時間：2023-11-07 11:21:40
序論：在您撰寫經濟增長與經濟發(fā)展的聯(lián)系時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導您走向新的創(chuàng)作高度。
經濟增長是指一個國家或地區(qū)在一定時期內的總產出與前期相比所實現的增長?？偖a出通常用國內生產總值（GDP）來衡量。但是，由于GDP只是衡量總產出的概念，并不包含伴隨經濟增長帶來的生態(tài)與環(huán)境變化的影響，因此，經濟增長并不能全面反映一個國家或一個地區(qū)的經濟發(fā)展的實際狀況。
經濟發(fā)展是一個比經濟增長含義更廣的概念。經濟發(fā)展是在經濟增長基礎上，一個國家經濟與社會結構現代化演進過程。
經濟發(fā)展既包括經濟增長，還包括伴隨經濟增長過程而出現的一個國家或地區(qū)按人口平均的實際福利增長過程， 它不僅是一種財富和經濟機體量的增加和擴張， 而且還意味著其質的方面的變化， 即經濟結構、社會結構的創(chuàng)新， 社會生活質量和投入產出效益的提高。簡而言之， 經濟發(fā)展就是在經濟增長的基礎上， 一個國家或地區(qū)經濟結構和社會結構持續(xù)高級化的創(chuàng)新過程或變化過程。
從經濟增長與經濟發(fā)展的關系來看，經濟增長是經濟發(fā)展的前提、基礎和核心，沒有一定的經濟增長，就不會有經濟發(fā)展。經濟發(fā)展是經濟增長的最終目的。
經濟增長與經濟發(fā)展無論從字面含義、還是深層含義都是有聯(lián)系的，這點不難理解。只是二者的區(qū)別就很少有人能說清楚了。有人干脆就會混為一團，不加區(qū)別。普通人不知二者區(qū)別或干脆認為二者可互相代替，無關緊要，可是如果國內經濟主管部門人員、大大小小的企業(yè)主也沒有一點這樣的經濟學理論，恐怕就使區(qū)域經濟甚至國家經濟陷入只追求增長，而沒有了發(fā)展。經濟增長是經濟發(fā)展的手段，經濟發(fā)展是經濟增長的目的。不能離開經濟發(fā)展這個目的去一味追求經濟增長速度，那樣會導致經濟發(fā)展中的比例失調、經濟大起大落和社會不公及社會劇烈動蕩。使企業(yè)陷入蠻干，導致社會發(fā)展成為無源之水、無本之木，甚至會引起社會的倒退，最終我們每一個人都逃脫不了受害者的命運。
掌握經濟增長與經濟發(fā)展二者的區(qū)別，刻不容緩。20世紀50-60年代前，傳統(tǒng)理論認為：經濟發(fā)展意味著國家財富和勞務生產增加以及人均國民生產總值提高。60年代后，這種觀點受到了若干國家現實的挑戰(zhàn)，一些國家人均國民生產總值迅速增長，但其社會政治和經濟結構并未得到相應改善，貧困和收入分配不公正情況仍十分嚴重。20世紀80年代之前，經濟學家把增長與發(fā)展分為兩個問題。增長研究發(fā)達國家長期中實際的國民生產總值的增加問題，發(fā)展研究發(fā)展中國家如何走向發(fā)達的問題。80年代以后，經濟學家逐漸從世界角度來研究增長與發(fā)展問題，把經濟發(fā)展同經濟增長區(qū)別開來。經濟發(fā)展具有更加豐富的內涵，不僅涉及物質增長，而且涉及社會和經濟制度以及文化的演變。既著眼于經濟規(guī)模在數量上的擴大，還著重于經濟活動效率的改進。同時又是一個長期、動態(tài)的進化過程。
首先，二者是“量變”和“質變”的不同。經濟增長只是社會財富“量”的變化，經濟發(fā)展則是“質變”。經濟發(fā)展不僅僅包括社會財富在數量上的變化，還包括社會結構的優(yōu)化，收入分配的公平合理，人民精神生活的豐富，自然環(huán)境與生態(tài)環(huán)境的改善等社會方面的進步。
其次，衡量二者的方式不同。對一國的經濟增長速度的度量，通常用經濟增長率來表示。本年度經濟總量（通常用國內生產總值GDP來衡量）的增量與上年所實現的經濟總量的比率，即經濟增長率。經濟發(fā)展的衡量指標除經濟增長的指標外，還包括社會發(fā)展指標，教育發(fā)展指標，如公共教育經費占GDP的比重、國民平均受教育年限等；社會公平與穩(wěn)定指標，如基尼系數、恩格爾系數、國民幸福指數、可持續(xù)經濟福利指數等；環(huán)境指標，如自然資源和能源利用效率、環(huán)境污染綜合指數等。
再次，二者相互作用不同。經濟增長是經濟發(fā)展的基礎和動力，但是經濟增長不一定帶來經濟發(fā)展。如果有些政府官員為了夸耀、突顯個人政績，只片面追求經濟增長，置生態(tài)環(huán)境于不顧或者根本沒有環(huán)境保護意識，不但經濟不會發(fā)展，嚴重的會導致社會退步。相反，如果經濟發(fā)展了，必然已經產生了經濟的增長，也是經濟長期持續(xù)增長的保證。
[關鍵詞] 教育發(fā)展； 經濟增長； 灰色關聯(lián)； Matlabdoi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 010. 060
[中圖分類號] G40-054 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2013）010- 0103- 04
0 引 言
進入知識經濟時代以來，教育作為科技創(chuàng)新的主要動力與人力資本投入的重要形式，為經濟增長提供了源源不斷的人才儲備和創(chuàng)新動力，其對經濟增長的重要價值受到各國政府的高度重視。20世紀70年代以來，美國教育經費總投入占GDP的比重已保持在7%以上，日本、法國、加拿大等發(fā)達國家為6%以上，而我國于2012年才首次達到了全年財政性教育經費占國內生產總值4%的世界平均水平，教育投入的低水平約束了我國經濟增長的速度與規(guī)模。教育投入決定了人力資本積累的水平與質量，從而成為影響經濟可持續(xù)增長的重要因素，而經濟增長的速度與效果從根本上決定著教育發(fā)展的規(guī)模與質量，兩者為相互作用的統(tǒng)一體。
本文基于灰色關聯(lián)分析方法探討了教育發(fā)展與經濟增長的相關性問題，經濟與教育系統(tǒng)是多種因素共同作用的復雜系統(tǒng)，研究充分考慮了教育投資的經濟效益滯后期，以中國經濟增長指標與教育發(fā)展水平指標為比較序列建立灰色關聯(lián)模型，揭示了影響教育、經濟協(xié)調發(fā)展的主要因素，并指出增加教育投資對促進經濟增長的重要意義。
1 文獻述評
