第一篇：我國(guó)稅收對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響的實(shí)證分析（最終版）

《我國(guó)稅收對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響的實(shí)證分析》 概括：主要介紹了稅收與居民儲(chǔ)蓄都是反映我國(guó)國(guó)民收入和消費(fèi)水平的重要指標(biāo)。理論上政府對(duì)個(gè)人征稅,會(huì)減少個(gè)人的可支配收入,從而導(dǎo)致消費(fèi)需求與儲(chǔ)蓄要求降低 凱恩斯的絕對(duì)收入假說:

S= a+ sYd

即居民儲(chǔ)蓄(s)取決于當(dāng)前個(gè)人可支配收入Yd 和家庭的邊際儲(chǔ)蓄傾向(S)。當(dāng)前可支配收入是指支付直接稅后的國(guó)民收入,因而可以表示為:

Yd= Y(1-t)

在上式中, Y 為國(guó)民收入, t為直接稅率, 因而在s與Y既定的情況下,原則上S取決于稅率t的大小。稅率t下降,則Yd 增加,從而家庭儲(chǔ)蓄S增加。

因而稅收對(duì)家庭儲(chǔ)蓄行為的影響主要是通過所得稅對(duì)個(gè)人可支配收入和儲(chǔ)蓄收益率的影響來實(shí)現(xiàn)的。呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即稅收增加，儲(chǔ)蓄率降低。

但是通過實(shí)證分析,我國(guó)的實(shí)際情況并非如此。文中分別從稅收制度完善，中國(guó)儲(chǔ)戶國(guó)情等方面出發(fā)尋找原因，并提出建議。

在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中的凱恩斯絕對(duì)收入假說中提到當(dāng)稅收增加，個(gè)人的可支配收入減少，那個(gè)人的消費(fèi)需求與儲(chǔ)蓄率都會(huì)降低，如果增加的稅收里面包含對(duì)利息的所征稅，那稅收對(duì)儲(chǔ)蓄的影響產(chǎn)生了替代效應(yīng)，降低了儲(chǔ)蓄率，增加了替代儲(chǔ)蓄的消費(fèi)需求。因此稅收增加對(duì)儲(chǔ)蓄率是負(fù)相關(guān)。

然而這個(gè)理論在我國(guó)卻行不通。主要是以下原因：

1.快速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)。我國(guó)稅收增長(zhǎng)是建立在快速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上的，所以稅收增加的同時(shí)居民的個(gè)人收入也在增長(zhǎng)，甚至個(gè)人的可支配收入不減反增，因此儲(chǔ)蓄率也隨之提高。

2.稅法制度的完善。近年來，我國(guó)加大了稅收征管力度，同時(shí)在偷稅漏稅方面加強(qiáng)執(zhí)法力度，收回大量違法的稅金，通過這兩方面，使得我國(guó)稅收大大增加。

3.中國(guó)儲(chǔ)蓄特殊的自身因素。一直以來中國(guó)人大多有勤儉持家的傳統(tǒng)美德，正是這種原因，中國(guó)人對(duì)自己的收入往往傾向于儲(chǔ)蓄，而外國(guó)人則是普遍持提前消費(fèi)的觀念，再加上近幾年國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化，國(guó)內(nèi)正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的不穩(wěn)定時(shí)期，更加堅(jiān)定了中國(guó)儲(chǔ)戶增加儲(chǔ)蓄決心。

然而稅收與儲(chǔ)蓄率呈正相關(guān)同步增加長(zhǎng)意味著居民的投資和消費(fèi)減少，長(zhǎng)此以往,不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,以下措施促使我國(guó)消費(fèi)和投資的增長(zhǎng)。

1.適當(dāng)調(diào)整稅制結(jié)構(gòu)。應(yīng)采取更有利于促進(jìn)消費(fèi)和投資的稅制結(jié)構(gòu)，如進(jìn)一步完善增值稅，改進(jìn)消費(fèi)稅，降低總體稅負(fù)。

2.開創(chuàng)多元化的投資渠道。儲(chǔ)蓄率的增加是因?yàn)榫用袢粘５耐顿Y渠道狹小，政府應(yīng)聯(lián)合金融機(jī)構(gòu)給居民提供一些相對(duì)安全、利息收入高于銀行存款的投資渠道，滿足龐大的儲(chǔ)戶需求。

3.刺激消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需。降低存貸款利率，發(fā)放消費(fèi)補(bǔ)貼，鼓勵(lì)大家消費(fèi)投資。提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，增加居民可支配收入，同時(shí)改善國(guó)內(nèi)消費(fèi)環(huán)境，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心。

4.健全社會(huì)保障體系。只有當(dāng)基本的生活得到保障時(shí)，大家才愿意吧儲(chǔ)蓄的錢轉(zhuǎn)化為消費(fèi)和投資，特別是對(duì)于老年，殘疾或者失業(yè)的人群。

