分析宏觀經濟
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分析宏觀經濟范文第1篇
(一)發展歷程縱觀統計學的發展歷史，我們從中得出，宏觀經濟統計分析將統計學作為知識體系的核心，還具有較為獨特、清晰的發展流程。這也就是說，我們能夠利用3個發展階段概括宏觀經濟統計分析。下文針對這三個階段進行研究，并分析其中存在的基本問題。第一個發展階段：在該階段，經濟學專家主要關注國民經濟的重要統計指標，研究比較國家經濟實力的實際發展情況。第二個發展階段：屬于國家經濟核查體系的完善階段。多數和本體系有關的部門，在分類上更加細化，使得國家經濟核查體系逐漸完善。在本階段，統計學設計思想也得到了較大程度的改進，確定核心指標，形成指標體系和國家經濟行業分類體系，細化國民經濟結構部分等，不斷充實宏觀經濟分析中的科學統計體系。在科學應用統計學的基礎上，優化資料配置，將社會經濟危機給經濟發展帶來的影響降到最低。第三個階段，也是宏觀經濟統計分析目前所處的階段。在本階段，在經濟統計領域中，形成了微觀統計與宏觀統計互相促進、互相融合、不斷完善的新局勢，使得宏觀經濟統計分析邁入一個全新的發展階段。信息網絡技術、電子商務、政府信息化、網絡購物以及企業信息化等方面的發展，宏觀經濟統計分析的獨立性地位更加重要。這就要求人們要從新的社會發展途徑中，深刻理解經濟統計，為統計分析打好基礎。一些人無法全面理解國民經濟核算，認為國民經濟核算主要是只是用來說明宏觀經濟統計數據，這無法發揮國民經濟核算體系的分析作用。此外，國民經濟核算統計在旅游業、收支分配調節、交通運輸、物流、金融體系以及文化產業、科技創新等方面的統計要求都無法得到滿足。
(二)歐美發達國家宏觀經濟統計分析發展的基本問題在歐美等發達國家，多數經濟學專家和統計學專家都對宏觀經濟統計分析進行了研究。其中經濟學家、統計學法威廉•配第就對國民收入總量進行分析、統計。隨后，出現了價格與需求函數關系量化分析，并獲得了一定程度的完善，進而實現統計和分析這兩門科學的相互融合與共同發展。在20世紀30年代，凱恩斯提出了國家經濟核查體系，人在此基礎上，不斷發展和充實國家經濟核查體系。此后，出現了投入產出分析法與資金流量表。這些都極大了促進了宏觀經濟統計分析的推廣應用和發展。
(三)中國宏觀經濟統計分析發展的基本問題統計作為國民經濟計劃的檢查與制定工作之一，在企業，乃至國家所有部門中都起著極為重要的作用。因此，宏觀經濟統計分析成為了總結與分析國民經濟發展的一個重要工具。但是就我國目前形勢而言，統計學數據等有關內容并沒有獲得較為深刻的利用，統計學的重要性經常被忽視。因此在實際的發展過程中，我們要明確統計學在整個宏觀經濟統計分析的研究方向、核心地位、知識體系中的關鍵所在等，并不斷發展此趨勢，利用措施彌補數據的不足和數據質量問題，對問題進行深入分析，采取現代統計學分析法，實現統計學的獨立發展，以此發展宏觀經濟統計分析體系。
二、結束語
分析宏觀經濟范文第2篇
[關鍵詞]外商直接投資Granger因果檢驗自回歸分布滯后模型
一、引言
伴隨著經濟全球化的進一步發展，外商投資越來越成為全球經濟的普遍現象。改革開放以來，我國利用外資，吸引外資取得了舉世矚目的成就。對于外商投資對我國經濟的影響作用，國內許多專家學者對此做了大量的理論與實證研究。如鐘昌標(2000)以綜合生產諸要素為理論基礎，研究FDI對GDP的貢獻，認為FDI與GDP有明顯的正相關關系，FDI對GDP增長率的貢獻從沿海地區到中西部地區由強轉弱。姜東升等人對福建省的外商直接投資與經濟增長的關系進行研究得出了FDI與GDP是互為因果的。何曉琦(2005)等認為外資對我國經濟增長并沒有顯著的影響。盡管有學者對中國外商直接投資與經濟增長的關系做了實證研究，但由于研究方法或選取的計量工具和所建立的計量模型不同，因此他們得出的結論也不盡一致，有些研究結論是建立在簡單的相關分析或回歸分析的基礎上的，結論難免有些主觀。基于此，本文將利用相關分析、Granger因果關系檢驗與建立回歸模型等方法，對外商直接投資對我國經濟增長的影響作用做進一步的探討。
二、計量模型與實證分析
1.變量及樣本選取
研究過程中采用年度實際利用外商直接投資總額FDI（元）與年度國內生產總值GDP（元）兩個變量，樣本數據范圍為1983至2006年，所有樣本數據來源于《中國統計年鑒》。為使變量的幣制統一，將年度FDI用當年平均匯率換算為以人民幣為單位的值。
本文利用時間序列數據建立計量模型，借助Eviews3.1統計軟件,以期通過對容量為24的樣本進行分析，找出外商直接投資與我國經濟增長的關系。為了消除數據中可能存在的異方差，對原序列分別進行自然對數變換，生成新序列分別為。