20世紀50年代以來，舒爾茨、貝克爾等提出了人力資本理論，指出教育投資是人力資本積累的主要途徑；丹尼森完善了人力資本的理論框架，強調教育是經濟增長的源泉；80年代初，我國學者展開了教育對經濟的貢獻率、教育與經濟協(xié)調發(fā)展、教育市場化產業(yè)化等領域的相關研究，均對教育發(fā)展與經濟增長的相關性持肯定態(tài)度。蔡增正基于194個國家與地區(qū)的數據，考察了教育在25年間對經濟增長的貢獻，指出教育對于經濟增長的作用呈現先弱、后強、最后稍有降低的趨勢；賈彥東 等人以全國31個省份的面板數據為樣本探討了教育與經濟增長的相關性及差異性，得出兩者的協(xié)調性在東、中、西部地區(qū)存在明顯差異。
關于灰色關聯(lián)分析在教育領域的研究，自1982年鄧聚龍教授創(chuàng)立灰色系統(tǒng)理論以來，灰色關聯(lián)分析方法已廣泛應用于教育問題的預測、評估、決策以及系統(tǒng)指標確定等方面。雷光龍 等運用灰色關聯(lián)分析和GM（1，1）預測模型，展開了對全國農村職教發(fā)展的相關因素分析，并對2000年以后全國農村職教發(fā)展進行了分析預測；張文劍 等運用灰色關聯(lián)分析方法對各教育層次的規(guī)模結構、專業(yè)結構、地區(qū)結構與經濟發(fā)展（GDP）的關系進行了評估及預測；項飛海、沈永躍 等均基于地區(qū)教育發(fā)展與經濟增長的相關數據，運用灰色關聯(lián)度確定指標權重進而分析各省教育發(fā)展水平對經濟增長的影響度。本文基于以上研究成果，基于近10年來全國教育發(fā)展與經濟增長的相關數據，以中國經濟增長指標與教育發(fā)展水平指標為比較序列建立灰色關聯(lián)模型，應用灰色關聯(lián)分析方法探討兩者相關性問題。
2 模型確定與方法
灰色關聯(lián)分析（Grey Relational Analysis）是系統(tǒng)態(tài)勢的量化比較分析，對系統(tǒng)動態(tài)過程量化分析以計算系統(tǒng)諸因素之間的相關程度，其實質就是比較若干數列所構成的曲線列與理想（標準）數列所構成的曲線幾何形狀的接近程度，幾何形狀越接近，其關聯(lián)度越大，反之關聯(lián)度就小。關聯(lián)度分析方法在很大程度上減少了信息不對稱帶來的損失，并且對無規(guī)律數據同樣適用，不會出現量化結果與定性分析結果不符的情況，然而灰色關聯(lián)分析仍存在需要對各項指標的最優(yōu)值進行確定；部分指標最優(yōu)值難以確定等難點。
灰色關聯(lián)分析首先要指定系統(tǒng)特征序列，參考數據列常記為yj（j = 1，2，…，t），一般表示為：yj = {yj（1），yj（2），…，yj（n）}；被比較數列記為xi，一般表示為：xi = {xi（1），xi（2），…，xi（n）}，i = 1，2，…，m。
以yj（j = 1，2，…，15）為參考序列，以xi（i = 1，2，…，5）為比較序列建立灰色關聯(lián)模型。對于一個參考數據列yj，比較數列為xi，可用下述關系表示各比較曲線與參考曲線在各點的差：
ξi（k） = ■
ξi（k）是第k個時刻比較曲線xi與參考曲線yi的相對差值，這種形式的相對差值成為xi對yj在k時刻的關聯(lián)系數。？灼為分辨系數，？灼∈[0，1]，引入它是為了減少極值對計算的影響。
若記：？駐 min = ■■yj（k） - xi（k），？駐 max = ■■yj（k） - xi（k）
則？駐 min與？駐 max分別為時刻yj與xi的最小絕對差值與最大絕對差值。從而有：
ξi（k） = ■
如果計算關聯(lián)程度的數列量綱不同，要轉化為無量綱。無量綱化的方法，常用的有初值化與均值化。初值化是指所有數據均用第一個數據除，即：xi′（k） = xi（k） / xi（1）；yj′（k） = yj（k） / yj（1）。然后得到一個新的數列，這個新的數列即是各種不同時刻的值相對于第一個時刻的值的百分比。
關鍵詞:教育發(fā)展水平;經濟增長;灰色關聯(lián)
中圖分類號:G69
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)04-0083-02
1 引言
人力資本是推動經濟增長的關鍵因素,人力資本主要通過教育投資形成,教育發(fā)展水平對經濟增長影響的差異一直是經濟學界關注的焦點。目前國內外學者關于教育發(fā)展對經濟增長影響的研究主要是通過實證分析進行。McMahon通過對東亞經濟全面調查后發(fā)現:人力資本投資在東亞經濟高速增長中發(fā)揮著重要作用,東亞的突出成就關鍵在于發(fā)展了小學和初中教育,每個層次的教育對于經濟增長的作用存在差異。蓋莫(Gemmel,1996)通過研究發(fā)現,初等教育與中等教育分別與最窮和中等發(fā)展水平的發(fā)展中國家經濟增長關系更為密切,而高等教育對經合組織國家的經濟增長更為重要。Bassanini&Scarpetta在2001年以經合組織國家1971-1998年的數據為樣本,以工作年齡個人人均GDP為被解釋變量,以成年人口平均受教育年數為解釋變量,通過實證研究發(fā)現成年人口平均受教育年數每提高1%,人均GDP增長0.57%。
關于教育發(fā)展對經濟增長影響的探討,國內學者唐祥來通過借鑒Barro的研究方法和觀點,采用內生經濟增長理論和Lucas生產函數,選取29個省、市、自治區(qū)為研究對象進行研究發(fā)現不同層次的教育投入對經濟增長作用差異的顯著性。實證表明:教育投資與經濟增長之間存在結構差異,高等教育對于發(fā)達地區(qū)經濟增長的促進作用明顯。中等發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū),中等教育和初等教育對經濟增長作用顯著。韓宗禮(1990)依據不同教育程度勞動者的勞動生產率,估算出我國1964-1987年教育對國民收入增長的貢獻為36%。申屠利芬將教育分為正規(guī)教育和職業(yè)教育兩類,采用柯布―格拉斯生產函數對浙江省職業(yè)教育與經濟增長關系進行了探討,發(fā)現與正規(guī)普通教育相比,職業(yè)教育對浙江省經濟增長呈顯著的正作用。沈永躍(2009)選取了2000-2007年河南省教育發(fā)展和經濟增長相關指標的數據,對河南省的教育發(fā)展與經濟增長的相互關系進行了實證分析,研究結果顯示,總體上,河南省經濟增長與教育發(fā)展呈中度關聯(lián)。