第二篇：我國(guó)稅收增加影響因素的實(shí)證分析

龍?jiān)雌诳W(wǎng) http://.cn

我國(guó)稅收增加影響因素的實(shí)證分析

作者：尹海祝 袁汝華

來源：《沿海企業(yè)與科技》2005年第11期

[摘 要]我國(guó)的稅收增長(zhǎng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于GDP的增長(zhǎng)速度，讓很多人感覺是我國(guó)的稅賦大高。但事實(shí)如何呢?文章通過對(duì)稅收增長(zhǎng)的三個(gè)影響因素進(jìn)行分析，從中找出對(duì)我國(guó)的稅收增長(zhǎng)影響最大的影響因素，并提出可能的建議。

[關(guān)鍵詞]可比價(jià)GDP；當(dāng)年GDP；國(guó)稅收入；地稅收入

[中圖分類號(hào)]P275

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

第三篇：對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素的實(shí)證分析

對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素的實(shí)證分析

內(nèi)容摘要：進(jìn)入90年代以后,我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長(zhǎng)速 度。我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款持續(xù)增長(zhǎng)這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國(guó)內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。本文首先從理論 角度對(duì)影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄因素進(jìn)行分析。其次從現(xiàn)實(shí)出發(fā)，建立多元線形回歸模型，將收集 1991～2004年的數(shù)據(jù)代入模型進(jìn)行修正檢驗(yàn)，剔除不顯著因素，并分析原因,從而最終確定 影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款持續(xù)的主要因素。

關(guān)鍵詞:居民儲(chǔ)蓄存款；實(shí)證分析；主要因素

改革開放以來,我國(guó)經(jīng)濟(jì)獲得快速發(fā)展,人民生活水平普遍提高。進(jìn)入90年代以后,我國(guó)居民

儲(chǔ)蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度。截至2004年底，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款余額為 119555.4億元，與1991年相比，14年間我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款余額增長(zhǎng)了近17倍。我國(guó)居民 儲(chǔ)蓄持續(xù)增長(zhǎng)這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國(guó)內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。本文將從現(xiàn)實(shí)出發(fā)對(duì)影響居民儲(chǔ)蓄

主要因素進(jìn)行實(shí)證分析。

一、對(duì)影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄余額的主要因素分析

現(xiàn)實(shí)中，影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城鎮(zhèn)居民的收入水平。根據(jù)凱恩斯基本心理定律，邊際消費(fèi)傾向(MPC)是遞減的。相 應(yīng)可推知邊際儲(chǔ)蓄傾向(MPS)是呈遞增的趨勢(shì)，即隨著收入的增加，儲(chǔ)蓄以更大的比率增加。

其次，消費(fèi)品的價(jià)格。不同的消費(fèi)品具有不同的需求價(jià)格彈性，因此，價(jià)格的變化對(duì)消費(fèi)額

也就有著不同的影響。對(duì)于需求價(jià)格彈性大的消費(fèi)品，價(jià)格上升會(huì)降低消費(fèi)量，價(jià)格下降

則反之。由此可見，居民消費(fèi)商品的結(jié)構(gòu)會(huì)影響居民消費(fèi)額大小，進(jìn)而影響居民儲(chǔ)蓄額的變

化。

再次，儲(chǔ)蓄利率。按照古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)：利率對(duì)儲(chǔ)蓄的作用是單一的、正方的和十分有力的。其中單一和正方向是指利率對(duì)儲(chǔ)蓄的作用只有一個(gè)即利率的提高可以刺激儲(chǔ)蓄、抑制消

費(fèi)；利率的降低則抑制儲(chǔ)蓄、刺激消費(fèi)。然而，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論提出利率對(duì)儲(chǔ)蓄的作用可能是

雙重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典經(jīng)濟(jì)學(xué)還是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)都指出，利率的變動(dòng)都會(huì)對(duì)儲(chǔ)蓄額產(chǎn)生影響，是一個(gè)影響儲(chǔ)蓄的重要因素。

第四，證券市場(chǎng)對(duì)資金的吸納程度。證券市場(chǎng)的籌資作用一定程度上會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款起到

分流的作用。從債券市場(chǎng)來看：我國(guó)債券發(fā)行主要以國(guó)債為主，由于國(guó)債發(fā)行利率高于目前

銀行存款實(shí)際利率水平，一定程度上吸引了居民大量購(gòu)買，客觀上對(duì)居民存款起到分流的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以來，我國(guó)股票市場(chǎng)籌資額由1991年的5億元增長(zhǎng)到200 4年的1151億元，股市的發(fā)展客觀上也會(huì)對(duì)居民的儲(chǔ)蓄額產(chǎn)生一定影響。

第五,其他因素。居民儲(chǔ)蓄行為的決定是一個(gè)相當(dāng)復(fù)雜的過程,影響居民儲(chǔ)蓄的因素除了以

上所述的一些主要影響因素以外還有很多。例如,在經(jīng)濟(jì)改革的過程中,國(guó)企改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

調(diào)整以及政策性等因素都會(huì)使居民對(duì)未來收入和支出的預(yù)期發(fā)生很大變化。由于這些因素?zé)o

法用數(shù)據(jù)表達(dá),不易進(jìn)行定量分析，所以用隨機(jī)變量(ｕ)來進(jìn)行處理。

綜上所述，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款理論函數(shù)方程可表示為：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款量，CPI表示居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，R表示一年期存款利率，T表示 股票籌資額，B表示國(guó)債發(fā)行額，u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。其中Y,R的一階偏導(dǎo)大于0表明和S呈正相 關(guān)關(guān)系；CPI,T,B的一階偏導(dǎo)小于0表明和S呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；u的符號(hào)不確定。

