我国经济增长研究论文

摘要：按照谷谷法，我国经济增长与波动轨迹可划分为10个周期。根据扩张与收缩的比率、波动幅度大小等波动特征，这10个周期又可分为三个阶段：改革开放前经济“大起大落”阶段；改革开放后经济高速增长阶段；改革开放后经济平稳快速增长阶段。这三个阶段中，经济增长的平均速度不断提高，经济增长的稳定性逐步增强。下面小编整理了一些《我国经济增长研究论文(精选3篇)》，仅供参考，大家一起来看看吧。

我国经济增长研究论文 篇1：

国际服务贸易促进我国经济增长研究

摘要：随着全球经济的重点从货物贸易转向服务贸易，服务贸易对我国经济高速持续增长能够发挥重要的支持和源泉作用。本文用1985—2001年的统计数据实证分析国际服务贸易对我国经济增长的作用，通过对我国服务贸易开放度与国际竞争力实证分析探讨服务贸易对经济增长带动不足的原因。最后提出增强服务贸易国际竞争力，支撑经济增长的政策建议。

关键词：服务贸易；经济增长；贸易开放度；国际竞争力

文献标识码：A

作者：潘　菁

我国经济增长研究论文 篇2：

我国经济增长与波动的实证研究

摘要：按照谷谷法，我国经济增长与波动轨迹可划分为10个周期。根据扩张与收缩的比率、波动幅度大小等波动特征，这10个周期又可分为三个阶段：改革开放前经济“大起大落”阶段；改革开放后经济高速增长阶段；改革开放后经济平稳快速增长阶段。这三个阶段中，经济增长的平均速度不断提高，经济增长的稳定性逐步增强。本文进一步从实证方面研究市场化进程对我国经济增长稳定性的影响，得出结论认为，市场化程度的不断提高将有利于经济的平稳运行。

关键词：经济增长；经济周期；波动幅度；市场化

文献标识码：A

新中国成立以来，社会主义建设事业取得辉煌成就，我国经济面貌发生了翻天覆地的变化。但我国经济建设也并非一帆风顺，经济增长经历了多次波动或衰退乃至萧条的阶段。本文主要探索新中国成立以来我国经济增长与波动的轨迹，寻找经济增长稳定性不断增强的原因。由于大规模经济建设始于1953年，因此本文实际分析的是1953年后经济增长与波动的轨迹。

一、我国经济增长的周期划分

经济波动研究一般选用GDP增长率作为考察指标。测定经济周期的方法主要有三种：速度法、移动平均法、对数差分法。…速度法是一种直接以经济增长率指标来测定经济波动、描述经济波动特征的方法。移动平均法是为消除一些不规则因素对经济增长的影响，而对经济增长率进行数年移动平均处理以描绘经济周期的方法。该方法处理后的数据能在一定程度上消除短期随机波动的影响，平均移动越长，效果越好。但这种方法存在严重缺陷。由于处理后的数据存在明显的滞后现象，与速度法相比，移动平均法处理过的波峰与波谷在时间上会往后移，移动年份过长更会导致研究数据的过多缺失。对数差分法是以产出水平的一阶差分值为指标来描绘周期波动的方法。现有文献大多选择速度法来测定经济波动、描述经济波动特征。因此，本文也选择用经济增长率指标来划分经济周期，并分析我国经济周期波动的主要特点。

按照谷谷法进行划分(见图1)，1953～2008年中国经济增长率波动共呈现10个周期。这10个周期的前5个周期在改革开放前，后5个周期在改革开放后(见表1)。要说明的是，第6个周期的1977～1978年属于改革开放前，1979～1980年属于改革开放后，由于采用谷谷划分法，而该周期的波谷年份(1981年)位于改革开放后，因此，第6个周期作为改革开放后的周期。在划分经济周期时，如果周期长度仅为两年，则将其与相邻周期合并，这种情况在第5个周期内出现，它包含两个相邻小波动，分别是1973～1974年和1975～1976年的两次波动。

二、中国经济增长与波动三个阶段的对比分析

在1953～2008年里，以改革开放为界，可分为改革开放前阶段和改革开放后阶段。如果再细分，改革开放后阶段又可分为经济高速增长阶段和经济平稳快速增长阶段，其中，经济高速增长阶段是1977～1999年，包括第6～9周期，经济平稳快速增长阶段是指2000年以后即第10周期。在这三个阶段中，扩张与收缩的比率、波动幅度大小等波动特征都存在显著差异。