綜合上述文獻可見,在不同的國家或地區(qū),由于經濟發(fā)展水平的差異,教育發(fā)展水平對經濟增長的影響程度是不同的,或者在同一地區(qū),不同層次的教育對經濟增長的影響存在差異。
為此,本研究以經濟發(fā)達的沿海城市廣東省為研究對象,從不同的教育層次來探討教育發(fā)展在廣東省經濟增長中發(fā)揮的作用以及不同層次的教育在經濟增長中的地位。
2 模型的建立
1982年,鄧聚龍教授首先提出了灰色系統(tǒng)概念,并建立了灰色系統(tǒng)理論,灰色關聯(lián)分析(GRA)是對系統(tǒng)中各因素間關聯(lián)程度的量化比較,實際上是對動態(tài)過程發(fā)展態(tài)勢的量化分析。
由于教育發(fā)展水平對經濟增長影響的差異性,使得教育與經濟之間的相互作用變得復雜化,而用來反映廣東省教育發(fā)展水平和經濟增長的有關數據不完備,因此采用灰色關聯(lián)分析來分析廣東省教育發(fā)展水平對經濟增長的影響。
設有m個時間序列{x(0)1(t)},{x(0)2(t)},…,{x(0)m(t)}(t=1,2,…,n)。n為各序列的長度即數據個數,這m個序列代表m個因素(變量)。另設定時間序列{y(0)1(t)}(t=1,2,…,n)為母序列,而將上面m個時間序列稱為子序列。關聯(lián)度是兩個序列關聯(lián)性大小的度量。一般來說進行灰色關聯(lián)分析需要經過以下幾個步驟:
①確定分析序列。本文中以經濟增長為因變量,亦即參考序列y0,自變量xi為比較序列,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將變量數列進行無量綱化。由于統(tǒng)計得到的原始數據,由于數列單位不同或者量綱不同,為使各因素之間具有可比性,首先將參考序列y0和各比較系列xi的原始數據作初值化處理,消除量綱。
③求差序列、最大值、最小值。計算公式如下:
差序列:Δ0i=|y0(k)-xi(k)|,k表示時間,通常k=1,2,…,n
兩級最小差:Δminminimink|y0(k)-xi(k)|,k表示時間,通常k=1,2,…,n
兩級最大差:Δmaxmaximaxk|y0(k)-xi(k)|,k表示時間,通常k=1,2,…,n
④計算灰色關聯(lián)系數。公式如下
γy0(k),xi(k)=Δmin+ρ•ΔminΔ0i(k)+ρ2Δmin
⑤計算灰色關聯(lián)度。
γ(y0,xi)=1n∑nk=1γy0(k),xi(k)
⑥結果評價。根據各個數據列所計算出來的關聯(lián)度,即各因素與比較變量的關聯(lián)大小,評價與比較變量關系最密切的變量,并對每個因素與比較變量的關系進行排序,找出因變量變化的主要和次要因素。
由于反映教育發(fā)展水平和經濟發(fā)展的有關指標的統(tǒng)計口徑不同,是造成許多文獻研究同一問題但得出的結論卻不一致的主要原因。而灰色系統(tǒng)理論著重研究概率統(tǒng)計、模糊數學難以解決的“小樣本”、“貧信息”等不確定性問題,對數據的要求可以是任意分布。因此,運用灰色系統(tǒng)理論的分析方法可以彌補這方面的不足。
3 實證研究
3.1 指標選取及說明
(1)因變量指標?，F有研究經濟增長的文獻中大多采用國內生產總值或者人均國內生產總值作為衡量一個國家或一個地區(qū)的經濟發(fā)展水平(巴羅,1995和李子奈,2002)。本文將經濟增長作為因變量,以2001-2007年廣東省國內生產總值作為因變量指標。主要是因為國內外研究這個問題的文獻中沒有同樣的統(tǒng)計口徑,筆者也沒有找到更好的指標選擇。
(2)自變量指標。本文以教育發(fā)展水平作為自變量。用來測量教育發(fā)展水平的方法很多,通過對目前研究教育發(fā)展水平對經濟增長影響的相關文獻進行梳理,本文用受教育年限法來度量教育發(fā)展水平。首先將勞動按學歷層次進行分類,共分六類:未上過學(文盲和半文盲)、小學、初中、高中(包括普通中專、技工學校)、大學專科(包括普通大專、高職高專、成人大專)和大學本科以上。其次,確定每種學歷層次的受教育年限。根據我國的實際情況,以上六類受教育年限分別限定為2年、6年、3年、3年、3年和4年,但鑒于統(tǒng)計資料的可得性,把大專學歷及其以上分為一個層次,教育年限為4年?；诮y(tǒng)計數據的來源,我們將采用6歲及6歲以上人口的平均受教育年限作為教育發(fā)展水平的測度指標,再輔以初、中、高等受教育人口比重指標作為補充。計算方法如下:
x1:平均受教育年限=(未上過學人口×2+小學文化人口×6+初中文化人口×9+高中文化人口×12+大專以上文化人口×16)/總人口
x2:受初等教育人口比重=初中文化人口/總人口
x3:受中等教育人口比重=高中文化人口/總人口
x4:受高等教育人口比重=大專以上文化人口/總人口
從目前已有的文獻來看,一個地區(qū)的平均受教育年限以及不同層次的教育對一個地區(qū)的經濟增的影響存在差異,筆者希望通過利用灰色關聯(lián)模型分析廣東省平均受教育水平以及不同層次的教育對廣東省經濟增長的影響并進行排序,以此來分析廣東省教育對經濟增長的作用。
3.2 數據來源和處理
本文所使用的數據是筆者根據2002-2008年《中國統(tǒng)計年鑒》,查得2001-2007年廣東省GDP數據列y0(單位:億元),另外由2002-2008年《中國統(tǒng)計年鑒》相關數據整理計算得到6歲6歲以上人口受教育水平的4個指標x1,x2,x3,x42001-2007年數據見表1。
表1
年份
6歲及6歲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)%
國內生產總值(GDP)y0(k)億元
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 計算結果
本文采用的數據處理軟件是DPS11.50統(tǒng)計軟件,在處理過程中取ρ=0.5,得到如下關聯(lián)度矩陣,見表2。
表2
關聯(lián)矩陣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
結果顯示γ01=0.64385,γ02=0.62639,γ03=0.64068,γ04=0.73371。
4 結論及展望
