主，扩散效应不足，因此导致苏南苏北地区经济差距加大。由于地理区位、经济基础、经济结构、发展政策等方面所具有的优势，苏南地区集聚了大量资本、技术和人才，具有规模经济效益，自身增长迅速，成为江苏地区的“增长极”。政府希望通过增长极地区的优先增长带动周边更多地区的经济发展，发挥增长极的扩散效应。然而事实上，至少到目前为止，该增长极体现出的回浪效应――即吸引其他地方的资本、人才和技术，削弱周边地区的经济增长实力――远大于其扩散效应，从而导致发达区域更发达，落后区域更落后。因此，为了防止在这种累积循环因果作用下区域间差距的无限扩大。需要政府创造条件，引导回浪效应向扩散效应的转化。
2 以产业集聚和城市化为特征的经济集聚对于经济增长具有积极作用，但这种影响是地方性的，随空间距离的增加而衰减。根据内生增长理论和新经济地理学理论，知识溢出是解释集聚和区域增长关系的重要概念之一。经济活动的空间集中会有效地促进知识溢出，推动技术进步，实现经济增长。在产业活动空间集中的区域或人口密度多样化的城市中，知识、人才在不同企业和区域的流动以及与不同群体的互动交流，促进了知识的传播扩散，进而促进技术进步。同时，企业在地理空间上的邻近不仅为面对面的交流提供了便利，而且有利于企业间前向后向的市场联系，更有利于劳动力的进一步集聚以及知识溢出。但是，知识空间溢出具有局域性特征，其影响随地理距离的增加而迅速衰减。陋瑚因此，苏南地区通过知识溢出产生的正外部性难以扩散到更远的苏北地区，导致南北差距加大。可见，如果希望通过集聚促进落后地区的经济增长，需要充分考虑到地理空间的因素。
(二)政策建议
1 促进要素向苏北地区的流动，使回浪效应过渡为扩散效应。可以通过加强苏南地区与苏北地区间的统筹规划，打破地方壁垒，改善苏北地区的投资环境、贸易条件、市场条件，创造良好的人才吸引机制，鼓励资本、人才等生产要素不断由苏南向苏北地区流动，充分发挥增长极的扩散效应。
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关于中国的经济增长模式是近年来国内经济学界争论的热点问题之一。很多研究尝试用全要素生产率（TFP）的方法分析中国经济增长的来源，以此判断中国现有经济增长模式的可持续性，提出未来经济增长模式的改革建议。关于现在的经济发展模式，主要有两种观点，郑玉歆（1999）等认为，经济增长方式具有阶段性规律，现阶段投资对经济增长是经济发展的一个阶段，不能超越这个阶段谈论经济发展的可持续性。另一种观点认为，中国的经济发展必须转变经济增长方式，由投资带动经济增长会出现一系列的问题。蔡（2007）从劳动力供给方面探讨了中国经济增长方式问题。本文将在新古典经济增长理论框架内，从劳动、资本和全要素生产率对中国经济增长的贡献探讨中国转变经济增长方式的必要性和具体措施。
一、二元经济结构下的劳动力供给
刘易斯首先研究了发展中国家典型存在的二元经济结构下的经济增长问题。他把一国经济分成两个部门，即传统经济部门和现代经济部门。由于传统部门的存在，现代部门在扩大和增长过程中，只要提供稍微高于传统部门的工资便可以实现劳动力的无限供给，同时由于现代部门的积累和资本相对于劳动力的有力分配，使得现代部门逐渐扩大。在这个过程中，一方面是以维持生计的工资源源不断地提供劳动力的传统经济部门；另一方面是由积累率制约的不断扩张的现代经济部门，直到现代经济部门的发展把传统部门的劳动力消耗殆尽，二元经济结构才会消失，而劳动力无限供给结束的点被称为刘易斯转折点。