(一)从扩张与收缩比率来看阶段划分

扩张与收缩的比率是衡量经济增长稳定性的重要指标。一次完整的周期由扩张和收缩两个阶段组成。扩张与收缩的比率越高，意味着扩张阶段越长，收缩阶段越短，表明经济增长比较稳定。从表1可知，改革开放前5个周期里，扩张期的平均长度为2年，而收缩期的平均长度为2.6年，扩张与收缩比率为0.76，小于1。改革开放后经济高速增长阶段，扩张期的平均长度为3年，收缩期的平均长度为2.75年，扩张与收缩比率为1.09，大于1。改革开放后经济平稳快速增长阶段，扩张期的平均长度为7年，收缩期的平均长度则降至2年，扩张与收缩比率上升至3.5，大于1。这三个阶段扩张与收缩比率依次递增，说明新中国成立以来，我国经济扩张的持续性增强，经济增长的稳定程度提高。

(二)从波动幅度大小等波动特征来看阶段划分

分析我国经济周期的波动特征，主要可从波动幅度、峰值、谷值、增长水平等几方面考察。其中，波动幅度尤其重要，它由三个指标组成：标准差、波动系数及峰谷落差。从整体看，按照谷谷法进行划分，1953～2008年，我国GDP增长率波动系数为0.9，标准差达到7.4％(参见表2)，同时我国峰谷落差达到14.3％，平均峰值高达14.8％，平均谷值则只有0.6％(参见表3)。这些数据表明，我国经济周期波动幅度很大。下面将我国经济增长轨迹分为三个阶段来分析经济周期的波动特征。从标准差与波动系数看(参见表2)，改革开放前阶段我国经济周期波动的标准差达到10.32％，波动系数则高达1.54。在经济高速增长阶段，标准差下降至3.19％，而波动系数则下降至0.33。在经济平稳快速增长阶段，标准差与波动系数更是明显下降，标准差为1.78％，波动系数只有0.18。标准差与波动系数的快速下降说明新中国成立以来，我国经济周期波动由剧烈转向缓和，特别是2000年以后，我国经济一直处于平稳增长阶段。

从峰谷落差看(参见表3)，改革开放前阶段的平均峰谷落差为21.9％，属于典型的剧烈波动型。在经济高速增长阶段，平均峰谷落差降至7％。经济平稳快速增长阶段，平均峰谷落差迅速降至5.5％。其中，前5个周期的落差均在10％以上，第2个周期的落差更达到48.6％，后5个周期的落差值都有所回落并小于8％，尤其第10个周期的落差已降到5.5％。因此，总体来说，新中国成立以来，我国经济增长的稳定性不断增强。从各周期的峰值看(参见表3)，改革开放前阶段的波峰平均值为16.5％，经济高速增长阶段的波峰平均值下降到13.2％，经济平稳快速增长阶段的波峰平均值又下降至13％。此外，观察改革开放前后各周期的峰值可以发现，改革开放前阶段的周期之间峰值差距很大，第2个周期的峰值高达21.3％，第5个周期的峰值只有8.7％。经济高速增长阶段的周期峰值大多在12％左右，峰值分布均匀。经济平稳快速增长阶段的周期峰值为13％。这三个阶段峰值都处于高位，表明新中国成立以来，我国经济增长一直存在盲目扩张性，容易出现经济过热，尤其是第一阶段周期之间峰值差距明显，经济波动幅度大。从谷值看(参见表3)，改革开放前阶段的波谷平均值为－5.3％，为古典型；经济高速增长阶段的波谷平均值为6.2％，经济平稳快速增长阶段的波谷平均值为7.5％，均为增长型。比较改革开放前后各周期的波谷，改革开放前竟有三个周期是古典型，以第2个周期的波谷位最深，达－27.3％。而改革开放以后，5个周期均为增长型，