總的來說,廣東省的教育發(fā)展水平(平均受教育年限)與廣東省國內生產總值的關聯(lián)度是比較高的,達到0.64385。從受教育程度與國內生產總值的關聯(lián)度來看γ04>γ03>γ02,說明廣東省受高等教育人口比重與廣東省國內生產總值關聯(lián)程度最高,達0.73371,對經濟增長的影響最大,受中等教育次之,受初等教育最小,但中等教育發(fā)展水平、初等教育發(fā)展水平與國內生產總值的灰關聯(lián)度也較高,兩者之間差距不大?？梢?廣東省國內生產總值的增長趨勢與高等教育發(fā)展水平非常接近,高等教育是現階段廣東省內經濟增長的主要因素。
文章雖然從戰(zhàn)略的角度對廣東省教育發(fā)展水平對經濟增長的發(fā)展進行實證研究,并發(fā)現廣東省國內生產總值的增長趨勢與高等教育發(fā)展水平十分接近。廣東省現有普通高校153所(包含本科、高職、獨立學院和民辦學校),其中高職院校88所,占所有高校的57.5%,自[教高]16號將高職教育作為高等教育的一種新的類型以來,高職教育在廣東省的經濟發(fā)展中起到舉足輕重的作用,如何計量高職教育廣東省經濟發(fā)展中起到的作用是一個值得深思的課題。
參考文獻
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農村經濟是我國國民經濟的重要組成部分，農村金融是其與農村經濟具有經濟業(yè)務往來，具有產業(yè)關聯(lián)的那部分資金融通關系，在影響農村經濟增長的因素中，金融發(fā)展的作用越來越大，因此客觀地評價農村經濟增長與農村金融發(fā)展之間的關系是非常必要的。關于金融發(fā)展與經濟增長之間的關系，國內外學者進行了大量的研究。20世紀70年代，戈德史密斯肯定了金融發(fā)展對于一國的經濟增長有不可或缺的作用，運用35個國家1860年—1963年間的有關數據對二者之間的關系做了創(chuàng)始性的研究，得到了經濟增長與金融發(fā)展是同步進行的，經濟的快速增長時期一般都伴隨著金融發(fā)展的超常水平;麥金農和肖在他們各自的書籍《經濟發(fā)展中的貨幣與資本》和《經濟發(fā)展中的金融深化》里論證了金融部門與經濟發(fā)展之間存在著密切的關聯(lián)，他們指出發(fā)展中國家存在著廣泛的“金融壓抑”現象，要想使得本國經濟得到發(fā)展，就必須發(fā)揮金融對經濟的促進作用，推行金融深化、金融自由化;Lucas認為金融因素在經濟增長中的作用被夸大了。借鑒國外的研究成果，國內的學者對金融發(fā)展與經濟增長之間的關系得到研究始于20世紀90年代:談儒勇認為，銀行業(yè)的發(fā)展對經濟增長有促進作用;韓廷春認為，技術進步與制度創(chuàng)新是經濟增長中最關鍵的因素，而金融發(fā)展對經濟增長的作用是有限的;姚耀軍和丕禪(2004)基于VAR模型，利用格蘭杰因果關系檢驗方法對我國農村1978—2002年間金融發(fā)展與經濟增長之間的關系進行了實證研究，結果發(fā)現，農村金融發(fā)展是農村經濟增長的格蘭杰原因，而農村經濟增長不是農村金融發(fā)展的格蘭杰原因;張穎慧(2007)運用時間序列分析方法，對我國農村1978—2004年間的金融發(fā)展與經濟增長的關系進行了實證研究，得到我國農村金融發(fā)展與經濟增長存在長期的均衡關系;陳文俊(2010)利用VAR模型，通過協(xié)整分析，格蘭杰因果檢驗，方差分解模型分析發(fā)現，農村金融發(fā)展規(guī)模是農村經濟增長的原因，而農村經濟增長不是農村金融發(fā)展的原因。大部分學者得到的結論不相同的主要原因是衡量的指標和選取的數據不同，本文在國內外學者研究的基礎上，以江蘇省為例，利用VAR模型，運用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、方差分解模型，對江蘇省農村信用社發(fā)展和江蘇農村經濟增長之間的關系進行實證分析。
二、模型的選擇和指標變量的選取
(一)模型的選擇
本文主要探討的是江蘇省農村信用社發(fā)展和江蘇省農村經濟增長之間的關系，所涉及到的變量有兩個:農村信用社發(fā)展水平和農村經濟。本文采用傳統(tǒng)的生產函數框架，把農村信用社發(fā)展水平作為一項投入，把農村經濟增長作為一項產出。因此，江蘇省農村信用社發(fā)展水平和江蘇省農村經濟增長之間的關系可用如下生產函數來表示:Y=f(F)(1)其中，Y表示農村經濟發(fā)展水平，F表示農村信用社發(fā)展水平。為了只反映出農村信用社發(fā)展對農村經濟增長的影響，本文假設其他影響經濟增長的變量已經達到最適狀態(tài)，只考慮農村信用社的作用。
(二)指標變量的選取
(1)農村經濟增長指標的選取農村經濟增長一般有兩種方法，一種是使用人均GDP，另一種是使用GDP增長率。由于農村GDP官方數據的可獲得性，本文選取可以從總體上反映農村經濟增長真實情況的第一產業(yè)增加值來代替農村GDP，用RGDP表示。(2)農村信用社發(fā)展水平指標的選?、俎r信社發(fā)展規(guī)模指標我們選擇農信社的金融相關率來代表農信社的規(guī)模發(fā)展水平，用RFIR表示。金融相關率的概念是戈德史密斯提出來的，通常用金融資產總量除以GDP?？紤]到中國農村現階段的實際發(fā)展情況，本文中的農信社金融相關率為:RFIR=(RD+RL)/RGDP(2)其中，RFIR表示農信社金融相關率，RD表示農信社存款余額，RL表示農信社貸款余額，RGDP表示農村第一產業(yè)GDP。②農信社發(fā)展效率指標農信社發(fā)展效率主要是指農信社將存款轉化為貸款支持農村經濟增長的效率，用農信社貸款占農信社存款的比重來表示，即RLD=RL/RD，其中RLD表示農信社發(fā)展效率。綜合上文得到本文的研究模型為:RGDP=f(RFIR，RLD)(3)
(三)數據說明
我們選取1990年—2010年，共21年的江蘇省第一產業(yè)GDP、農村信用社存款余額和貸款余額的數據進行分析，這些數據均來源于歷年的《江蘇省統(tǒng)計年鑒》。
三、實證分析
(一)單位根檢驗