中国是一个典型的二元经济国家，作为传统部门集中的农村与作为现代部门集中的城市发展水平有很多的差距，城乡分割和地区分割的迹象仍十分明显。微观机制上的严重缺陷和资源配置的无效率导致中国经济虽然取得了高速的增长，但是经历了巨大的波动。在改革开放时期，根据林毅夫的比较优势理论，充分利用中国的劳动力数量巨大的优势，发展劳动密集型工业，吸收了大量的剩余劳动力，促进了劳动力的转移。在这个时期中国的人口抚养比下降的人口结构特征；一方面保证了经济增长过程中的劳动力充分供给，另一方面提高了资本积累率，由此形成的这种人口红利，通过资源配置机制的改革得以释放，并且通过参与经济全球化的过程得以实现，从而延缓了资本报酬递减的过程。中国在劳动力的质量和价格上体现出来的资源比较优势，通过劳动密集型产品在国际市场的竞争地位而得到发挥，国际劳务市场使得中国丰富的劳动力资源能够得到有效配置。
二、资本形成与经济增长
在中国的经济增长过程中，投资一直是主导因素，资本形成对中国经济增长的贡献最大。已有资料表明，在1978―2008年间，资本对中国经济增长的贡献率一直稳定在56.2%。在一国工业化过程中，投资对国民经济的贡献是一个发展过程。罗斯托在其《经济成长的阶段》一书中把经济增长分为五个阶段：传统社会为发动创造前提条件阶段发动阶段向成熟推进阶段高额群众消费阶段。
按照他的发展阶段论，中国正处在向成熟推进阶段，投资对国民收入的增长是必不可少的。郑玉歆（1999）认为，要素投入作为增长来源的相对重要性是随发展阶段变化的。在发达国家，技术进步是增长的主要来源，而在低速增长的发展中国家，技术进步对增长的贡献较小。发达国家在其工业化时期也曾经历过经济增长主要依靠要素积累的阶段。只是在资本积累到一定程度之后，这种增长方式才发生了改变。从上面的分析可知，中国的投资还处于资本深化阶段，我们用新古典增长理论来说明。
在索罗增长模型中，资本积累方程为：Δk=sy-（n+δ）k，Δk为人均资本增长率，s为储蓄率，y人均产量，n人口增长率，δ资本折旧率，一定量的人均储蓄必须用于装备新工人，每个工人占有的资本为k，用于这一用途的储蓄为nk，同时一定量的人均储蓄用于替换这就是资本，这一用途的储蓄为δk，（n+δ）k是资本的广化，因此上式表示，资本深化=人均储蓄-资本广化。当Δk=0时，经济达到稳态。蔡（2007）认为中国的人口增长率一直在下降，即n在减小。中国的储蓄率从1996―2007年从36%～51%，即s在上升，一般来说折旧率不会发生太多变化，因此中国还处在资本的深化阶段，在没有达到稳态时，资本存量的增加也会使人均收入得到增长（如上图所示），假设中国前期处于稳态增长，资本存量为k*1，现在由于人口出生率的下降和储蓄率的上升，使得s1y移动到s2y，（n1+δ）移动到（n2+δ），达到新的稳态资本存量k*2，在此过程中，资本的增加不仅使总产出增加，而且人均收入也会增长。
虽然在现阶段，投资对经济增长的作用仍十分巨大，但是单纯依靠投资带动经济增长会遇到经济条件的限制，要求我们必须转变经济增长方式。
（1）中国的经济增长过度依赖投资，造成了经济结构的失衡，投资形成的过剩的生产能力在本国内需启动不了的情况下，只能依赖出口，加大了中国经济风险。（2）中国的生产要素成本优势的消失，以前中国利用丰富劳动力和国家价格管制造成的工资和利息低廉的优势，发展劳动密集型产业，今后的改革会加大企业的生产成本，企业的利润将来自于创新，来源于生产率的提高。（3）环境压力增大，随着全球气候变暖，国际对气候的关注，以前较低的环境成本在未来的发展过程中将不再出现。中国提出的可持续发展要求人与自然的和谐相处，就要求我们要改变过去的不断消耗资源对环境的破坏。（4）资源限制，由于中国的工业制成品附加值不高，每单位GDP 所消耗的资源是发达国家的几倍，所以对于基础能源和矿产资源的需求增加，而中国的人均拥有的自然资源十分有限，加上国家对于能源价格的提高，中国未来经济发展所需要的资源将面临巨大的挑战。