经济高速增长阶段平

均谷值比改革开放前上升11.5个百分点，经济平稳增长阶段平均谷值比改革开放前上升了12.8个百分点。谷位的显著上升表明我国经济增长抵抗衰退的能力得到明显增强。从平均增长水平看，改革开放前阶段的平均增长水平为6.2％，经济高速增长阶段的平均增长水平上升至8.6％，经济平稳快速增长阶段为9.6％。三个阶段的平均增长水平的逐渐提高表明改革开放以来我国经济增长水平显著提高。

总体而言，我国经济增长与波动的第一阶段即改革开放前阶段，扩张与收缩的比率低，经济波动幅度很大，峰位较高，谷位深，平均增长水平低，经济呈“大起大落”特征；第二阶段即经济高速增长阶段，扩张与收缩的比率上升，波动幅度下降，峰位上降，谷位上升，平均增长水平提高；第三阶段即经济平稳快速增长阶段，扩张与收缩的比率进一步上升，波动幅度更小，峰位下降，谷位继续上升，经济增长水平高于经济高速增长阶段。就阶段而言，从第一阶段至第三阶段，经济增长平均速度不断提高，经济增长稳定性顺次增强，新时期更呈现平稳和快速增长的特征。

三、中国经济增长稳定性不断增强的原因

新中国成立以来，我国经济增长稳定性不断增强的原因是多方面的，但其根本原因是随着改革开放的不断深入，我国经济市场化程度的持续提高。计划经济体制时期，我国经济市场化程度极低，各种商品和服务产品的价格形成基本由政府管制，市场因素在经济生活中受到极端压制，政府管制力量远远大于市场力量，外在的政府干预因素经常冲击正常的经济周期，导致经济多次“大起大落”。改革开放以来，我国不断推进市场化进程，削弱政府管制力量，市场化程度不断提高，因此经济波动幅度迅速下降，波动由剧烈转向缓和。随着经济体制改革的深入推进，市场化程度在20世纪90年代中期的水平上进一步提高，对经济增长的直接影响就是导致新一轮经济周期呈现前所未有的平稳特征。市场化程度提高还能使经济增长避免不切实际的高速度，实现健康的快速增长。下文选取新中国成立以来的宏观经济数据，实证分析市场化进程对我国经济波动变化的影响。

(一)变量选取与数据说明

市场化进程是指从计划经济体制向市场经济体制转变的一个过程，包含一系列经济和非经济方面的改革，因此，对市场化进程的定量测定是一个非常复杂的工作。由于我国从计划经济体制向市场经济体制转轨的根本问题就是非国有经济比重的不断提高和所有制结构的转变，所以采用非国有经济职工人数占总职工人数的比重来表示其市场化进程也是一种比较合理的选择。当然，非国有经济比重只是经济体制转轨的一个具体反应，它不能完全代表市场化进程的所有方面。尽管如此，该指标与市场化的其他方面都有较强的相关性，其变动大体上能反应我国的市场化进程。因此，本文采用非国有经济职工人数占总职工人数的比重作为市场化进程的代理变量，用mkt表示。为判断市场化进程对经济增长波动的影响，还需要分离出经济增长的波动成分。在本文的检验中，主要使用常用的H－P滤波法来分离变量的趋势成分与周期成分。本文对1953年以来GDP增长率进行了趋势与周期分解，其周期成分记作cy，所用原始数据来自《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计摘要2009》。

(二)扩展的迪基富勒(ADF)单位根检验

时间序列计量分析需要样本数据是平稳的单位根过程，否则就存在“伪回归”问题。因此，在进行实证分析前需要对时间序列变量进行单位根检验。通过ADF单位根检验发现(见表4)，cy在1％显著水平上为平稳变量；mkt在1％显著水平上为非平稳变量，而mkt一阶差分值在1％显著水平上为平稳变量。由于mkt是非平稳变量，因此在回归分析前，需要对它进行一阶差分，使它变为平稳变量。后阶数。

(三)回归分析

根据表5可以发现，在回归方程中，dmkt、dmkt(－1)和dmkt(－2)系数的T值在1％的显著性水平下显著，F统计量也通过检验，SC检验值等于－2.7287，R²等于0.6536。因此，市场化进程对经济波动的回归方程结果是比较理想的。在表5中，dmkt、dmkt(－1)和dmkt(－2)的系数分别为－0.4014、－0.4032和－0.2027，都为负值，这说明随着市场化程度的不断提高，经济运行将会越来越平稳。因此，实证结果与上文分析一致：市场化程度提高能使经济增长避免不切实际的高速度，实现健康的快速增长。