為了避免“偽回歸”現象的發(fā)生，首先對農村GDP(RGDP)、農信社發(fā)展規(guī)模指標(RFIR)和農信社發(fā)展效率指標(RLD)的數據進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法，對于非平穩(wěn)的變量，采用差分方法進行處理，使之成為平穩(wěn)時間數列。本文應用Eviews5．0得出檢驗結果(見表1)。由表1可以看出，RGDP、RFIR的ADF值分別大于三個不同檢驗水平的臨界值，說明這兩個變量沒有通過單位根檢驗，是非平穩(wěn)序列。RLD在5%檢驗水平上小于臨界值，說明RLD在5%檢驗水平上是平穩(wěn)序列。RGDP的一階差分在5%的檢驗水平上是平穩(wěn)的，而RFIR和RLD的一階差分是在1%檢驗水平上已經平穩(wěn)，所以三個變量在5%檢驗水平上都是平穩(wěn)序列，也就是一階單整的。
(二)協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗主要用于分析變量之間是否具有長期均衡關系。協(xié)整檢驗僅對于非平穩(wěn)的序列有效，上述反映農村信用社和農村經濟增長關系的各指標都已單整，采用Johansen檢驗方法來判斷它們之間是否存在長期均衡關系。Johansen檢驗方法是一種基于向量自回歸模型的協(xié)整檢驗方法，在檢驗之前必須確定合理的滯后階數。通過五種檢驗方法確定最合適的滯后階數為3(見表2)，Johansen檢驗結果見表3。由表3的檢驗結果知道，變量之間存在兩個協(xié)整關系，可以得到一個協(xié)整方程為:RGDP=0．598124RFIR+0．132651RLD(4)從協(xié)整方程(4)可以看出，江蘇省農村生產總值(RGDP)與農信社的金融相關率(RFIR)、貸款比重(RLD)均呈現正相關關系。其中，金融相關率對增加農村生產總值貢獻大一些，貸款比重貢獻小一些，金融相關率每增加一個單位，農村生產總值會同方向增加0．598124個單位，貸款比重每增加一個單位，農村生產總值會同方向增加0．132651個單位。
(三)格蘭杰因果檢驗
判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，最常見的方法是Granger因果關系檢驗方法。其主要思想是:解決x是否引起y的問題，主要看現在的y在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值是否使解釋程度提高。如果x在y的預測中有幫助，或x與y的相關系數在統(tǒng)計上顯著時，就說“y是由xGranger引起的”。對變量間的因果關系進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果見表4。從表4可以知道，農信社的金融相關率是農村經濟增長的Granger原因，可以有效地促進農村經濟增長，而農信社的貸款比重不是農村經濟增長的Granger原因，貸款比重的增加對促進農村經濟增長的作用較小。同時，農村經濟的增長對農信社的發(fā)展的影響也相對較小。這與協(xié)整檢驗的結果也是一致的。
(四)向量自回歸(VAR)模型
通過對RGDP、RFIR和RLD序列的檢驗，知道其均為一階單整序列。為了反映農村經濟增長與農信社發(fā)展之間的動態(tài)關系，確定最佳滯后階數為1建立VAR模型。如下所示:RGDP=0．864282RGDP(－1)+37．80909RFIR(－1)+15．4305RLD(－1)+165．2620①RFIR=0．000260RGDP(－1)+0．709396RFIR(－1)－0．723202RLD(－1)+0．504911②RLD=0．481205RGDP(－1)－0．031506RFIR(－1)+0．254329RLD(－1)+0．542117③由模型①、②、③可知:農村經濟增長的變化可由其自身滯后項和農信社發(fā)展變化的滯后項來說明。其自身滯后項和農信社發(fā)展變化的滯后項的系數均為正數，說明它們對農村經濟增長的變化表現出正向的促進作用;就農信社的發(fā)展而言，雖然農村經濟增長變化的滯后項系數為正，但系數較小，說明農村經濟增長對農信社的發(fā)展作用較小。
(五)脈沖響應函數
在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，這種分析方法稱為脈沖響應函數方法。利用脈沖響應函數判斷各變量變化對農村經濟增長變化的影響的結果見圖1和圖2。其中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位:年)，縱軸表示農村經濟增長率的變化，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。圖2農信社發(fā)展效率對農村經濟增長的沖擊作用由圖1可以看出，農信社發(fā)展規(guī)模對農村經濟增長的沖擊作用在前3期都是負向的，但是負向作用是一直在減小的，從第4期開始，沖擊作用改變?yōu)檎虻?，并且一直處于穩(wěn)定的狀態(tài)。這說明農信社發(fā)展規(guī)模對農村經濟增長有著明顯的影響。由圖2可以看出，農信社發(fā)展效率對農村經濟增長的沖擊作用一直處于穩(wěn)定的狀態(tài)且接近于零。這說明農信社貸款比重對農村經濟增長的作用不大。
(六)方差分解
脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，來進一步評價不同結構沖擊的重要性。方差分解結果見表5。由表5可以看出，農村經濟增長除了受到自身變動的影響外，主要受到農信社發(fā)展規(guī)模和農信社發(fā)展效率的影響。其中41．66377%是由農信社發(fā)展規(guī)模所引起，10．93660%是由農信社發(fā)展效率所引起。結論再次說明了農信社發(fā)展規(guī)模對農村經濟增長的影響十分顯著，農信社發(fā)展效率對農村經濟增長的影響不是很明顯。
四、結論及建議
(一)結論
本文利用VAR模型，通過協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解分析，發(fā)現江蘇省農村信用社和農村經濟增長之間關系的兩點結論:①農信社發(fā)展規(guī)模對農村經濟增長的影響十分顯著，農信社發(fā)展效率對農村經濟增長的影響不是很明顯。②農村經濟增長不是農信社發(fā)展的原因。
(二)建議
針對以上問題，本文認為有以下幾種解決方法。
(1)大力發(fā)展農村經濟，調整農村產業(yè)結構，使農村經濟的發(fā)展跟得上總體經濟發(fā)展的步伐。在發(fā)展農村經濟的過程中，國家應積極引導農村居民發(fā)展農業(yè)產業(yè)化經濟和適度規(guī)模經營，提高農業(yè)的經營效益，同時鼓勵農村居民自我創(chuàng)業(yè)，發(fā)展非農產業(yè)，為農村經濟的增長提供多元化的途徑。