三、全要素生产率及变化因素
越来越多的研究表明：即使物质资本和人力资本积累被考虑进来，全要素生产率（TFP）仍然构成了人均GDP水平与增长率的跨国差异的主要部分（Easterly and Levine，2001）。已经有一些研究指出：物质资本和无形资本不能解释今日各国间巨大的收入差异，储蓄率也仅有有限的重要性，全要素生产率（TFP）才是最重要的，要想理解国家间巨大的收入差异，必须有一个关于全要素生产率的增长的模型（Prescott，1998）。
由于数据的度量和对全要素的定义不同导致了不同的结论，林毅夫、任若恩（2007）在《东亚经济增长模式相关争论的再探讨》这篇文章中对全要素生产率作了详细的探讨，全要素生产率绝不等同于技术进步，所谓技术进步包括与资本融合在一起的和不包括资本投入的两类，而全要素生产率增长所测定的仅是不包括资本投入的技术进步。郑玉歆（1999）、易纲（2003）在考察东亚经济增长模式中指出，全要素生产率对经济增长的贡献在发达国家与发展中国家之间有很大的不同，不能忽视经济增长方式转变的阶段性规律。由于对资本度量中包含了人力资本投资，他们认为，中国经济在现阶段靠投资带动经济增长是一个阶段性规律。郑京海（2008）指出，尽管对全要素生产率的测度出现了较大的分歧，但是通过已有资料的分析，中国近年来的经济增长越来越靠投资推动，粗放型经济增长方式将使中国的经济增长不可持续。因此中国经济发展必须要转变经济增长方式，从依靠要素投入转变到依靠全要素生产率提高上来。
参考文献：
[1]郑玉歆.全要素生产率测度及经济增长方式“阶段性”规律[J].经济研究，1999，(5):1-15.
[2]易纲.关于中国经济增长与全要素生产率的理论思考[J].经济研究，2003，(3):6-18.
[3]孙咏梅.转变经济增长方式，重在走自主创新之路[N].人民日报，2007-02-02.
[4]蔡.中国经济面临的转折及其对发展和改革的挑战[J].中国社会科学，2007，(3):4-16.
[5]Zuliu.F.Hu and Mohsin S.Khan，“Why is China Growing So Fast?”，Staff Papers of International Monetary Fund，1997，Vol，44，pp.103-131.
[6]Yutaka Kosai，Jun Saito ，“Declining Population and Sustained Economic Growth：Can They Coexist?”，The American Economic Review，1999，Vol. 88，No. 2 pp. 412-416.
[7]Krugman，Paul，“Myth of East Asia’s Miracle”，Foreign Affairs，1994，Vol.73，pp.62-78.
[8]林毅夫.中国的奇迹:发展战略与经济改革[M].上海:上海三联书店，1994:85-90.
[9]罗斯托.经济成长的阶段[M].北京:商务印书馆，1962:34-35.