(四)格兰杰(Granger)因果检验

回归分析的结果往往只能量化变量之间的系数关系，但对哪个变量是因，哪个变量是果，却无法回答，因此本文采用Granger因果检验来研究经济波动与市场化进程之间的因果关系。根据表6可知：在10％显著水平下，我国经济波动与市场化存在着双向的Granger因果关系，即市场化会影响经济波动，同时经济波动也会影响市场化进程。结合两者之间的回归方程式结果能得到以下结论：市场化程度的不断提高将有利于经济的平稳运用。

四、结论

根据扩张与收缩的比率、波动幅度大小等波动特征，我国经济增长与波动可分为三个阶段：改革开放前阶段、改革开放后经济高速增长阶段、改革开放后经济平稳快速增长阶段。这三个阶段中，经济增长的平均速度不断提高，经济增长的稳定性顺次增强，尤其是新时期更是呈现平稳快速增长的特征。同时，根据1953～2008年度宏观数据，运用计量经济学方法实证分析发现，我国经济增长的稳定性不断增强的根本原因在于随着改革开放的不断深入，市场化程度持续提高，并且市场化程度越高，经济运行就越平稳。因此，要想保持未来经济平稳快速增长，最根本的还是要深化经济体制改革，强化市场力量，进一步提高经济发展的市场化程度。

作者：陈乐一 李玉双 李 星

我国经济增长研究论文 篇3：

ＦＤＩ对我国经济增长影响研究的最新进展

FDI对于东道国经济增长的影响很早就引起了广泛的关注，学者们主要依据经济增长理论进行了FDI对东道国经济增长的影响研究。这方面的研究主要沿着两方面进行：一是基于古典增长提出的“两缺口”模型研究FDI对东道国经济增长的直接作用，二是在内生及新制度增长理论框架内基于FDI“综合要素”的作用，研究FDI外溢效果所形成的对东道国经济增长的“间接”作用。国内学者研究FDI对东道国经济增长影响在沿着上述两方面的基础上，从FDI对中国经济增长的是什么样的影响及影响程度到底如何、决定FDI影响中国经济增长的主要机制是什么、对比FDI与国内投资促进经济增长有什么不同之处、FDI对中国经济增长影响与其它国家相比有什么差异、FDI对中国各区域经济增长的影响情况如何等方面进行。

一、FDI对中国经济增长影响的总体判断

近期研究FDI对中国经济增长影响的大部分学者从不同的角度或利用不同的方法都认为FDI已成为影响我国经济增长的一个重要经济变量，FDI有效促进了中国经济增长。胡祖六(2004)认为FDI是解释20年来中国经济增长奇迹重要因素之一。杜江(2002)、陈浪南、陈景煌(2002)分别有效需求和总供给的经济理论出发，建立相应的模型，都认为FDI推动了中国经济的发展。田梦飞(2005)运用科克伦一奥克特方法纠正了可能存在的虚假回归现象，分析认为FDI对中国经济增长产生了积极的影响。任永菊(2003)、杨海燕(2005)、薄文广(2005)、王晶等(2006)、姚树洁等(2007)、岳书敬(2008)等计量方法进行实证研究，认为FDI与中国经济增长之间存在稳定的正向均衡效应以及单向因果关系，FDI的增长是GDP增长的Granger原因，即FDI对中国经济增长产生了积极的影响。

二、FDI对中国经济增长的实证影响程度

国内学者在通过实证方法分析FDI对中国经济增长的影响时，所选择的实证资料都比较集中在改革开放后的近20多年里，所使用的方法有所差异，实证所得到的具体影响程度有较大差异，最高的接近20％，最低只有2％(如表所示)。也有许多学者认为FDI对中国经济增长的贡献率是在降低的，如沈桂龙(2007)。