(2)加大農村信用社的業(yè)務創(chuàng)新。首先是產品創(chuàng)新。如農村的貸款有額數小，筆數多的特點，可以向信用高的用戶發(fā)放“信用卡”。也可以加大中間業(yè)務創(chuàng)新，如工資，保險等;其次是服務創(chuàng)新。如免費向農民提供各種信息、技術、投資等咨詢服務;再次是科技創(chuàng)新，如大力引進科技人才，利用互聯(lián)網，積極開發(fā)網上銀行業(yè)務等。
關鍵詞：壽險業(yè)；經濟增長；單位根檢驗；協(xié)整檢驗；Granger因果關系檢驗
一、文獻綜述
近年來，保險業(yè)發(fā)展與經濟增長關系方面的實證研究逐漸增多，由于使用方法和數據不同，對于兩者的因果關系尚缺乏統(tǒng)一的實證研究結果。肖文、謝文武（2000），欒存存（2004），饒曉輝、鐘正生（2005），胡宏兵（2007），錢珍（2008）等運用VAR或ECM方法實證分析保費收入與GDP的關系，得出了經濟增長推動了保險發(fā)展，但保險發(fā)展對經濟增長作用并不顯著的結論[1-5]。任燕燕、徐曉艷（2008）實證結果表明，經濟增長對保險業(yè)發(fā)展的作用遠大于保險業(yè)發(fā)展對經濟增長的作用，并對作用大小進行了量化[6]。張連剛、李興蓉（2008），張淑英（2008），高樹棠、周雪梅（2009）等分別利用成都市、河北省、甘肅省數據，實證得出了保險發(fā)展是經濟增長的單向granger原因[7-9]。張穎（2010）的實證結果顯示保險業(yè)發(fā)展與經濟增長存在雙向影響[10]。張風科（2011）利用VEC模型研究保險業(yè)發(fā)展與消費增長的關系，實證結果為保險業(yè)發(fā)展和消費增長具有單向因果關系，保險業(yè)發(fā)展有利于消費增長，而消費增長對保險業(yè)的影響較小[11]。以上都是針對整個保險業(yè)與經濟增長關系進行實證研究的，單獨驗證壽險業(yè)或財險發(fā)展與經濟增長關系的較少。卓志（2001）用多元回歸方法對影響壽險需求的因素進行分析，認為保費增長的收入彈性較大，GDP增長是影響中國壽險消費的重要因素[12]。謝利人（2006）通過柯布—道格拉斯生產函數建立模型對保險發(fā)展與經濟增長關系進行研究，發(fā)現財產保險發(fā)展對經濟增長具有負作用，人身保險的發(fā)展對經濟增長具有正向推動作用[13]。李明（2010）以新疆1980—2008年的財費保費、人身險保費和GDP進行實證分析，發(fā)現短期內經濟增長是財險和人身險發(fā)展的單向Granger原因，從長期來看，壽險的增長可能是經濟增長的Granger原因[14]。張玉凱（2012）利用2000—2010年季度壽險保費和GDP進行實證分析，實證結果為GDP是壽險保費的Granger原因，壽險保費并非GDP增長的Granger原因[15]。
發(fā)達國家保險深度和保險密度一般都比發(fā)展中國家高，說明經濟發(fā)展水平對壽險業(yè)的影響。同時，經濟發(fā)展狀況也在很大程度上制約著壽險業(yè)的發(fā)展，經濟持續(xù)快速增長刺激了壽險業(yè)的發(fā)展。進入80年代以后，由于其經濟增長相對趨緩，發(fā)達經濟體壽險業(yè)的增長率也隨之下降。國外關于保險與經濟發(fā)展關系的研究在21世紀以來有了較大發(fā)展。Ward&Zurbruegg（2000）對OECD九個成員國的研究表明，保險發(fā)展與經濟增長之間沒有長期穩(wěn)定的關系，某些國家的保險市場發(fā)展是經濟增長的Granger原因，而在其余國家則相反[16]。
二、數據來源及實證分析
（一）數據說明
壽險業(yè)的健康發(fā)展對于宏觀經濟的持續(xù)增長具有重要意義。雖然我國城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入不斷上升，但貧富差距較大，占比高的中低收入階層用于壽險的支出有限。短期內GDP拉動壽險保費的增長主要是高端保戶消費所致，由于壽險保單期限長，具有耐用消費品特征，高端客戶一般不會持續(xù)購買，這也是GDP增長僅在短期拉動壽險發(fā)展的原因。由于新型壽險占據保險市場絕大部分，其保費較高，保障程度有限，對中低收入階層來說均是奢侈品，而中低收入階層占比大，導致GDP在中長期拉動壽險業(yè)發(fā)展的作用不顯著。另外，經濟增長并不能直接導致壽險業(yè)快速發(fā)展，壽險業(yè)的發(fā)展還受居民保險意識、社會保障程度、家庭規(guī)模等其他各種復雜因素的制約。經濟增長對保險業(yè)的發(fā)展作用較小，說明壽險業(yè)發(fā)展更多是依靠自身創(chuàng)新、提高經營效率等措施所產生的結果，這也間接說明了我國壽險業(yè)具有較大的發(fā)展空間。
三、促進壽險業(yè)與經濟協(xié)調發(fā)展的建議
壽險保費收入與許多經濟因素相關，如經濟發(fā)展水平、金融水平、社會保障制度等。壽險作為無形非渴求性商品，收入或財富低于一定程度，消費者無能力購買。居民的可支配收入越高，生活水平相應提高，財富也會增加，壽險消費越大。因此，可以把經濟發(fā)展看成是壽險需求增長的先決條件，也是拉動壽險需求的主要動力。把經濟增長作為影響保險需求的主要因素，已成為保險經濟學界的一般共識。
為發(fā)揮經濟增長對壽險業(yè)發(fā)展的正面影響，建議在加快和規(guī)范壽險市場發(fā)展、促進經濟增長的同時，縮小收入差距，以提高居民可支配收入和壽險有效需求；鑒于壽險具有準公共產品的特性，建議國家相關部門提高對壽險業(yè)的政策支持力度。建議降低純保障壽險的營業(yè)稅和所得稅，對商業(yè)養(yǎng)老保險實行稅收遞延的優(yōu)惠政策，加快壽險業(yè)發(fā)展步伐和覆蓋面，擴大稅延型養(yǎng)老保險試點。加大對壽險業(yè)的有效宣傳和有效引導，轉變微觀經濟主體對保險的守舊看法，以將社會的儲蓄轉化為壽險保費，使壽險發(fā)展與經濟增長實現良性互動的關系。
參考文獻：
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[15]張玉凱.我國壽險保費收入與經濟發(fā)展的實證研究[J] .現代商貿工業(yè)，2012（7）：7-8.