篇10
所谓的经济货币化，是经济活动中以货币为媒介的交易份额逐步增大的过程。经济货币化比率的差别基本上反映了不同国家的经济发展水平，货币化比率与一国的经济发达程度呈现明显的正相关关系。改革开放以来,我国经济货币化水平迅速提升,当前M2/GDP比率已居世界前列，甚至比欧美发达国家的水平还高，这有悖于传统的金融经济理论，有人分析这种状况的出现与当前我国金融结构的失衡、金融资源配置效率的不足、相关改革特别是社会保障体系建设的滞后导致居民的预防性储蓄意愿过强，以及近期外汇占款的持续增长而导致货币的被动投放等因素有关。对于上述种种猜测，笔者无意争辩，本文的目的在于找出经济货币化与我国经济增长的关系，如果这种货币化趋势能促进我国经济的增长，或者我国经济的增长在一定程度上归因于货币化趋势，那么对货币化的争议就显得不那么重要了。
二、变量的选取和数据来源
三、实证分析
1.时间序列的平稳性检验。当时间序列不平稳时，会导致“伪回归”现象，故在建立模型之前必须对变量进行平稳性检验，以确定各序列的平稳性和单整阶数。平稳性检验的常用方法是ADF检验，以下是各变量ADF检验的结果：
注：检验类（c,t,k）中c、t、k表示单位根检验方程中带常数项、趋势项和滞后期数，0表示没有常数项或滞后期数，k根据AIC信息准则确定；D表示变量的一阶差分。
从以上检验结果可知,在95％的置信水平下，序列LGDP和LEMR都是二阶单整的。
2.协整关系检验。如果同阶单整变量的某种线性组合是平稳的，则称存在协整关系，它是非平稳的单整变量之间存在的一种长期均衡关系。下面将用Engle-Granger检验法来判断LGDP、LEMR之间是否存在协整关系：
第一步，用LGDP对LEMR进行OLS回归，得到如下方程：
LGDP=10.88713 + 2.897128LEMR(1)
(0.0000) (0.0000)
R2=0.972408DW=0.602344
注：括号内是检验的P值，下文同。
由上式，各系数显著，拟合效果很好，但DW值表明存在序列相关，故加入1至3期滞后变量并删除不显著的变量得
LGDP=1.788999+2.041816LGDP(-1)－1.211123LGDP(-2)－0.371841LEMR
(0.0004) (0.0000)(0.0000) (0.0884)
+1.685884LEMR(-1)－0.807786LEMR(-2) (2)
(0.0000) (0.0002)
R2=0.999692DW=2.111378
第二步，由第一步结果对残差序列e做ADF平稳性检验，结果如下表所示：
由上表可知，残差序列e是平稳序列，即序列LGDP和LEMR具有协整关系，且协整方程由(2)给出。
由(2)式可知，经济货币化增长率对我国GDP增长有滞后2期的影响，同期经济货币化增长率对GDP增长有负作用,这可能是当期储蓄意愿过盛挤出投资所致；对下期GDP增长有显著的促进作用，这是由于前期的储蓄积累到下期转化为投资从而促进GDP的增长；虽然滞后2期对GDP也有负影响,但总体上经济货币化增长率对我国经济的增长具有明显的促进作用,其积极作用是主要的。
四、结论
本文通过实证分析证实经济货币化增长率对GDP增长有滞后2期的影响，在同期经济货币化增长率对GDP增长有负作用，对下期GDP增长有显著的促进作用，滞后2期对GDP有负影响，但总的来说，经济货币化确实对我国经济的发展有很大的推动作用。因此，尽管在发展过程中可能出现各种复杂的不稳定的因素，但继续大力推动货币化进程的政策应该坚决执行下去。
参考文献:
篇11
2012年全市实现地区生产总值3012.8亿元，按可比价格计算，比上年增长11.8%，略低于上年0.2个百分点，高于全国4个、全省2个百分点，居全省第5位，比上年前移一位。三次产业比例调整为9.7：48.5：41.8。