二、城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的實(shí)證分析

根據(jù)1991年～2004年我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(如表二)，建立多元線形回歸模型，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄函數(shù)進(jìn)行

多元回歸分析，進(jìn)而分析出影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄行為的主要因素。

表二：1991年～2004年我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)一覽表

年份〖〗城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額S(億元)〖〗城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入Y(億元)〖 〗居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI〖〗一年期存款實(shí)際利率R(%)〖〗A股籌資額T(億元)〖 〗國(guó)債發(fā)行額B(億元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

資料來源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》1991年～2004年；中國(guó)人民銀行網(wǎng)站http:///。注：1居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)是以1991年為基期經(jīng)過計(jì)算得到的。

2一年期存款實(shí)際利率R(%)是根據(jù)公式：存款實(shí)際利率=存款名義利率－通貨膨脹率

計(jì)算得出

(一)模型建立。建立多元線性回歸模型為:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解釋變量，(i=1, 2,…,6)是回歸參數(shù)，ｕ是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，Y、CPI、R、T、B是解釋變量，而且隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ｕ滿 足同方差和無自相關(guān)的假定。

(二)顯著性檢驗(yàn)。下面利用多重可決系數(shù)Ｒ

2、統(tǒng)計(jì)量ｔ服從ｔ(ｎ-ｋ)分布,統(tǒng)計(jì)量Ｆ服從 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分別對(duì)模型的擬合優(yōu)度,回歸系數(shù)以及回歸方程的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。運(yùn) 用Eviews軟件對(duì)表二中的具體數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸得出的分析結(jié)果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為ｔ檢驗(yàn)值。首先我們觀測(cè)到解釋變量所對(duì)應(yīng)的參數(shù)符號(hào)與經(jīng)濟(jì)意義

上應(yīng)變量和解釋變量的關(guān)系相一致。再次從回歸方程的各項(xiàng)數(shù)據(jù)可以看出,該回歸方程對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄行為具有較強(qiáng)的解釋能力，居民儲(chǔ)蓄中99.4%的部分都可以從該回歸方程中得到

說明。取顯著性水平為0.05，即置信度為95%,查表得到的統(tǒng)計(jì)量ｔ和統(tǒng)計(jì)量Ｆ的臨界值分別

為(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以認(rèn)為回歸方程顯著成立，擬合優(yōu)

度比較好。分析t值我們發(fā)現(xiàn)解釋變量Y、CPI、R所對(duì)應(yīng)的∣t∣均大于(8),說明解釋變量

Y、CPI、R對(duì)居民儲(chǔ)蓄存在顯著影響；而解釋變量T、B及截?fù)?jù)項(xiàng)C所對(duì)應(yīng)的∣t∣小于ｔ的臨 界值,說明解釋變量T、B及截?fù)?jù)項(xiàng)C對(duì)居民儲(chǔ)蓄影響不顯著。因此須剔除解釋變量T、B進(jìn)行回 歸，得到如下回歸結(jié)果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

從新建立回歸方程的各項(xiàng)數(shù)據(jù)可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的擬合優(yōu)度較好。

選擇顯著性水α＝0.05，查表得到的統(tǒng)計(jì)量ｔ和統(tǒng)計(jì)量Ｆ的臨界值分別為(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以認(rèn)為回歸方程的顯著性較強(qiáng)。同時(shí)解釋變量Y、CP

I、R所對(duì)應(yīng)∣t∣值均大于ｔ的臨界值，說明解釋變量Y、CPI、R對(duì)居民儲(chǔ)蓄存在顯著影響

。綜上所述，可以看出新建方程的擬合優(yōu)度較好，對(duì)應(yīng)變量城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄額S具有較強(qiáng)的解

釋力。

(三)異方差性檢驗(yàn)

由于所選用的樣本數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，可利用ARCH方法進(jìn)行檢驗(yàn),，檢驗(yàn)異方差性的核心

問題是判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差與解釋變量觀測(cè)值之間的相關(guān)性。選取滯后期間為3,即ARCH過

程的階數(shù)p=3。利用Eviews軟件計(jì)算結(jié)果：(n-p)R2的值為0.8905。給定α＝0.05的條

件下，查分布表得臨界值(3)=7.8147。因?yàn)?n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假設(shè)，表

明模型中不存在異方差。

(四)自相關(guān)檢驗(yàn)

利用杜賓—瓦特森檢驗(yàn)法進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)。利用Eviews軟件計(jì)算得到ＤW的值為1.5945。

在給定顯著性水平α＝0.01的條件下，查表得到DW的臨界值的上下界分別為=0.547和=1

.490，因?yàn)椋腤>，所以認(rèn)為回歸方程的擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。

(五)多重共線性檢驗(yàn)

利用多元相關(guān)分析法,計(jì)算各個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如下：Y和CPI的相關(guān)系數(shù)為0

.8526；Y和R的相關(guān)系數(shù)為0.2093；CPI和R相關(guān)系數(shù)為0.1986。從數(shù)據(jù)看,認(rèn)為回歸方程的解 釋變量間不存在多重共線性，回歸方程較為真實(shí)地反映了解釋變量之間的關(guān)系。