關鍵詞：經濟增長；經濟發(fā)展；關系
目前，我國正致力于構建社會主義和諧社會，因而對于國內經濟增長和經濟發(fā)展之間的關系也相當重視，為實現經濟的可持續(xù)發(fā)展我們應該盡早找出存在于經濟增長中的諸多問題的解決方法，而正確認識經濟增長和經濟發(fā)展之間的關系可以幫助我們解決經濟生活所帶來的一些問題。經濟增上實際上是指一個國家在一定的時間內商品和勞務的生產能力的增長，也就是說，它關心的是物質方面的進步和人們生活水平的提高；而經濟發(fā)展則是指一個國家或地區(qū)按人口平均的實際福利增長過程，也就是說，它關心的是經濟結構的改變，即社會制度、經濟制度、價值判斷以及經濟形態(tài)的變革。經濟發(fā)展相對于經濟增長而言，是一個長期的過程，是國家財富和經濟機體量的增加，意味著質的變化；而經濟增長在達到一定的程度就會導致一些問題的產生，而目前我國經濟增長所存在的問題和面臨的挑戰(zhàn)是經濟效益問題，也就是農業(yè)生產力的匱乏、能源和工程的成本較高等；生態(tài)環(huán)境問題，也就是說我國人均GDP處于低谷時期，對生態(tài)環(huán)境的污染與破壞是國家和人們必須面臨的挑戰(zhàn)；資源消耗問題，在發(fā)展中國家出現煤電油緊張的情況是無法避免的；分配不公問題，我國城鄉(xiāng)的貧富差距的拉大速度相當快，同時隨著人口增長、城鄉(xiāng)之間的差異以及結構調整導致的就業(yè)壓力等原因，都會導致分配不公問題的擴大；道德建設問題，因腐敗問題造成巨大的經濟損失，以及逃稅漏稅和亂收費等問題也會給經濟增長帶來一定的影響。由上述情況可知，中國正處于經濟增長的上升期，而要實現高速度的增長往往要注重內涵也就是質的提高，這就需要我們著眼于經濟發(fā)展的必要性，因此，我們必須深刻了解經濟增長與經濟發(fā)展之間存在的聯(lián)系與區(qū)別，才能正確解決經濟增長存在的問題，真正實現經濟社會的可持續(xù)發(fā)展。
一、經濟增長與經濟發(fā)展的聯(lián)系
經濟增長與經濟發(fā)展之間存在著相互作用、密不可分的關系：經濟增長重在數量，而經濟發(fā)展重在質量，也就是說經濟增長側重于經濟數量的增加，而經濟發(fā)展則側重于經濟質量的提高以及經濟結構的改變，經濟增長與發(fā)展共同構成數量與質量，結構與總量的統(tǒng)一；經濟增長是手段，經濟發(fā)展是目的，二者相互影響、相互包含、相互促進。也就是說經濟增長追求好快省的方式促進了經濟的發(fā)展，同時經濟發(fā)展方式的轉變也為持續(xù)有效的經濟增長提供了條件；經濟增長是基礎，經濟發(fā)展是結果，離開了經濟增長就不能談經濟發(fā)展，經濟增長是促進經濟發(fā)展的必要的物質條件。因此體現社會經濟進步的必要條件是經濟的增長，而實現社會經濟進步的充分條件是經濟的發(fā)展。
二、經濟增長與經濟發(fā)展的區(qū)別
首先，二者的理論基礎不同，經濟增長的理論依據是馬克思的擴大再生產理論，而經濟發(fā)展則依據的是可持續(xù)發(fā)展理論和均衡發(fā)展理論等；其次，二者的目標取向不同，經濟增長著眼于經濟的短期變化，而經濟發(fā)展則關注的是經濟的長期變化；再者是衡量的指標不同，經濟增長的衡量指標是經濟增長的速度、經濟總量以及人均GDP等，而經濟發(fā)展除了對經濟增長方式的衡量外，社會個發(fā)展指標、社會公平與穩(wěn)定指標以及自然資源和能源利用效率、環(huán)境污染綜合指數等也是經濟發(fā)展的衡量指標；二者對于實現路徑方面也存在著一定的差異，經濟增長方式追求的是在增長中求發(fā)展，側重于先實現經濟增長，而后再談經濟發(fā)展，而經濟發(fā)展方式則認為單純的經濟增長不能有效改善經濟結構，必須從發(fā)展中求增長。由此可見，經濟增長與發(fā)展必須兩手抓，兩手都要硬，這樣才能在真正意義上實現可持續(xù)發(fā)展的社會結構。
三、實現經濟增長與發(fā)展的途徑
我國經濟目前正處于增長的上升期，隨著市場推動力的增強逐漸形成自主的經濟增長機制，因此，我們更應該關注經濟發(fā)展，只有這樣才能實現真正的可持續(xù)發(fā)展的科學發(fā)展觀。首先，要將生產力的釋放作為經濟發(fā)展的動力，深化經濟體制改革，提高資源的使用效率；其次，以信息化帶動工業(yè)化來提高產業(yè)的生產效率，從而使國民經濟發(fā)展得到有效提高；循環(huán)經濟以資源的充分利用使經濟社會全面協(xié)調可持續(xù)發(fā)展；還要大力實施科教興國和可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，建立促進經濟社會發(fā)展的機制，提高人的素質和知識是經濟增長與發(fā)展的核心，通過經濟發(fā)展實現社會福利的普遍提高，從而構建出和諧的社會。
當今社會要堅持以科學發(fā)展觀來實現經濟發(fā)展，堅持以人為本，促進全面協(xié)調可持續(xù)發(fā)展的經濟結構，真正解決經濟增長背后的諸多問題。近年來，我國經濟會議強調穩(wěn)中求進，這體現了實現經濟增長到經濟發(fā)展的迫切性和重要性。因此，我們只有對經濟社會發(fā)展規(guī)律有了更加深刻的認識，對經濟增長與發(fā)展的內涵有了更透徹、精準的把握，才能實現未來的經濟發(fā)展目標，最終實現穩(wěn)中求進經濟結構體制。
參考文獻：
關鍵詞：調整經濟結構 穩(wěn)定經濟增長 控制通貨膨脹
問題的提出