2.模型的建立與檢驗
用EViews軟件包對FDI與GDP進行相關分析，得相關系數，說明FDI與GDP是高度正相關，可以進行回歸分析。
首先設LFDI與LGDP的一元線性回歸模型:（1）
式中，分別表示時期相應變量的值，為截距，為斜率，和為兩個待估參數，表示均值為零的非相關誤差。采用OLS法進行回歸,結果為:（2），該模型中各解釋變量的系數均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F統計量的相伴概率小于1％，表明LFDI對LGDP有顯著的影響，而從模型的自相關檢驗來看：DW統計量為0.2，顯然存在顯著的正自相關。這可能是由于在回歸過程中遺漏了某些影響經濟發展水平GDP的重要變量的緣故，這也說明FDI不是影響GDP的單因子。由于模型（1）中沒有包含這些變量，所以導致了誤差項出現自相關。這表明要完整的表現FDI與GDP的關系還要對模型（1）做進一步完善。
3.模型的完善
本文考慮到外商直接投資FDI對宏觀經濟發展的影響可能有滯后作用，即經濟增長不僅受同期FDI值的影響，還可能依賴于FDI的滯后值FDI(-1)、FD(-2)、…,同時反映宏觀經濟增長水平的國內生產總值GDP明顯受到上一年GDP值的影響，在動態計量經濟模型建立過程中，如果一個回歸模型不僅包含解釋變量的現期值，而且還包含解釋變量的滯后值和被解釋變量的滯后變量這個模型就是自回歸分布滯后（ADL）模型。下面利用Jorgenson(1966)提出的自回歸分布滯后（ADL:Auto-regressiveDistributedLag）模型重新建模。
首先建立變量LFDI與LGDP之間的自回歸分布滯后模型ADL（1，2），采用OLS法，對模型進行參數估計，回歸方程（2）如下：
各解釋變量中除LFD(-1)外其余變量的系數均以小于5％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F統計量的相伴概率小于1％，對數似然值為42.59，AIC、SC的值較小，模型的擬合效果良好。
該模型可作為“一般模型”。根據“一般模型”中各解釋變量的系數t檢驗結果，剔除不顯著變量LFDI(-1)，重新建模得到“簡化模型”，回歸方程如下：
（3）
SE:(0.300)(0.041)(0.019)(0.26)
該模型中各解釋變量系數均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F檢驗的相伴概率小于1％，AIC和SC值分別為－3.5和-3.3較小，對數似然值較大，簡化模型的效果不錯。利用參數的Wald檢驗驗證模型約束的有效性，在模型（2）中對的原假設得到檢驗的相伴概率為0.63，所以不能拒絕該原假設。綜上，模型(3)可作為反映我國外商直接投資FDI與國內生產總值GDP的關系的自回歸分布滯后模型。
從模型(3)可以看出FDI對同期國內生產總值GDP的影響乘數為0.1092，但延期影響乘數為－0.096，則說明在短期內FDI對我國國內生產總值GDP起到了一定的促進作用，但長期的影響作用并不十分明顯，即從長期來看這種作用也是比較微小的。
4.FDI與GDP之間的Granger因果關系檢驗
本節將進一步探究我國FDI與GDP之間是否存在內在的因果關系。我們采用Granger因果關系檢驗方法來驗證FDI與GDP之間的因果關系。按照常理，如果變量X是變量Y的原因，則變量X的變化應先于Y的變化，基于此Granger（1969)提出了一種因果關系的計量經濟學定義：如果用X與Y的過去值對Y進行預測比僅用Y的過去值進行預測有更小的預測誤差，則稱X是Y的Granger原因。
下表給出了各變量之間的Granger因果關系檢驗結果(滯后期取3)
在滯后期取3時檢驗結果表明FDI不是決定宏觀經濟水平GDP的Granger成因的相伴概率只有0.02，表明在95％的置信水平下我們拒絕原假設，認為FDI是GDP的Granger原因,而GDP不是FDI的Granger成因的概率為0.68,不能拒絕原假設。再分別取滯后期為4、5、6時可以得到類似的結果。因此兩者的因果關系具有單向性，認為FDI與GDP的因果關系成立，FDI是GDP變化的原因。
三、結論