(六)樣本數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。

在經(jīng)濟(jì)分析和決策中，我們需要了解各個(gè)解釋變量的相對(duì)重要性，由于偏回歸系數(shù)與變量的原來單位都有直接關(guān)系，單位不同，彼此不能直接進(jìn)行比較，這就涉及到對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)

準(zhǔn)化的問題。下面我們對(duì)變量S、Y、CPI、R的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，得到如下結(jié)果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分別對(duì)應(yīng)S、Y、CPI、R標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)值。由此可看出在城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存 款模型中，解釋變量對(duì)應(yīng)變量S的影響程度按降序排列依次為：Y、CPI、R。

三、結(jié)論

通過以上分析，我們可以得出如下結(jié)論：

1目前的城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄持續(xù)增長(zhǎng)主要是由于城鎮(zhèn)居民收入的不斷提高所引起的。改革開放

以來，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展使人民生活日益改善，相應(yīng)的居民收入水平不斷提高。今后隨著經(jīng)濟(jì)不

斷向前發(fā)展，收入水平對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款的作用將更加顯著。

2消費(fèi)品的價(jià)格水平對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄額具有反向影響。自1992年以來，我國(guó)居民消費(fèi)物價(jià) 指數(shù)的增幅呈減緩趨勢(shì)，這客觀上對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄額的不斷增加起到了一定的推動(dòng)作用。

3實(shí)際利率對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄額增加作用也是不可忽視的。雖然2003年以來居民儲(chǔ)蓄存款的實(shí)際利率較上年略有下降，2004年居民儲(chǔ)蓄存款的實(shí)際利率曾一度達(dá)到負(fù)值，但縱觀十多年

變化趨勢(shì)，我們可以看出實(shí)際利率總體水平是呈上升趨勢(shì)的，從而支撐著城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄額的不斷增加。

4在檢測(cè)中我們也發(fā)現(xiàn)，A股籌資額和國(guó)債發(fā)行額對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款的影響并不顯著，這 與前面的理

論分析存在不一致。究其原因：由于目前我國(guó)的社會(huì)福利保障體系還不健全，隨 著我國(guó)勞動(dòng)就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房制度改革的深入，個(gè)人負(fù)擔(dān)的比例越來越大，加 之社會(huì)保險(xiǎn)的發(fā)展還有待于進(jìn)一步完善，這些因素使得我國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄存款呈現(xiàn)剛性。另外由于我國(guó)股市起步較晚，在現(xiàn)實(shí)運(yùn)行中還存在許多問題有待于解決，這使得居民入市的 風(fēng)險(xiǎn)加大，居民個(gè)人出于理性考慮，不會(huì)輕易將積蓄投入股市?，F(xiàn)實(shí)中股市籌資額的逐年增 加更多是來自于機(jī)構(gòu)投資者。從國(guó)債市場(chǎng)來看，盡管國(guó)債發(fā)行額逐年上升，但增加額更多體 現(xiàn)為向金融機(jī)構(gòu)發(fā)行的記賬式國(guó)債的增加，而針對(duì)居民個(gè)人的憑證式國(guó)債的發(fā)行額增幅并不 十分顯著。參考文獻(xiàn)：

(1)王麗華、唐五湘.我國(guó)居民儲(chǔ)蓄行為實(shí)證研究.北京機(jī)械工業(yè)學(xué)院學(xué)報(bào).2002,(3)

(2)劉巍.對(duì)海南省城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款總量影響因素的實(shí)證分析.海南金融.2003,(9)

(3)李焰.關(guān)于利率與我國(guó)居民儲(chǔ)蓄關(guān)系的探討.經(jīng)濟(jì)研究.1999,(11)

(4)蔡則祥、盧亞娟.我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款高增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析.經(jīng)濟(jì)問題.2004,(4)

(5)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒.中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社1991-2004

第四篇：中間業(yè)務(wù)對(duì)商業(yè)銀行收入影響的實(shí)證分析

中間業(yè)務(wù)對(duì)商業(yè)銀行收入影響的實(shí)證分析

2009-4-9

摘要：中間業(yè)務(wù)對(duì)于商業(yè)銀行收入的影響是依靠其內(nèi)部作用和外溢作用實(shí)現(xiàn)的。本文利用費(fèi)德模型對(duì)某銀行機(jī)構(gòu)中間業(yè)務(wù)對(duì)銀行收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)論顯示，中間業(yè)務(wù)的發(fā)展對(duì)銀行收入的外溢作用顯著為正。