調整經濟結構、穩(wěn)定經濟增長、控制通貨膨脹這幾個關鍵詞，在近幾年引起國內外各方面的高度關注。這是為了解決當前我國經濟發(fā)展中的突出問題，而提出的一套組合策略。目前，我國經濟發(fā)展要面對國內外兩個市場，要面對與社會穩(wěn)定息息相關的民生問題不斷改善的要求，要面對國內各階層進一步推進改革呼聲，這就決定了我國當前經濟發(fā)展受到的影響是多方面的，所面臨的不確定因素也是多方面的。從經濟學理論上講，在比較封閉的經濟環(huán)境中，對于解決我國經濟發(fā)展中出現的問題，單純地運用調整經濟結構、穩(wěn)定經濟增長、控制通貨膨脹中某項策略容易做到。但在目前面臨環(huán)境與背景下，單純地用調整經濟結構、穩(wěn)定經濟增長、控制通貨膨脹中某項策略難以奏效。如果同時進行調整經濟結構、穩(wěn)定經濟增長、控制通貨膨脹三項任務，難度較大，這三者之間似乎也很難組合。近幾年，從我國經濟運行的情況看，調整經濟結構、穩(wěn)定經濟增長、控制通貨膨脹之間是一個既聯(lián)系又博弈的系統(tǒng)，在目前我國經濟面臨的環(huán)境與背景下，更需要對三者進行組合研究，在它們之間的聯(lián)系與博弈中找到一個平衡，才能有效地解決我國經濟發(fā)展中的突出問題。
命題組合分析
（一）以調整經濟結構為中心
從經濟與社會發(fā)展這個角度審視，當前我國經濟結構嚴重失衡的一個重要原因，是目前“高投入、高耗能、低產出”的經濟發(fā)展方式，主導了我國的經濟結構。據2011年英國《金融時報》和《世界能源統(tǒng)計年鑒》顯示，我國能源消耗占全球20.5%，超過美國19%?！笆晃濉逼陂g，我國的能源利用效率僅為33%，比發(fā)達國家落后20年，我國每萬元GDP能耗是日本的6.4倍、美國的1.84倍、歐盟的3.6倍、世界平均水平的1.76倍，而我國的人均GDP約3600美元，排位在世界一百位之后，人均GDP大體上只相當于世界人均GDP8000美元的44%，離世界平均的一半都不到，而發(fā)達國家人均4萬美元。調整經濟結構，旨在建立起“低投入、低耗能、高產出”經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構，以達到對經濟結構中各層次與要素資源的合理優(yōu)化配置，符合我國經濟與社會科學發(fā)展的要求。既然調整經濟結構、穩(wěn)定經濟增長、控制通貨膨脹三者之間是一個既聯(lián)系又博弈的系統(tǒng)，要駕馭該系統(tǒng)，就要明確三者之間以誰為中心。2008年我國受到世界金融危機沖擊，擔心經濟增長速度下滑，2009與2010年把保增長放在首位，投放4萬億的貨幣來防止經濟下滑，但結果導致物價上漲指數不斷攀升。所以，2011年國家又把控通脹放在首位，不斷緊縮銀根，物價上漲逐漸得到控制，但經濟下滑趨勢又開始凸顯，2012年又提出“穩(wěn)增長”為首要任務。上述做法，不但無法解決我國經濟發(fā)展中的一些深層次問題，還有可能使問題進一步擴大。要走出“經濟下滑—銀根松—物價上漲—銀根緊—經濟下滑”的怪圈，不管是在理論層面研究，還是實踐層面運用，都要始終以調整經濟結構為中心，在此基礎上穩(wěn)定經濟增長與控制通貨膨脹。
（二）調整經濟結構與穩(wěn)定經濟增長存在矛盾
調整經濟結構不可能一蹴而就，建立以“低投入、低耗能、高產出”經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構，所產生效益釋放有一個時間過程。由于我國人口基數大，社會保障體系還需完善，就業(yè)是民生中的首要問題。為了解決我國就業(yè)問題，按照目前經濟學界的觀點—我國經濟增長必須保持在8%-9%之間，建立以“低投入、低耗能、高產出” 經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構，就會對 “高投入、高耗能、低產出” 經濟發(fā)展方式進行逐步限制甚至放棄。如果，建立中的“低投入、低耗能、高產出”經濟發(fā)展方式的效益釋放，彌補不了對“高投入、高耗能、低產出”經濟發(fā)展方式的逐步限制甚至放棄，所帶來經濟增長速度下滑的損失、失業(yè)指數攀高、社會不穩(wěn)定矛盾就會凸顯，還有可能使得我國經濟結構調整所做的努力功虧一簣。因此，調整經濟結構與穩(wěn)定經濟增長是存在著一定矛盾的。要有效解決這個矛盾，就要考慮在建立“兩低一高”經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構中所釋放的效益，如何平衡對“兩高一低”經濟發(fā)展方式的逐步限制甚至放棄，所帶來經濟增長速度下滑的損失。
在以“兩高一低” 經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構中，其宏觀經濟的投資效益系數始終低于貨幣投放的乘數。所以，“兩高一低”的經濟發(fā)展方式，難以消除通貨膨脹。建立以“兩低一高” 經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構，是從根本上控制我國通貨膨脹的有效途徑。但問題是，建立以“兩低一高” 經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構，所產生的效益是一個逐步釋放的時間過程，而這個時間過程，如果慢于貨幣投放乘數放大的時間過程，這就會造成供需不平衡，從而導致物價上漲。因此，調整經濟結構與控制通貨膨脹之間是存在著一定矛盾的。要有效地解決這個矛盾，就要考慮在建立“兩低一高” 經濟發(fā)展方式為主導的經濟結構中，所產生效益釋放如何與貨幣投放的乘數放大之間取得平衡。
模型構建
假如：我國經濟增長率g由建立“兩低一高”經濟發(fā)展方式所釋放出的效益g1，與“兩高一低”經濟發(fā)展方式g2組成，GDP由“兩低一高” 經濟發(fā)展方式的產出的GDP1，與調結構中“兩高一低” 經濟發(fā)展方式的產出的GDP2構成，則經濟增長率為：