通過以上分析可知,針對我國的經濟整體情況而言我國實際利用外商投資額FDI與國內生產總值GDP是正相關關系,且二者之間存在內在的因果關系,其中實際利用外商投資額FDI是國內生產總值GDP的動因,但不是惟一動因,也就是說還有其他重要原因影響著我國國內生產總值GDP的增長。由此可以得出,在我國大力發展經濟的步伐中,要重視外商投資的作用。FDI的進入在短期內對我國的經濟發展起到了不可低估的促進作用。在我國資金、技術十分缺乏的情況下，通過吸引FDI，彌補了此方面的不足，對繁榮我國經濟是十分必要的。但從長期來看它對我國的經濟發展起不了決定性的作用。所以吸收和利用FDI的政策應該服從于我國的經濟結構、產業結構和體制結構，服從我國經濟形勢的需要，綜合考慮多方面因素，將外商直接投資規模控制在維護國家經濟安全和基本經濟制度所能承受的合理區間。與此同時，我國應著力提高利用外商直接投資的質量和水平，克服片面追求引資數量的錯誤傾向，才能充分發揮FDI在我國經濟發展中的積極作用。
參考文獻:
[1]賀鏗:《計量經濟學教程》，北京,中國統計出版社,2000
[2]胡新文:入世后外商直接投資的新動向及我國的應對策略調整，《世界經濟研究》2002年第1期，第19～22頁
分析宏觀經濟范文第3篇
關鍵詞：Klein模型；宏觀經濟計量模型
中圖分類號：F12文獻標識碼：A
一、前言
宏觀經濟模型在宏觀總量水平上把握和反映經濟運動的全面特征，研究宏觀經濟主要指標間的相互依存關系，描述國民經濟和社會再生產過程各環節之間的聯系，并可以用與進行宏觀經濟的結構分析、政策評價、宏觀研究與發展預測。
宏觀計量經濟學模型的工作程序包括宏觀經濟理論與運行分析；宏觀計量經濟學模型的總體設定；模型整體框架的設計；確定主要內生變量；確定主要先決變量，逐個模塊設計主要方程的理論形式，數據的收集與整理，模型的估計，模型的檢驗。
Klein模型是Klein于1950年第一個建立旨在分析美國在兩次世界大戰之間的經濟發展的小型宏觀計量經濟學模型。模型的規模雖小，但在宏觀計量經濟學模型的發展史上占有重要的地位。之后的美國宏觀計量經濟學模型大都在此模型的基礎上擴充、改進和發展起來的。經濟學的常青樹――Paul•Samuelson認為：“美國的許多模型，撥到當中，發現都有一個小的Klein。”
中國自1978年改革開放以來，宏觀經濟體制發生了巨大變化，從高度集中的計劃經濟體制逐步發展成社會主義市場經濟體制，在這個轉型階段，研究中國的宏觀經濟計量模型，是很有必要的，從中我們不僅可以得到當今社會各個指標之間的在整個經濟系統中的相互作用程度，還可以對宏觀經濟調控，起到積極的指導作用，為中國經濟體制的成功轉型起到建議作用。
二、模型的設立和變量經濟含義
1、模型的設定
2、變量經濟含義。Y：收入；Co：消費；W ：私人工資；R：利潤；K：年末的資本；G：政府非工資開支；W ：政府工資；T ：企業稅收；t：時間。
3、方程中新出現變量的解釋。R 為R的滯后一期變量，在聯立方程中屬于先決變量；?轉 為K的滯后一期變量，在聯立方程中屬于先決變量；W 為W 的滯后一期變量，在聯立方程中屬于先決變量。
4、聯立方程中的數據來源。本文數據均來自中國統計年鑒1978～2007年的各個指標的統計數據或者是統計數據的直接推導所得的數據。其中：Y為GDP；Co為全國居民消費；W 為工資總量減去國有單位工資；R為GDP減去工資總量；K為1978年的量為國有單位的資產量，以后各值為前一期值加上固定資產投資；G為財政支出；Wg為國有單位開支；Ta為稅收總額。
5、聯立方程的識別。從聯立方程的結構看，聯立方程有內生變量g有7個，先決變量k有9個；對與消費方程有內生變量g1有3個，先決變量k1有3個，則有40%，所以消費模型為過度識別；對于投資模型有內生變量g2有2個，先決變量k2有3個，則有k-k2＞g2-1，所以投資模型為過度識別；同理，私人工資模型有內生變量g3有2個，先決變量k3有7個，則有k-k3為過度識別。方程4、5、6為平衡模型，不存在識別問題。
三、聯立方程的建立
1、由于聯立方程模型中存在過度識別的方程，運用2OLS方法進行估計。第一階段用模型中的先決變量為自變量，內生變量為因變量作回歸模型，估計模型中的內生變量；在第二階段用內生變量的估計值和先決變量為自變量，分別以各方程中的因變量為因變量作回歸模型。
首先，對與本文內生變量R、W 、Y的估計是選取所有的先決變量Y1、R1、K1、Wg、G、Ta、T、W 、C，得到模型回歸方程為：
R=4431.711-8.132*Y1+8.383*R1
（3.20 ）（-3.15）（3.25）
＋0.429*K1+7.763*Wg-4.953*G+2.887*Ta
（4.04）（6.92）（-3.75）（2.91）
-643.877*T+7.397*W
（-3.87）（2.46）