1 2012年全市经济运行总体呈现三个特点
2012年，全市经济克服宏观经济下的压力，保持高位运行，走势与全国、全省基本一致，经过二、三季度筑底，四季度温和回升，全年主要经济指标均完成或超额完成年初目标任务。
1.1经济保持高位运行
分季度看，四个季度GDP分别增长12.2%、11.8%、11.2%和11.8%。规模以上工业增加值、固定资产投资、社会消费品零售总额、进出口、公共财政预算收入等指标增幅都好于预期，快于全国、全省，在全省的位次保持稳定或前移。
1.2发展走势与全国、全省基本一致
受宏观经济下行、调控效应和去年前低后高基数的影响，全市经济一季度高开起步，二、三季度与全国、全省一样出现平滑回落，主要经济指标自9、10月份触底企稳，回升态势明显。特别是用电量，11月份增长17%，12月增长50%以上，连创年内新高。运行走势符合国家统计局数据质量评价标准（全国统计会对几个趋势相反的省进行了通报）。
1.3全年主要经济指标均完成或超额完成
全市主要指标增速始终保持在年初目标之上。服务业占比、高新技术产业占比、节能减排等任务指标经过各级各部门的努力，均较好完成。
2对2013年经济增长预期和经济工作的把握
全市经济工作会和人代会对2013年经济任务已经作出了全面部署。各级要以提高经济运行质量和效益为中心，根据壮大规模与提升质量并重，把应对短期周期波动与促进长期结构调整结合起来，将下行的压力转化为结构调整的动力，加快转变经济发展方式，确保全市经济实实在在有效益、有质量、可持续地平稳增长。
2.1坚定信心，强化动力，努力保持和延长稳中有进的上升波线
随着宏观政策制度日趋平面化，地区之间的发展差异在一定程度上正体现为制度政策创新差异。因此，要发挥制度政策创新的作用，在落实好上级和全市出台的政策同时，加快推进区域、产业、企业等中微观层面制度创新，深入探索新型城镇化推进过程中的制度改革，落实好主导产业培植、新的增长点培育等方面的政策，打造具有临沂特色的制度政策生产力。继续深化服务企业“四比四看”活动，促进全民创业兴业，努力在“冷环境”中营造“暖气候”。小微企业在全市规模以上工业中的占比近九成，主营业务收入、利润、利税增幅高于全市10个百分点以上，在安置就业、增加收入等方面发挥了重要作用，而小微企业创业、融资和经营成本高，人才、信息和创新能力缺乏，要进一步完善小微企业扶持政策，增强发展活力。加强经济形势分析和监测预警，及时化解经济运行中的负面影响，努力保持今年以来增长惯性轨迹不变形，确保今年完成目标任务，明年首季开门好。
2.2以产业链、价值链、财税链为核心提升产业层次提高发展质量和效益
“产业链”方面。要加快主导产业的培植发展，保持较高增幅，提高贡献率，尽快过千亿，争取产值过百亿元企业突破12家。“价值链”方面，利用2-3年的时间，力争战略性新兴产业和高新技术产业产值占比分别达到20%和30%左右。“财税链”方面，全市每百元生产总值创造地方财政收入为6.6元，虽比去年（5.1元）有所提高，但仍低于全国（14.5元）、全省（8.6元）平均水平，差距也是潜力，有空间，要着力培植潜力财源促增收，力争纳税过亿元企业达到40家左右。四是狠抓节能减排不放松。越是加快发展，越要高度重视节能减排工作，要将工业经济增长与“十二五”能耗总量控制有机结合起来，建立健全退出机制，坚决杜绝高污染、高耗能和落后产能扩张，构筑低能耗产业结构。
2.3以“大项目、好项目建设年”活动为契机促进投资适度增长
我们提出一个目标，力争2013年全市亿元项目突破1000个（今年为921个），每个县区都有10亿元以上新开工项目。要进一步优化投资结构（产业、区域），向服务业、高新技术产业倾斜，向园区集聚。要保持好民间投资活力，全面落实民间投资的“新36条”及42项细则，引导民间资本向实体经济聚集，有序进入市政、能源、电信、卫生、教育等领域。