三、FDI影响中国经济增长的主要机制

决定FDI影响中国经济增长的主要机制是什么的研究主要围绕着古典增长模型和新增长模型中所涉及的增长要素而进行。

沿着古典经济增长理论的模型，利用FDI对经济增长的影响首先在于FDI是资本积累的重要来源之一。而FDI对东道国资本结累的效果取决于FDI是否对国内投资形成挤出效应。国内学者采用不同的方法，研究的结论在挤出效应方面大致相同，而在挤入效应方面大相径庭。王志鹏、李子奈(2004)构建了FDI对国内投资的绝对挤入挤出模型，分析认为FDI对国内投资的挤入挤出效应都不显著，即FDI增加了中国的资本结累，也就促进了中国经济增长。张天顶(2005b)根据总量生产函数采用面板数据模型，实证分析认为FDI与中国国内资本形成之间存在互补性，FDI每增长1％，会带动约为0.204％中国国内资本形成的增加。杨新房等(2006)计量研究表明FDI虽然对我国国内资本的“挤出”效应和“挤入”效应并存，但总体上有一个“净挤入”的效果，因此，从资本形成的角度来看，FDI促进了我国的经济增长。

沿着新增长理论，FDI对东道国经济增长的影响取决于FDI各方面的溢出效应。学者们普遍研究所得到的结论比较一致，FDI各方面的溢出效应有效地促进了中国经济的增长。余永定(2004)认为FDI对于中国资本结累的贡献是有限，全要素生产率的贡献是比较高的，即FDI快速提高了中国的全要素生产率而有效促进了中国经济增长。代谦、别朝霞(2006)认为FDI能否给发展中国家带来经济增长依赖于发展中国家的人力资本积累，只有辅之以较快速度的人力资本积累。FDI才能给发展中国家带来经济增长。姚树洁等(2006)利用中国的数据证明了所提出的两个假设，从而说明了FDI推动了中国经济增长的决定因素是FDI是否有利于技术进步。

四、FDI与国内投资促进经济增长的比较

基于FDI是“综合的要素”，能形成对增长要素的一系列外溢作用，有效促进东道国影响经济增长，但在比较FDI与国内投资促进经济增长的研究中，近期早一点的研究结论与晚一点的存在不一致。

胡祖六(2004)指出中国引进FDI相对于国内总投资而言，绝对额不是那样出色，FDI却起到了“四两拨千斤”的作用。赖明勇等(2002)研究表明FDI和国内投资都具有显著经济增长效应，但两者促进经济增长的作用机理却不同，FDI主要通过技术进步效应来促进我国经济增长，而国内投资主要通过资本积累效应促进我国的经济增长。张桂香(2005)通过实证分析也有相似的结论，认为虽然整体上看中国FDI推动经济增长的作用比总体投资的推动作用要小很多，FDI对经济增长推动作用是高效的。罗长远(2006)认为相对于国内资本来说，尽管FDI作为“投资”本身对经济增长的直接作用并不显著，但FDI对中国经济增长的作用具有“催化剂”的性质。靳涛、沈斌(2008)认为国内非国有资本投资对经济增长的拉动作用最为显著，其次是国有资本投资对经济增长拉动的作用也较为显著。而国外直接投资对经济增长的托动作用在三者中最为不明显。庞英等(200　8)研究表明民族资本的效率优于FDI,民族资本是推动转型期中国未来经济持续高效增长的主要动力。

五、FDI对中国经济增长的影响与其它国家比较

在研究FDI对中国经济增长影响的横向比较中，主要集中在与印度的比较研究上，研究结论主要认为中国通过吸收FDI促进经济增长的模式没有印度的更有利于经济增长，印度吸收的FDI促进经济增长的效率更高。

谢兴龙等(2005)采用线性及线性变换回归模型，考察了中国、印度和巴西这3个经济转型国家的FDI对经济增长的作用，认为FDI对经济增长的作用和影响从大到小的顺序是中国、印度和巴西，而在单位FDI对经济增长作用的排序中是印度、中国和巴西。王菲、李庆利(2005)通过比较中国与印度吸收FDI的经济增长路径，认为中国经济高速增长的背后遵循着“FDI——出口增长——经济增长”这样一条非持续发展的逻辑主线，而“印度模式”注重自生能力的方式，更加有利于经济稳定、持续地发展。李大伟等(2006)从规模、结构等多个角度对中国和印度利用FDI的绩效进行比较分析，认为虽然FDI对中国经济增长的拉动作用高于印度，但印度的FDI利用效率高于中国。尹翔和王英(2006)利用计量经济学的基本方法分析中国与印度