R2=0.99F=7893.11D.W.＝1.61
和R的一組預測值RF
同樣，得到：
W =1.478*Y1-1.486*R1-1.513*W
（12.74）（-12.08） （-15.86）
R2=0.99D.W.＝1.72
和W 的一組預測值為W F
得到：
Y=4491.285-7.238*Y1+7.466*R1
（3.12）（-2.70）（2.78）
+0.429*K1+8.949*Wg-4.993*G
（3.90）（7.67）（-3.64）
+3.056*Ta-672.611*t+6.477*W
（2.97）（-3.89）（2.07）
R2=0.99F=825.84D.W.=0.98
和Y的一組預測值為YF
現在，作實現2LOS的第二階段，即用Co為因變量，RF、R1、WpF+Wg為自變量作回歸模型。得到消費方程：
Co=-0.075*RF+0.069*R1+0.410*WpF+Wg
（-4.13）（4.07）（8.02）
R2=0.99D.W.=0.79
同理，其他的聯立方程的簡化式為：
投資方程：
I=0.908*RF-1.031*R1+0.189*K1
（3.86）（-3.84）（8.32）
R2=0.98D.W.0.59
私人工資的方程是：
Wp=356.468+0.096*（YF＋Ta-Wg）
（2.503）（5.59）
-0.058*（Y1＋Ta1-Wg1）-69.993*T
（-2.94）（-4.67）
聯立方程的系數為：
=0；=-0.075；=0.069；=0.410
=0；=0.908；=-1.031；=0.189
=356.468；=0.096；=-0.058；=-69.993
2、聯立方程模型的不足
（1）從數據上來看，由于無法得到國家的年末資本存量的數據，因此，只能用每年國有企業的資產額對應國家的年末資本總額，這一點在1978年以前是可以說通的。自1956年中國完成社會資產完成公有化改造以來，國家的年末資本就等同于國企的資產總額，但是1978年以后，隨著改革開放，上述兩者不再相等了，但這樣的假設是否成立有待商榷。
（2）模型中主要是考慮前一期與當期之間的相互影響，對于其他各期的影響這里就不再深入探討。
（3）對年末資本作單位根檢驗時發現其是不平穩數據，發現它單積（整）的階數大于2，這與其他幾個變量的單積（整）為2不同，把年末資本與其他的變量作回歸，勢必使回歸模型的效果存在誤差，但由于模型經濟意義的存在，這就使模型存在建立上的弊端。
（4）模型在2OLS的第二階段估計時出現了自變量的多重共線性問題，但為了保持聯立方程的完整性，對這個問題也沒有以予考慮。
四、模型的經濟意義
從消費模型看，表明我國當期的利潤增加一元消費減少0.075元，而前一期的利潤增加一元消費增加0.069元，說明我國現在的利潤總是要用于以后的消費的，當期的利潤增加必然引起這一期消費的減少，增加的利潤或用于投資等，同時前一期利潤的增加最終轉為這一期的消費，具體的數值模型也是根據前面的數據進行的量化，工資增加1元消費增加0.41元，說明當前工資中有41%的收入用于消費，說明我國消費的觀念較之改革開放以前已經有了實質性的變化。
從投資的模型看，我國當期的利潤每增加1元投資增加0.908元，前期的利潤增加1元投資減少1.031元，年末資本存量每增加1元，投資增加0.189元。這說明國家整體企業所獲得的利潤當期有90.8%用于當期的投資，而前一期的利潤很少用于本期投資，而是前一期的用于投資和消費給消化掉了，模型還反映出前一期利潤的增加反倒會抑止這一期的投資，但并不是說明前一期利潤對以后投資不利，由于模型僅考慮前一期與本期的作用，所以前一期的利潤很可能是作用到以后其他各期中，這也從另一個角度反映出我國企業所獲得的利潤很大一部分用于本期投資，還有一部分會留下來，為以后的投資作準備，這也是快速發展經濟體的特征相符合的。
從私人工資的模型看，當期的私人產出每增加一元，私人工資增加0.096元，前期的私人產出增加一元，私人工資減少0.058元，隨著時間的增加，每增加一年時間，私人工資減少69.993元。由于私人產出是由國內生產總值加上稅收收入減去政府工資收入得到，國家當期創造的財富加上稅收用于生產中作用在工資上的占到9.6%，而前一期的這項指標反倒抑止私人工資；同時，隨著時間的推移，本期的私人工資將逐漸用于消費和投資中而減少。
（作者單位：首都經濟貿易大學經濟學院）
參考文獻：
[1]李子奈，潘問卿.計量經濟學（第二版）高等教育出版社，2003.
[2]中國統計年鑒（1985～2007）.
[3]易丹輝.數據分析與應用，中國統計出版社，2005.