2.4以商城国际化为抓手努力稳定内需扩大外需
篇12
我国是一个拥有13亿多人口的大国，由于人口基数大，每年新增加的劳动力就有1000万左右，加上每年转移的剩余农村劳动力、企业破产产生的失业人员以及由于建立现代企业制度而排出的大量富余人员，我国每年城镇新增劳动力供给约为2000万个。改革开放以来，我国一直保持了较高的经济增长速度，依靠经济扩张拉动就业增长。20世纪80年代，我国GDP平均增长率为9.75%，平均就业增长率为3.03%；进入二十一世纪，我国经济增速基本保持稳定，为9.26%（2000—2008年），但是就业增长率却下降为0.89%，比80年代减少了2.14个百分点。虽然我国保持了较高的经济增速，但每年创造的就业也只有900万个左右。上世纪八十年代，GDP每增加一个百分点，我国就业岗位就能增加200万个，而到了本世纪，仅能增加60万个岗位左右。经济增长对就业增长的促进已经越来越乏力了。
二、我国经济增长与就业增长的非一致性原因
马克思在《资本论》中曾指出，在资本积累中，如果资本有机构成不变，可变资本就会随着总资本的增长而增加，对劳动力的需求也会相应扩大。上世纪80年代，由于改革开放，我国经济处于快速的量的扩张阶段，资本总量的迅速扩大导致可变资本的绝对量的增加，从而吸收了大量劳动力。
整个80年代我国将轻工业确定为主导产业，由于轻工业属于劳动密集型产业，资本有机构成低，所以随着资本量的扩大就业人数也大大增加。而90年代后，由于世界技术革命对我国的渗透和扩张，以及我国国内技术改造和进步的作用，我国经济逐步从量的快速扩张向质量提高与规模积极方向发展，我国第二产业从以劳动密集型产业为主向以资本密集型产业为主过渡，主导产业为基础产业和基础设施，这使我国资本的有机构成大大提高，从而大大减少了对劳动力的需求，导致我国就业增长率的下降。
三、马克思的资本积累理论对促进我国就业增长的启示
社会主义的生产是不断发展的，转变经济发展方式，提高生产效率是社会主义生产发展的内在要求，而这无疑是失业产生的基础，但是，我们不能只看到技术进步对就业产生挤出效应的片面观，正如马克思所分析的，“积累的增进虽然使资本可变部分的相对量减少，但是决不因此排斥它的绝对量的增加。”从单个生产部门看，只要该部门资本总量的增长快于资本构成的提高，就业人数也是会绝对增加的。此外，在资本积累中，劳动生产率的提高往往是由于新机器的使用，“虽然机器在应用它的劳动部门必然排挤工人，但是它能引起其他劳动部门就业的增加。”因为，大工业下机器的使用会创造新的物质文化需求和新的产业部门，还会创造配套的产业服务，使产品生产呈现多元化，扩大社会的就业需求，从而对就业产生创造效应。对此，我们可以从以下几个方面促进我国就业增长。
（一）保持经济的持续增长。要保证我国就业的稳定增长，首先必须保持我国经济的持续增长。因为，只有资本总量扩大了，可变资本才会增加，进而才有劳动力需求增加的可能性。因此，保持经济的稳定增长，从而保证资本总量的绝对增加，是就业增长的前提。
（二）大力发展第三产业。根据马克思的理论，资本积累中生产效率的提高会使被用于非生产劳动和仆役阶级的人数增加。而随着人们生活水平的提高，人们也会从简单的物质需求向更高层次的物质文化需要和精神需要发展。所以，劳动力从农业、制造业向服务业转移，是经济发展的必然趋势。而第三产业主要是资本有机构成低的劳动密集型产业，把它作为我国今后主要的就业增长点对扩大我国就业容量具有重要意义。