關(guān)鍵詞：中間業(yè)務(wù)，外溢作用，商業(yè)銀行收入

中間業(yè)務(wù)對(duì)于商業(yè)銀行收入增長(zhǎng)的影響是通過其內(nèi)部作用和外溢作用實(shí)現(xiàn)的。內(nèi)部作用是指中間業(yè)務(wù)直接帶來的收入，這是由于商業(yè)銀行中間業(yè)務(wù)收入采用收付實(shí)現(xiàn)制；外溢作用則是指中間業(yè)務(wù)通過作用于非中間業(yè)務(wù)形成外部效益，從而間接促進(jìn)銀行收入的增長(zhǎng)。中間業(yè)務(wù)長(zhǎng)期以來一直被當(dāng)作商業(yè)銀行拓展傳統(tǒng)業(yè)務(wù)市場(chǎng)的輔助工具存在著，但是，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和企業(yè)內(nèi)部管理的日臻完善，單一的、低檔次的中間業(yè)務(wù)已遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足客戶的需要，客戶對(duì)銀行的金融服務(wù)提出了更高的要求。因此，順應(yīng)客戶的需求，大力創(chuàng)新中間業(yè)務(wù)的種類，不僅可以帶來可觀的直接收入，其間接收益更是不可估量。

一、基本模型

由于中間業(yè)務(wù)對(duì)商業(yè)銀行收入增長(zhǎng)的促進(jìn)和成本無法詳細(xì)計(jì)算，不可能具體考察每一分量的外溢作用，因此外溢作用難以精確度量，但可以采用直接測(cè)定方法來計(jì)算。本文利用費(fèi)德模型來估計(jì)中間業(yè)務(wù)對(duì)商業(yè)銀行收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)1，利用該模型分析中間業(yè)務(wù)對(duì)商業(yè)銀行收入的影響2，必須作如下三個(gè)假定：(1)將國(guó)有商業(yè)銀行產(chǎn)出分為中間業(yè)務(wù)和非中間業(yè)務(wù)；(2)非中間業(yè)務(wù)的產(chǎn)量不僅取決于本部門的勞動(dòng)力和資本配置，還受同一期中間業(yè)務(wù)產(chǎn)量的制約；(3)中間業(yè)務(wù)產(chǎn)量對(duì)非中間業(yè)務(wù)產(chǎn)量的影響是發(fā)生在同一時(shí)期的，不考慮中間業(yè)務(wù)對(duì)非中間業(yè)務(wù)影響的時(shí)滯性。

費(fèi)德模型的理論框架為：

其中I和N分別代表中間業(yè)務(wù)和非中間業(yè)務(wù)的收入；L和K分別代表勞動(dòng)力和資本兩大要素，下標(biāo)i和下標(biāo)n分別代表中間業(yè)務(wù)和非中間業(yè)務(wù)；方程2式中存在自變量I，說明中間業(yè)務(wù)的產(chǎn)量水平會(huì)影響非中間業(yè)務(wù)的產(chǎn)量；Y代表商業(yè)銀行總產(chǎn)量(收入)，它是由中間業(yè)務(wù)收入I與非中間業(yè)務(wù)收入N之和。

將上面(1)-(5)方程變形，可得如下方程：Y=f(Li，Ki)+f(Ln，Kn，I)，將該方程微分，并將兩邊同時(shí)除以Y，可得：

其中a表示銀行資本的邊際產(chǎn)品，β表示勞動(dòng)力的彈性系數(shù)，γ表示中間業(yè)務(wù)收入對(duì)銀行收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。dY／Y、dL／L和dI／I分別表示商業(yè)銀行收入、勞動(dòng)力(用銀行從業(yè)人員代替)和中間業(yè)務(wù)產(chǎn)量的增長(zhǎng)率；I／Y是中間業(yè)務(wù)收入占商業(yè)銀行收入的比例；由于資本存量的增量dK在統(tǒng)計(jì)資料中很難獲取，且dK與固定資產(chǎn)投資F在概念和數(shù)值上比較接近，因此可以用F替代dK。

因此我們可以建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

其中Gy、Gl、Gi分別代表經(jīng)營(yíng)收入Y的增長(zhǎng)率、勞動(dòng)力乙增長(zhǎng)率和中間業(yè)務(wù)收入I的增長(zhǎng)率。

二、數(shù)據(jù)與方法

本研究通過某銀行機(jī)構(gòu)2004年到2007年的季度數(shù)據(jù)來進(jìn)行分析，所有的數(shù)據(jù)均來自該機(jī)構(gòu)的季度報(bào)表。r代表商業(yè)銀行總收入，它是由中間業(yè)務(wù)收入I與非中間業(yè)務(wù)收入N之和；L和K分別代表勞動(dòng)力和資本兩大要素，上由銀行職工人數(shù)代替，資本存量的增加由固定資產(chǎn)投資F來代替。在將原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型所需數(shù)據(jù)的過程中，其中為了避免自由度的減少，2004年第一季度的數(shù)據(jù)根據(jù)2003年第4季度的數(shù)據(jù)調(diào)整計(jì)算而得。中間業(yè)務(wù)量的計(jì)算按照：中間業(yè)務(wù)收入二中間業(yè)務(wù)量，0.5%來進(jìn)行計(jì)算。

傳統(tǒng)的回歸方法通常假定所用的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，或者是一個(gè)確定性趨勢(shì)加上平穩(wěn)的部分，但實(shí)際經(jīng)濟(jì)中許多變量序列是不平穩(wěn)的，那樣利用普通最小二乘法(OLS)所作的回歸很可能是偽回歸，即模型有很高的R2值和t值，但參數(shù)估計(jì)卻毫無意義。因此，這里我們進(jìn)行實(shí)證分析的思路和步驟為：先對(duì)時(shí)間序列變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以考察變量是否平穩(wěn)或考察其單整階數(shù)，如果變量平穩(wěn)，我們可以利用OLS進(jìn)行回歸分析，否則將進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)(Cointegration Test)，得出協(xié)整方程，考察變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此，我們首先必須進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