分析宏觀經濟范文第4篇
目前宏觀經濟學界又開始存在較大的分歧，分歧的焦點是對于中國目前宏觀經濟形勢的判斷，說目前強勁復蘇的有之，認為2009年下半年才能觸底的也有之。各方都有數據有分析，對于自己的結論十分自信。按理說，判斷經濟形勢最主要的數據應該是國內生產總值（GDP），但是國家統計局每個季度才公布一次GDP，因此對月份經濟形勢的分析則是依據國家統計局按月的宏觀數據。這樣做的合理性，很多人都認為是不言而喻的。
理解這一問題的關鍵是了解計算GDP的兩種方法。一種是生產法，每個季度國家統計局所公布的GDP數據都是基于生產法。但是在分析經濟形勢的時候，人們習慣說消費、投資和凈出口三大需求，則是支出法GDP的概念。國家統計局也計算支出法GDP，但是所公布的支出法GDP是年度的數據。而人們在分析每個月的宏觀數據時，是默認這些月度數據就相當于支出法GDP中的消費、投資和凈出口。最近的一件事將這一問題公之于眾，使各方都陷入了一定的窘境。
最近，國家統計局副局長許憲春撰寫了《如何理解今年一季度支出法GDP增長率》一文，特別指出了月度公布的數據與支出法GDP中的各項目在統計口徑上的差異，而且指出支出法GDP中的各項目增長率和月度宏觀數據增長率之間的巨大差異。這使得應用月度數據分析宏觀經濟的基礎動搖了。
這篇文章原本是為了回答一些境外媒體和評論人員對一季度GDP增長率與反映全部最終需求變化情況的支出法GDP增長率之間匹配性提出的質疑。但由于月度數據往往被人們誤解為是支出法GDP中對應項目的對應數據，同時GDP的數據是季度數據，因此人們總是希望使用這些月度數據來分析經濟的趨勢，并對季度GDP數據進行檢驗。因此，事實上該文章也是對于這一類分析提出了實質性的質疑。
該文特別說明零售額數據包括一些不能被視為消費者支出的項目。其中最重要的幾項是：以企業和政府機構為對象的零售額，這二者當然都不是消費者；建造住房用的建筑材料，其實應算作家庭投資的一部分。該文也指出，零售額數據中也不包括用于教育和醫療等服務項目的支出以及農村家庭所消費的自產產品。
當然僅僅指出這些區別并不能解釋增長率方面的差異，因此該文進一步指出，與零售額相比，通過城鄉入戶調查得出的家庭消費開支數據能更好地反映消費者的支出情況。但是家庭消費開支增長率要大大低于零售額的增長率，統計局估計實際居民消費增長率只有9%。這是在分析中國現在經濟狀況時特別需要注意的區別。但使用家庭消費開支數據的缺點是：該數據是按季度的，無法在月度基礎上使用。
分析中國現在經濟狀況還有一個特別需要注意的地方，即資本形成總額包括：固定資本形成總額和存貨變動兩部分，全社會固定資產投資實際上是與其中的固定資本形成總額相對應的統計指標,但兩者在內涵上仍然存在明顯的區別（此處不再贅述這些區別）。該文指出，初步推算的固定資本形成總額實際增長率只有24%左右,明顯低于全社會固定資產投資增長率。但如果考慮到資本形成總額還包括存貨變動，一季度全部存貨變動大幅度下降,同比呈較大幅度負增長,從而大大抵消了固定資本形成總額對資本形成總額實際增長率的貢獻,使得資本形成總額實際增長率其實只有7%左右。
除此之外，該文還明確指出政府消費和政府支出之間的差異，并透露雖然一季度財政支出增長34.8%，但是政府消費實際增長率只有8%左右。更為嚴重的是，貨物和服務凈出口實際是大幅度減少的，與貿易差額的增長趨勢相反。這樣看來月度宏觀數據的分析價值不僅值得質疑，甚至可能帶來完全的誤導。按照這篇文章所提供的三大需求的增長率數據，顯然我們有理由對于目前經濟的增長存有更大的保留。
分析宏觀經濟范文第5篇
關鍵詞：海南；宏觀經濟運行；分析
中圖分類號：F820 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）02-0076-07 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.02.17
一、經濟金融運行情況
2013年，在國內外宏觀經濟環境依然嚴峻復雜的背景下，海南省以提高經濟發展質量和效益為中心，統籌推進“穩增長、調結構、促改革、惠民生”各項工作，全省經濟實現了平穩較快增長。初步核算，全年共完成地方生產總值3146.46億元，增長9.9%，人均地區生產總值5703美元②。
（一）三大需求協調增長，經濟運行平穩健康
2013年，海南省三大需求結構逐步優化，投資有力地拉動經濟增長，消費和出口發揮了重要作用。