FDI和GDP之间的关系也得到了相似的结论，认为尽管中国规模巨大FDI(印度的10倍以上)对于中国经济增长的推动有积极作用，但是印度数量极少的FDI也能高效地作用于印度经济增长。

六、FDI对中国各区域经济增长的影响

以国内不同经济区域为背景的FDI对经济增长影响的研究主要是基于FDI的区域分布与区域经济增长水平的关系，集中研究了FDI对国内区域经济增长差异的影响以及FDI对区域经济增长影响程度差异，所得到的研究结果基本都认为FDI中造成中国区域经济发展不平衡的重要原因，且FDI对区域经济增长的影响程度存在较大差异。

李萍、李未无(2002)认为中国区域经济增长与FDI有着很强的正相关关系，东部地区外资对经济增长的直接贡献率为25.1％，西部外资对经济增长的贡献率12.6％。李具恒(2004)根据武剑(2002)的各地区FDI投资效率的不同，分析认为FDI对中国经济增长的贡献呈“东高西低”的基本格局。杜江等(2004)建立以东中西地区的FDI为解释变量和以各区域GDP为被解释变量的计量经济模型，实证分析认为每1元的FDI可以使东部、中部和西部地区分别增加13.44、52.72、57.03元的GDP，并从FDI的产出弹性中认为东部的FDI每增加1％，东部的国内生产总值就会增加0.54％，而中西部的FDI每增加1％，对应的国内生产总值仅仅分别增加0.379％和0.366％。米运生、程昆(2007)分析认为中国FDI边际生产效率从东部、东北、中部和西部依次递减；FDI区域经济贡献则按中部、东部、东北和西部依次递增。岳书敬(2008)东部地区FDI对经济增长的促进作用要大于中西部地区。

七、简要评述及研究发展方向

在FDI理论和经济增长理论的框架内，国内学者近期研究得到了比较一致的结论，认为FDI在对国内资本形成没有净挤出效应的基础上能有效增加国内的资本积累，特别是FDI的“一揽子”外溢效应，使得FDI与中国经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。FDI是促进中国经济增长的重要因素，只是在实证分析中由于分析模型的构建和数据样本的选择不同，实证研究FDI对经济增长影响的程度存在较大不同。同时学者们研究也认为中国利用FDI的效率并不是很高和中国各区域FDI对区域经济增长的影响也存在显著差异。

在现有增长理论的框架内，沿着古典增长理论只强调FDI资本作用的研究已有明显的淡出趋势，而沿着新增长理论以及新制度经济理论强调FDI各方面的溢出效应，促进东道国经济增长已经成为主流并仍将是研究的主要发展方面。此外，随着计量方法的改进，目前国内外的研究都认为FDI与GDP之间是双向因果关系，即FDI与GDP之间是联动的，这对于研究FDI对东道国经济增长的影响提出了新的方法要求。因此，从东道国的角度研究FDI对经济增长的影响可能会有以下几个方面发展：第一，FDI不同增长要素溢出效果的分类影响。这方面的研究目前处于起始阶段，已有许多关于FDI对不同增长要素的溢出效果及其定量化的研究，但基本上见不到进一步研究要素溢出效果对经济增长的影响程度量化分析。第二，比较中国与其它发展中国家的FDI对东道国经济增长的影响。从前面的综述可看出这方面的研究已经在进行，但是其研究的范围和深度还远不够。因此，基于新增长理论的模型和一定的可比性，进一步比较研究中国与其它发展中国家相应时期的FDI对经济增长的影响仍然是FDI对东道国经济增长影响研究的发展方向。第三，根据联立方程和多目标线性规划的基本原理，建立新的FDI与GDP计量模型分析FDI对东道国经济增长的影响。虽然目前运用联立方程和多目标线性规划方法进行FDI与GDP之间的研究已经存在，但这些研究还需要进一步考虑FDI对各增长要素的机制以及增长要素对FDI的吸收能力，并随着经济全球化的深入，FDI与GDP之间的双向因果关系会越突出，研究FDI对东道国经济增长的影响更离不开联立方程和多目标线性规划方法的运用。

作者：黄　宁　李　娅