我們先采用應(yīng)用比較普遍的ADF檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)各變量時(shí)間序列季度數(shù)據(jù)的單位根。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，只有F／Y在不包含時(shí)間趨勢(shì)的情況下，是單位根過程。在這里我們要區(qū)分平穩(wěn)序列和有時(shí)間趨勢(shì)序列，通過上面添加時(shí)間趨勢(shì)的ADF檢驗(yàn)，我們可以看出F／Y為包含時(shí)間趨勢(shì)的平穩(wěn)序列。因此在做回歸的過程中，必須增加時(shí)間趨勢(shì)變量，或者可以先將F／Y做去除趨勢(shì)變換，然后利用所得的殘差項(xiàng)進(jìn)行回歸分析。

三、計(jì)量模型結(jié)果

由于整個(gè)ADF檢驗(yàn)過程中，上述四個(gè)序列都是平穩(wěn)序列，為零階單整，因此無須進(jìn)行協(xié)整分析，因?yàn)閰f(xié)整分析的第一步就是考察每個(gè)變量單整的階數(shù)。如果變量都是平穩(wěn)時(shí)間序列，即它們都是零階單整的，就沒有必要做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。所以平穩(wěn)時(shí)間序列滿足經(jīng)典回歸模型，可以直接用最小二乘法估計(jì)參數(shù)。

首先對(duì)變量進(jìn)行去除趨勢(shì)變換，可得如下回歸方程：

R2=0.7814，F(xiàn)值為50.0394，括號(hào)內(nèi)為t值，在1%的水平上顯著。

這樣我們便得到殘差，可用殘差即去除趨勢(shì)后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到模型(4)，如表2。

首先對(duì)模型(4)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，我們采用布勞殊—培甘異方差檢驗(yàn)(Breusch-Pagan Test)，BP檢驗(yàn)F=1.9780，不能拒絕原假設(shè)，即不存在異方差。

然后對(duì)模型(4)進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)，由于在模型(4)中DW=2.9008，根據(jù)DW檢驗(yàn)表，說明存在負(fù)的序列相關(guān)。

為了克服序列相關(guān)，可用科克倫—奧克特(Cochrane-Orcutt)迭代法克服。對(duì)模型(4)中的殘差進(jìn)行無常數(shù)項(xiàng)估計(jì)，可得：

括號(hào)內(nèi)為t值，在5%的水平上顯著。回歸系數(shù)顯著不為零，說明殘差存在自相關(guān)，且ρ=-0.5371為負(fù)值，說明存在負(fù)的序列相關(guān)，與上述DW值查表所得結(jié)果一致。利用科克倫—奧克特迭代法，可得如下回歸方程：

對(duì)上述模型進(jìn)行診斷：(1)各回歸系數(shù)的t值見表2，F(xiàn)/Y通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，Gi·I/Y通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)；(2)F=2.6934，整個(gè)模型通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明了整個(gè)回歸模型整體的有效性；(3)查DW檢驗(yàn)表，5%的顯著水平上，du=1.76，du≤DW≤4-du，接受H0，即認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)μt之間不存在序列相關(guān)性；(4)同時(shí)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，BP檢驗(yàn)F=I.2420，不能拒絕原假設(shè)，即不存在異方差；(5)截距項(xiàng)的計(jì)算必須用上述模型中的截距項(xiàng)除以1-ρ，得到截距項(xiàng)為0.0806。上述結(jié)果如表2中模型(5)所示，因此可得回歸方程式為：

也可對(duì)模型(5)中的殘差進(jìn)行無常數(shù)項(xiàng)估計(jì)，可得：

回歸系數(shù)不顯著，t=-1.2016，再次表明殘差不存在序列相關(guān)。因此我們可以認(rèn)為方程(11)為目前條件下較好的擬合方程。

四、結(jié)果分析與解釋

根據(jù)上述回歸的結(jié)果，現(xiàn)在主要圍繞模型(5)即回歸方程式(11)進(jìn)行分析。

(一)關(guān)于勞動(dòng)力增加對(duì)收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。在上述樣本條件下，銀行收入的勞動(dòng)力彈性為14.21，勞動(dòng)力每增長(zhǎng)一個(gè)百分比單位，收入就可以增加14.21個(gè)百分比單位。對(duì)于此系數(shù)說明如下：1.該彈性系數(shù)沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)。2.顯示了職工人數(shù)對(duì)收入的貢獻(xiàn)比較明顯。在目前中間業(yè)務(wù)產(chǎn)品主要是一些勞動(dòng)密集型產(chǎn)品、結(jié)構(gòu)上仍以銀行卡業(yè)務(wù)收入、代理保險(xiǎn)、代售基金、支付結(jié)算等傳統(tǒng)中間業(yè)務(wù)收入為主的情況下，增加職工人數(shù)在目前的樣本條件推斷下可以提高收入。3.由于在利用Feder模型構(gòu)建計(jì)量模型的過程中，利用銀行職工人數(shù)度量了勞動(dòng)力對(duì)收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，忽視了人力資本的貢獻(xiàn)，因此該彈性系數(shù)可能包括了人力資本的作用，雖然本文沒有將人力資本單獨(dú)列出來求解其對(duì)收入的貢獻(xiàn)份額。4.在計(jì)量模型中，由于被解釋變量是收入的增長(zhǎng)率，因此完善的模型應(yīng)該包括所有能解釋銀行收入的解釋變量，包括技術(shù)進(jìn)步、制度創(chuàng)新和規(guī)模報(bào)酬等，但是在上文構(gòu)建的模型中，這些因素對(duì)收入的貢獻(xiàn)可能只能體現(xiàn)在銀行收入的勞動(dòng)力彈性系數(shù)中，比如說節(jié)約勞動(dòng)力的技術(shù)進(jìn)步等。