1.投資保持較快增長，結構不斷改善。2013年，海南省繼續實施“項目建設年”，全力抓好項目建設促進經濟發展，全年固定資產投資比2012年增長27.0%。一是重點項目建設進展較好。全年265個重點項目完成投資1796.9億元，增長31.0%，完成年度計劃投資的119.4%。二是三次產業投資比例發生積極變化，第三產業投資占比高達80.2%，為促進全省經濟結構轉型打下了良好基礎。三是區域投資結構優化，西部市縣投資明顯加快。西部市縣投資增長72.9%，遠高于全省平均水平。四是各類保障性住房建設力度不斷增大。在省政府和各市縣政府的大力推動下，全年城鎮保障性住房新開工4.74萬套，竣工5.32萬套。
2.城鄉居民收入較快增長，消費結構升級加速。2013年，海南省積極促進就業，加大政策性增資和轉移支付以及支農惠農力度，有力地促進了城鄉居民收入較快增長。全省城鎮居民可支配收入增長9.6%，農村居民人均純收入增長12.6%。邊際消費傾向更高的農村居民收入增長快于城鎮居民，為促進消費增長和消費結構轉型升級提供了有力支撐。全省社會消費品零售總額增長14.0%，高于全國0.9個百分點。消費結構升級加速，服裝、汽車、通信器材等熱點商品銷售旺盛。鄉村消費品零售額高于城鎮4.1個百分點，農村消費市場進一步激活。
3.外貿進出口總額較快增長，利用外資規模持續擴大。2013年，海南省對外貿易進出口總值149.78億美元，增長4.6%；出口增長18.2%，進口增長0.8%。加工貿易方式增長加快，加工貿易進出口占比逐步提升。全年省內加工貿易進出口額占比27.3%，比2012年提升2.5個百分點。海南省抓住國際旅游島建設機遇，積極加大吸引和利用外資力度，全年實際利用外商直接投資增長10.3%。
（二）產業結構持續調整，現代服務業加快發展
2013年，海南省加大產業結構調整和發展方式轉變。農業基礎地位進一步穩固，工業生產較快恢復，服務業主導地位得到強化。三次產業比重為24.0：27.7：48.3，較2012年有所優化。
1.農業生產平穩增長，特色農業較快發展。2013年，海南省依托科技驅動和品牌戰略，繼續大力發展冬季瓜菜、畜牧、水果、橡膠等特色產業；加大西南中沙漁場開發力度，提升遠洋捕撈能力；依托羅牛山、雨潤等畜產品加工企業，擴大生豬、家禽生產能力，推進畜牧業規模化發展。各項支農、惠農政策的落實，有力支撐了全省優勢特色農業的穩定發展，全年農業增加值增長6.3%，蔬菜、瓜果、水產品、豬肉產量分別增長5.1%、8.4%、6.0%和4.9%。
2.工業較快增長，企業效益有所下滑。2013年，海南省努力克服國內外市場需求不足和石化行業骨干企業停產檢修的不利因素影響，不斷加強工業技術改造，持續擴大工業投資，加快工業園區建設，扶持縣域工業發展，加大對戰略性新興產業的發展支持力度，注重提升骨干龍頭企業的服務，全年工業增加值增長6.3%。受市場需求不足、生產要素成本明顯提高等因素影響，全省工業企業效益有所下滑，利潤總額同比下降6.4%，綜合效益指數327.9%，同比回落40.9個百分點。
3.服務業發展良好，旅游市場表現活躍。2013年，海南省第三產業發展良好，增加值增長12.1%，同比提升2.7個百分點。房地產業、批發零售業、金融業分別增長19.2%、16.2%和16.0%，是拉動第三產業增長的重要因素。隨著國際旅游島建設的穩步推進，全省打造了一批特色產品和精品旅游線路，新增了興隆熱帶花園旅游區、東山嶺文化旅游區、三亞亞龍灣熱帶天堂森林旅游區等3家國家4A級旅游景區；各市縣繼續實施“走出去，請進來”策略，加大了向島外推介特色旅游產品的力度；通過扎實有效開展“旅游市場整治年”，加強了旅游市場的整治和監管。全年共接待旅游過夜人數3672.51萬人次，增長10.6%；旅游總收入428.56億元，增長13.0%。
（三）物價溫和上漲，就業形勢良好
2013年，海南省物價調控取得明顯成效，物價漲幅整體處于低位，就業形勢總體良好，失業率控制在較低水平。
1.居民消費價格溫和上漲。2013年，海南省居民消費價格整體呈前低后高態勢，逐步攀升態勢，一、二、三、四季度CPI分別上漲1.9%、2.3%、2.9%和4.0%，全年CPI累計上漲2.8%，漲幅仍處于低位。在類消費品中，食品和居住類價格分別累計上漲3.9%和3.4%，是推動物價上漲的主要原因。
2.上游產品價格持續低迷。2013年，受需求不振因素影響，海南省上游產品價格指數整體處于低位。全年工業生產者購進價格指數累計下降3.0%，工業生產者出廠價格指數累計下降0.5%。