（三）大力发展知识信息产业等新兴产业，加大人力资本投入。按照马克思的观点，资本积累中，技术进步会促进社会分工的发展和新产业的诞生，从而创造出巨大的就业需求。进入21世纪，知识经济产业蓬勃兴起，正在替代工业经济主导着经济发展。根据我国劳动力市场的信息显示，在总体劳动力供给大于需求的情形下，各技术等级岗位的求人倍率均大于1，其中较大的是高级技师、高级工程师等。因此，大力发展知识密集型产业，同时加大对人力资本教育和培训的投资，提高劳动者素质，减少结构性失业，对促进我国就业增长和和经济增长方式的转变都具有积极意义。
参考文献：
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篇13
旅游在带动经济的增长过程当中，其对住、行、吃、玩等的需求普遍存在着流动性并且不分区域，并且无论是生产还是消费等行为都有着空间相关性。
2、理论考察
不同区域之间的旅游经济投入以及劳动等因素的流动，促使其投入产出活动也有着空间相关性。因此，不管是实践还是理论，都需要以旅游经济资本和劳动的投入为基石，从而对在区域当中的旅游经济增长中的溢出效应问题进行研究分析。而且从政策和决策的角度上出发，基础应建立在空间面板计量经济学理论以及模型之上，对其溢出效应进行研究会得出，对政府对企业的发展战略和方向以及消费者的出行规划都有着极其重大的意义。
3、问题
首先，对省及与地级的旅游行为有较大的空间相关性，但对旅游行为当中的协同作用没有综合性的思考。其次，在对我国省市的旅游经济增长思考过程并没有把空间效益这一要素考虑进去，促使结果相差较多。最后，对区域旅游经济中的空间效应考虑不够充分，从而对模型的准确参数估算不清楚。对其旅游经济空间依懒性的刻画较为困难与科学。
二、空间面板计量经济学的模型设定以及分析结果
1、空间相关性的检验
运用阈值距离的空间权值矩对：中国省市的旅游产出的空间自相关数据进行计算。结果：中国省市之间的旅游经济增长有较为明显的空间自相关性。同时除了Morans传统的检测方法外，也可以利用拉格朗日乘子的方法进行检测。
2、空间面板计量经济模型的估计
如下利用的空间面板计量经济数据模型进行分析估计，因此，为了有所区分对6采用标准的面板数据进行估计，采取较为普通并且混合的面板数据等多种模型进行估计。方法：6采用混合普通较小二乘估计的方法、最小二乘估计的方法，空间面板采用，软件上6采用，所有的借助进行检测估计。从结果可以看出面板模型通过了水平检测标准，这说明对旅游经济空间面板计量经济增长的模型来说，采取空间面板模型更加有效合理。同时，也更加说明，在对区域旅游经济的增长进行分析时，对空间效应的面板数据的模型估计不做考虑的方法是不合格的方法。更加强调了相邻的省份之间的资本投入，对旅游经济的增长均有显著的空间溢出效应。
三、结论及相关的政策启示
国内旅游发展空间的依赖性尤为明显，具有鲜明的区域性结构差异。因此当地政府对促进旅游产业发展的扶持政策还有待加强（例：财力、人力、物力等资源的支持），从而带动经济的增长。对经济的增长有明显的空间溢出效应，因此区域之间须相互加强合作、相互协调从而一起发展。当然进行战略性联盟的方针，首先须建立与生产要素相关的市场机制，冲开障碍性因素从而合理的配置资源。提升旅游业的发展对经济增长的影响地位。其次区域之间加强市场合作，能够有效扩展开旅游产品的生产链。从而实现差异互补化，构建和谐的区域一体化的旅游产业发展，进而提高对经济发展的空间溢出效应。因空间距离的增长，其对经济增长的空间溢出效应也随之降低，因此需要加强政策的实施，拉近旅游发展及经济增长的空间联系。例如：以发达省市带动发展慢城市的合作机制，或者旅游支援的工作机制等。目前为止，人力资本因受教育程度的影响，所以对经济增长的作用较小，但因人力比物质资本的回报率更高，因此，必须加强对人力资本内的投资，改善其配置，并进行结构优化，从而达到对经济增长的持续推动。