(二)關(guān)于資本增加對(duì)收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。在上述樣本條件下，資本的邊際產(chǎn)品價(jià)值為-0.728元，即資本的邊際產(chǎn)品為負(fù)，資本投入每增加1元，銀行的收入就減少0.728元。關(guān)于資本增加會(huì)減少銀行收入，這可能多少與現(xiàn)實(shí)有點(diǎn)矛盾。原因可能是該銀行機(jī)構(gòu)目前的經(jīng)營(yíng)條件下，固定資產(chǎn)投資的邊際產(chǎn)品曲線已經(jīng)向下推移，也即已超過了最優(yōu)資本量，使得投資形成的資本的邊際產(chǎn)品為負(fù)。分析該銀行機(jī)構(gòu)的中間業(yè)務(wù)收入結(jié)構(gòu)，我們可以看到，由于該機(jī)構(gòu)的中間業(yè)務(wù)收入主要來源于銀行卡業(yè)務(wù)，新興業(yè)務(wù)品種如網(wǎng)上銀行、轉(zhuǎn)賬電話、融資顧問、代客理財(cái)?shù)葮I(yè)務(wù)仍處于市場(chǎng)培育期，目前對(duì)中間業(yè)務(wù)收入貢獻(xiàn)度幾乎為零；同時(shí)現(xiàn)有的傳統(tǒng)業(yè)務(wù)如銀行卡業(yè)務(wù)、結(jié)算業(yè)務(wù)等受到行業(yè)新業(yè)務(wù)品種的擠壓，在業(yè)務(wù)量增長(zhǎng)的同時(shí)，收益下降，因此部分中間業(yè)務(wù)品種的投入與產(chǎn)出沒有形成配比，收益效率有待提高。例如目前該機(jī)構(gòu)開辦的代收費(fèi)項(xiàng)目18個(gè)，其中省分行安排代收費(fèi)項(xiàng)目12個(gè)，市分行安排代收費(fèi)項(xiàng)目6個(gè)，07年上半年，該機(jī)構(gòu)代收代付業(yè)務(wù)收入僅12.44萬元(不含代扣代繳利息稅收入)，占整個(gè)中間業(yè)務(wù)收入的0.4%，這與該機(jī)構(gòu)投入的柜臺(tái)資源、網(wǎng)絡(luò)資源、人力資源、憑證費(fèi)用嚴(yán)重不配套。同時(shí)資本的邊際產(chǎn)品為負(fù)，與上述利潤(rùn)的勞動(dòng)力彈性較大是一致的。

(三)關(guān)于中間業(yè)務(wù)對(duì)收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。在上述樣本條件下，中間業(yè)務(wù)收入的增加占經(jīng)營(yíng)收入的比例dI／Y每增長(zhǎng)1個(gè)單位，收入就可以多增加21.73%，即中間業(yè)務(wù)的邊際產(chǎn)品價(jià)值為1.2173元，因此中間業(yè)務(wù)收入每增加1元，銀行收入就共可增加1.2173元。中間業(yè)務(wù)對(duì)于商業(yè)銀行收入的影響是依靠其內(nèi)部作用和外溢作用實(shí)現(xiàn)的。由于商業(yè)銀行中間業(yè)務(wù)收入采用收付實(shí)現(xiàn)制，因此中間業(yè)務(wù)收入增加1個(gè)單位就意味總收入可增加1個(gè)單位；外溢作用則是通過其外部效益間接促進(jìn)銀行收入的增長(zhǎng)，比如由于中間業(yè)務(wù)的開展而網(wǎng)羅了一批客戶，而這批客戶可能成為商業(yè)銀行的存款來源，也可能成為商業(yè)銀行貸款的優(yōu)質(zhì)客戶，這樣就可能對(duì)非中間業(yè)務(wù)發(fā)展形成推動(dòng)，進(jìn)而增加銀行總收入。在本樣本推斷下，中間業(yè)務(wù)收入的外溢作用為中間業(yè)務(wù)收入每增加1元，銀行的收入就共可多增加1.2173元，這結(jié)果顯示了發(fā)展銀行中間業(yè)務(wù)對(duì)銀行收入的貢獻(xiàn)和意義。