3.勞動力報酬穩步提升，就業形勢趨好。2013年，海南省著力提高中低收入者收入水平，適時調整企業最低工資標準，12月起將月最低工資標準上調70元。全年城鎮新增就業人數9.7萬人，增長2.1%；農村勞動力轉移9.50萬人，增長2.2%；年末城鎮登記失業率2.2%，繼續控制在較低水平。
（四）財政收入較快增長，民生保障重點突出
2013年，全省共實現地方公共財政收入480.52億元，增長21.6%，增速高于年度預期目標。“營改增”因面較小，增值稅雖較快增長，但總量較小，對稅收結構影響不大。全年增值稅收收入31.65億元，占全部稅收收入的7.7%。營業稅占比依舊最高，是支撐稅收增長的主要因素。全年營業稅收入158.95億元，占全部稅收收入的38.6%。財政支出結構得到進一步優化，繼續向保重點、保民生、保穩定方向傾斜。地方公共財政支出1009.15億元，增長9.8%。教育、住房保障、城鄉社區事務、醫療衛生、交通運輸等支出增長均超過20%。
（五）金融運行態勢良好，銀行業經營穩健
社會融資規模較快增長，融資結構不斷優化。2013年，全省社會融資規模為1083.99億元，增長11.1%，高于全國平均水平1.4個百分點。從融資結構看，銀行貸款新增734.84億元，占比67.8%，比2012年低3.5個百分點；委托貸款、企業債券融資占比分別為12.1%和8.9%，均較2012年有所提升。
存款同比大幅多增，年末沖量特征明顯。2013年末，全省本外幣存款余額5952.50億元，增長16.5%。2013年，全省新增存款839.88億元，同比多增240.21億元，新增量僅低于2010年的1041.60億元。其中，12月全省存款增加226.24億元，占全年新增存款的26.9%，同比多增110.85億元，環比多增149.52億元。年末全省存款爆發式增長，缺乏實際經濟背景支撐，是近年來銀行業機構季末、年末做大存款量的一個縮影。
銀行業經營穩健，效益較快增長。2013年末，全省各銀行機構不良貸款比年初增加0.92億元，不良貸款率比年初低0.15個百分點；全省銀行業效益較快增長，全年省內各銀行機構利潤增長41.3%。
二、值得關注的問題
2013年，海南省宏觀經濟基本面總體向好，但長期以來在全省經濟運行中的一些深層次結構性矛盾仍未得到有效解決，加之外部經濟運行中存在一定不利因素，諸多因素縱橫交織，對全省經濟金融運行平穩較快增長形成一定制約。
（一）消費增速減緩
2013年，全省社會消費品零售總額增長14.0%，比2012年回落1個百分點。社會消費品零售總額增速回落的原因：一是2012年11月1日實行的離島免稅額度由5000元提至8000元放寬政策翹尾因素作用結束。以四季度為例，當季化妝品類零售同比僅增長3.1%，日用品類增長9.2%。二是住宿餐飲業市場消費平淡。受厲行節約和限制三公消費等因素影響，2013年以來餐飲收入明顯回落。2013年，全省餐飲收入143.43億元，增長11.3%，同比回落8.4個百分點。三是居民收入增長放緩影響消費能力。2013年以來，受資本市場低迷、企業效益不佳、農產品價格較低等因素影響，全省居民收入增長緩慢。2013年，全省城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均現金收入增長分別比2012年回落4.3和2.3個百分點。
（二）工業增長乏力
2013年，全省規模以上工業增加值增速低于全國平均水平3.4個百分點。工業增長乏力的主要原因：一是行業結構單一。占海南工業產值1/3的海南煉化因制度性技術檢修及擴能改造導致停產兩月。此外，漢地陽光、華塑石化、實華嘉盛等煉化下游企業也被迫相應停產，影響8月、9月份全省工業生產明顯減緩。二是受市場需求不足影響，部分大中型企業生產下降或停產。全年省內汽車產量10.85萬輛，同比下降16.2%。優美內衣、盛之業、浩業等在省內較有影響力的工業企業均出現停產。三是企業經營成本費用上升，企業負擔加重，生產經營困難加大。我行工業景氣調查結果顯示，四季度，全省工業企業一線員工工資水平指數為25%，比上季度上升12.5個百分點；稅費指數為30%，比上季度上升7.5個百分點；固定資產投資支出指數為25%，比上季度上升5個百分點。
（三）存款穩定性下降
為達到內部考核要求和外部監管要求，銀行間資金頭寸跨行頻繁轉移，資金流量和流向的不確定性加大，存款增長穩定性較差。在下半年的季初（7月）全省存款減少11.61億元，而到年底全省存款突然增加226.24億元。從月度內存款變動來看，銀行月末存款增加，月初存款下降的現象更是屢見不鮮。存款的穩定性下降，一方面會帶來潛在的流動性風險，對商業銀行流動性管理提出了更高的要求。2013年6月和12月國內不少銀行甚至出現了“錢荒”，造成銀行資金拆借利率上升，年內全國銀行間隔夜拆借利率曾一度升至13.44%。另一方面，由于部分存款被轉移到表外，導致了金融數據的隱性化現象存在，影響了金融管理部門對金融形勢和金融部門內在風險的判斷，增大宏觀調控壓力。