五、結(jié)語

中間業(yè)務(wù)對(duì)于商業(yè)銀行收入增長(zhǎng)的影響是依靠其內(nèi)部作用和外溢作用實(shí)現(xiàn)的。本文以某銀行為例，通過收集其中間業(yè)務(wù)的相關(guān)數(shù)據(jù)信息，運(yùn)用費(fèi)德模型估算中間業(yè)務(wù)對(duì)銀行收入的影響。結(jié)論顯示，中間業(yè)務(wù)的發(fā)展對(duì)銀行收入的外溢作用顯著為正，中間業(yè)務(wù)的邊際產(chǎn)品價(jià)值為1.2173元，即中間業(yè)務(wù)收入每增加1元，銀行的收入就共可增加1.2173元。這結(jié)果體現(xiàn)了中間業(yè)務(wù)的間接收益及對(duì)銀行收入的貢獻(xiàn)。因此，可以通過改變影響中間業(yè)務(wù)發(fā)展的內(nèi)外部因素，促進(jìn)中間業(yè)務(wù)的發(fā)展，進(jìn)而提高商業(yè)銀行收入。

注釋：

1.費(fèi)德模型最早是Feder于1982年提出的，主要用于估計(jì)進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，后來很多學(xué)者將其用于研究某個(gè)經(jīng)濟(jì)或非經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

2.本模型的運(yùn)用主要是參考：陳智遠(yuǎn)(2001)；孫林等(2003)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Feder.G.On Expoas and Economic Growth[J].Joumal of Development Economics，1982,(12)：59-74.[2]陳智遠(yuǎn).貿(mào)易與增長(zhǎng)經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,2001,(05)：46-51.[3]郭紅珍，張卉.我國(guó)商業(yè)銀行中間業(yè)務(wù)的資源配置行為分析[J].國(guó)際金融研究,2003,(04)：19-24.[4]連平等.21世紀(jì)商業(yè)銀行中間業(yè)務(wù)：機(jī)遇、策略、管理與實(shí)務(wù)[M].北京：中國(guó)金融出版社,2003.[5]孫林，王啟仿.對(duì)外貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響——供給角度的分析[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2003，(03)：35-39.[6]袁春曉.商業(yè)銀行中間業(yè)務(wù)的服務(wù)特征研究[J].管理世界,2003,(07)：127-135.作者：南京大學(xué)商學(xué)院2007級(jí)博士生 趙永清 農(nóng)業(yè)銀行徐州市分行 沈江 來源：

《金融縱橫》2009年第2期

責(zé)任編輯：李惠杰

第五篇：12.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析

一、原文介紹

題目：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析

作者：王玉娟(福州大學(xué)管理學(xué)院)

關(guān)鍵字：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；三大產(chǎn)業(yè)；最小二乘法；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；可持續(xù)發(fā)展

二、研究問題

經(jīng)濟(jì)發(fā)展是以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為前提的，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)又有著密不可分的關(guān)系。本文采用1981年至2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過建立多元線性回歸模型，運(yùn)用最小二乘法，研究三大產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，從而得出調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要性。

三、可能影響因素

各產(chǎn)業(yè)部門對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

第一、二、三產(chǎn)業(yè)的年增長(zhǎng)率

經(jīng)濟(jì)固有增長(zhǎng)率

各產(chǎn)業(yè)部門在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的權(quán)數(shù)

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的年增長(zhǎng)率

四、理論模型

運(yùn)用eview3.1軟件，采用最小二乘法，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，對(duì)所建模型進(jìn)行估計(jì)

五、結(jié)論

由模型可知，當(dāng)?shù)谝划a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.2506個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.4002個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.3852個(gè)百分點(diǎn)。

六、感想

1、堅(jiān)持科學(xué)發(fā)展觀，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)，形成以高技術(shù)產(chǎn)為先導(dǎo)，基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和制造業(yè)為支撐、服務(wù)業(yè)全面發(fā)展的產(chǎn)業(yè)格局；形成由主要依靠第二產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)向依靠第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)協(xié)同帶動(dòng)轉(zhuǎn)變的新局面，實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可全面協(xié)調(diào)持續(xù)發(fā)展。

2、加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，調(diào)整農(nóng)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高我國(guó)農(nóng)業(yè)的科技化、產(chǎn)業(yè)化、現(xiàn)代化水平。

3、要堅(jiān)持走中國(guó)特色新興工業(yè)化道路，著重改造提升制造業(yè)，培育發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，建立創(chuàng)新型國(guó)家，提高我國(guó)核心競(jìng)爭(zhēng)力。

4、加快推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，把推動(dòng)服務(wù)業(yè)大發(fā)展作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的戰(zhàn)略重點(diǎn)。推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，不僅能夠有效改變我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，更能夠提高就業(yè)率，穩(wěn)定民生，提高人們的生活水平和質(zhì)量。推進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，重點(diǎn)是建立健全流通和服務(wù)部門，提高流通、服務(wù)質(zhì)量；拓展服務(wù)業(yè)新領(lǐng)域，發(fā)展新業(yè)態(tài)，培育新熱點(diǎn)，推進(jìn)規(guī)?；?、品牌化、網(wǎng)絡(luò)化經(jīng)營(yíng)。推動(dòng)特大城市形成以服務(wù)經(jīng)濟(jì)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。