（四）銀行不良貸款有所抬頭
2013年年初以來，受經濟周期和產業結構調整影響，省內部分企業生產經營陷入困境，資金鏈緊張，省內部分商業銀行陸續出現較大規模的不良貸款。此外，作為反映不良貸款先行指標的關注類貸款出現較快增長的趨勢。2013年12月末，全省不良貸款余額比年初增加0.92億元，關注類貸款比年初增加54.91億元，增速5.8%，比年初提升0.3個百分點。當前全省經濟運行仍面臨著不確定性，部分企業、個人可能因財務狀況惡化導致違約風險；此外，政府融資平臺將陸續進入大規模償債周期，而地方政府財政收入增幅明顯放緩、剛性財政支出較快增長。在此背景下，部分銀行機構不良貸款出現反彈值得關注。
（五）銀行同業業務創新增加金融監管難度
在買入返售資產業務的帶動下，2013年12月末，海南省同業資產規模504.08億元，比年初增加140.50億元（其中，買入返售資產余額228.62億元，比年初增加132.19億元）。據調查，目前海南省主要有7家銀行開展買入返售資產業務，業務主要分為三個部分：返售票據余額120.60億元、返售信托受益權余額64.43億元、返售債券余額43.59億元。值得注意的是，買入返售資產業務的標的本身可能存在風險，一旦風險暴露，可能在金融機構間傳導；另一方面，就整個返售資產業務而言，銀行間通過相互轉讓，導致銀行信貸資金由表內資產向非信貸資產的轉移，增加了金融監管難度。
三、預測與展望
2014年，海南省經濟運行中有利因素與不利因素并存。
有利因素方面：一是外部環境改善有利于增加需求。今年以來，世界經濟總體上處于緩慢復蘇態勢，美、日等主要發達經濟體復蘇趨勢得到進一步確認，發達經濟體重新成為世界經濟增長的主要驅動力。經合組織11月在秋季經濟展望中預計2014年全球經濟增長3.6%，美國經濟增長2.9%，成為繼2005年以來第二高增長年份。我國經濟在二季度經濟增速觸及7.5%的下限目標之后，國家及時釋放了一系列“穩增長、保下限”的政策信號，全年GDP增長7.7%，出現企穩回升態勢。二是國際旅游島建設以來聚集的發展動能將加速釋放。根據發達地區的發展經驗表明，開發開放的前5-10年是政策效應釋放的黃金期，2014年國際旅游島建設將進入第5個年頭，此前國際旅游島建設聚集的動能有望加速釋放，進一步推動全省經濟發展。三是兩大國家戰略疊加政策優勢將逐步顯現。國際旅游島建設和三沙設市兩大國家戰略疊加，進一步夯實了海南發展的政策優勢。四是新增產能的釋放有望改善工業低增長局面。2013年以來省內一批新增重點項目陸續投產，將逐步釋放產能逐步，可拉動工業經濟回升。五是銀行機構的陸續入駐有望給海南經濟發展提供充裕資金支持。近年來，全國股份制商業銀行入駐海南速度加快，明年興業銀行、華夏銀行將會陸續開業，加上之前的一些股份制商業銀行陸續度過開業保護期，信貸額度可進一步放開，全省信貸資金來源充足將有利于促進全省經濟發展。六是銀行家和企業家對未來經濟增長預期提升。根據四季度我行銀行家問卷調查和企業家問卷調查，銀行家和企業家對下季度全省宏觀經濟預期指數分別為44%和-25%，分別較上季度提升2個和5個百分點。
不利因素方面：一是項目儲備不足，投資能否實現20%以上增速存在不確定性。隨著系列大項目竣工投產，2014年海南省重點項目儲備相較前兩年明顯偏少。二是房地產市場面臨不確定因素。中國人民銀行海口中心支行典型樓盤調查顯示，目前省內房地產庫存銷售周期從2012年底的20個月左右上升至2013年平均40個月，開發商庫存壓力較大。此外，十八屆三中全會明確指出“加快房產稅試點并適時推進改革”，由于海南購房者七成來自島外，且均為島外購房者二套或三套房產，正是房產稅的征收范圍，房產稅征收的預期可能對海南樓市產生較大影響。三是消費快速增長受限。隨著中央加強對三公消費的審查力度，國內公務會議、消費減少，海南作為旅游省份，受到的沖擊更為明顯。此外，近年來網購力度增大，海南省居民向外地購買支出增多，直接對本地消費造成沖擊。據相關部門估計，網購支出占全省社會消費品零售額的比重接近10%。
綜合以上分析，初步預計全年全省地區生產總值增長10%左右，在國內外經濟環境相對穩定的大背景下，未來2-3年全省經濟增速應穩定在10%-11%之間。
