陳憲+周亮+陳勇

摘 要：選取了2005年7月匯改以來至2013年12月的季度數(shù)據(jù)，通過建立聯(lián)立方程模型，利用3SLS（三階段最小二剩法）計(jì)量方法就人民幣匯率的變動(dòng)對湖南省對外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果表明：人民幣實(shí)際有效匯率升值1%，經(jīng)濟(jì)增長速度降低0.612%；湖南省進(jìn)出口額的增長速度降低2.79%，人民幣實(shí)際有效匯率升值對湖南省經(jīng)濟(jì)總量的增長有緊縮效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：3SLS；匯率；經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號：F74 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）26-0188-07

在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)生活中，匯率是非常重要的經(jīng)濟(jì)變量，對一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有著重要的影響。2005年7月以來，我國實(shí)行了以“市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率”的匯改制度，至2013年12月，人民幣匯率已升值超過30%。隨著人民幣匯率制度改革的不斷深入，匯率彈性越來越大，匯率的變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)的影響也越來越大。作為中部省份的湖南，具有明顯資源優(yōu)勢和人才優(yōu)勢，但對人民幣匯率改革等國家金融政策的適應(yīng)往往處于劣勢。本文整理了2005年我國匯率改革以來的有關(guān)數(shù)據(jù)，采用3SLS方法就人民幣匯率變動(dòng)對湖南省對外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證研究，力求從匯率的視角探討發(fā)展湖南經(jīng)濟(jì)的應(yīng)對措施。

一、文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)70年代布雷頓森林體系崩潰之后，國外很多學(xué)者開始研究匯率與對外貿(mào)易狀況以及經(jīng)濟(jì)增長等經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系。Thursby（1987）選取了17個(gè)工業(yè)發(fā)達(dá)國家1974—1982 年的年度數(shù)據(jù)，并基于雙邊匯率建立了基本的理論模型，研究表明匯率變化與一國貿(mào)易收支變化之間聯(lián)系緊密。Doroodian（1999）基于1973—1996年季度數(shù)據(jù)，利用GARCH模型來衡量匯率波動(dòng)的方差，表明匯率水平的變化對改善一國的貿(mào)易狀況具有顯著的影響，匯率的較大波動(dòng)卻會對貿(mào)易流具有顯著為負(fù)的效應(yīng)。進(jìn)入20世紀(jì)后，Berument和Pasaogullari（2003）利用土耳其1987年以來的數(shù)據(jù)，運(yùn)用多種計(jì)量方法對土耳其實(shí)際有效匯率貶值與經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)土耳其實(shí)際匯率的貶值會阻礙其經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Gala（2008）采用58個(gè)發(fā)展中國家1960—1999年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出各國的實(shí)際匯率貶值有利于經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。Huang和Malhotra（2005）對亞、歐國家1976—2001年間的匯率與經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，對于歐洲發(fā)達(dá)國家，匯率制度的選擇對各國經(jīng)濟(jì)增長的影響很小甚至沒有作用，對于亞洲發(fā)展中國家，匯率制度的選擇對經(jīng)濟(jì)增長的影響是顯著的，并且是非線性的。

國內(nèi)很多學(xué)者就人民幣實(shí)際匯率對中國進(jìn)出口、FDI、產(chǎn)出、經(jīng)濟(jì)增長等經(jīng)濟(jì)變量的影響進(jìn)行了研究。梁琦、徐原（2006）基于1994年以來的月度數(shù)據(jù)對人民幣有效匯率變動(dòng)對中國進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行研究，認(rèn)為影響我國國際貿(mào)易的主要原因并不是人民幣匯率的升值。盧萬青、陳建梁（2007）認(rèn)為，人民幣匯率在一定范圍內(nèi)的小幅度升（貶）值，對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響較小，人民幣匯率大幅度波動(dòng)，則產(chǎn)生大的影響。林毅夫（2007）認(rèn)為，“巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)假說”中闡述的勞動(dòng)生產(chǎn)率的相對變化對真實(shí)匯率的影響在中國并不成立，人民幣幣值并沒有被嚴(yán)重低估，應(yīng)該穩(wěn)定市場預(yù)期、抑制外匯升值投機(jī)。辜博謙、王軼軍 （2008）通過對2005—2007年人民幣匯率和中國進(jìn)出口額數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)進(jìn)出口對人民幣名義有效匯率的彈性為13.008，達(dá)到馬歇爾一勒納條件。張浩楠（2008）通過1998—2004年的季度數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率是影響我國FDI的主要因素之一，F(xiàn)DI的流入也會越來越多，對經(jīng)濟(jì)的影響也會越來越大。安輝、黃萬陽（2009）通過歷史數(shù)據(jù)采用匯率波動(dòng)對國際貿(mào)易影響建立了中美和中日貿(mào)易模型，從中發(fā)現(xiàn)人民幣匯率水平和波動(dòng)對國際貿(mào)易產(chǎn)生影響的規(guī)律，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展重點(diǎn)在擴(kuò)內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)。劉堯成、周繼忠等（2010）構(gòu)造了GDP 、人民幣實(shí)際有效匯率以及貿(mào)易收支差額的三變量VAR 模型，采用1994—2009年的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易收支彈性理論長期內(nèi)在我國成立，在短期內(nèi)人民幣匯率貶值對我國貿(mào)易收支狀況有顯著的J 曲線效應(yīng)，匯率的貶值對我國貿(mào)易收支狀況有短期的負(fù)面效應(yīng)。趙永亮、干杏娣等（2011）采用1994年1月至2009年3月的月度數(shù)據(jù)，應(yīng)用VEC模型以及差分?jǐn)?shù)據(jù)和水平數(shù)據(jù)的VAR模型，考察人民幣實(shí)際有效匯率升值對我國產(chǎn)出的影響，人民幣實(shí)際有效匯率每升值1%將使我國產(chǎn)出下降約0.3%～0.4%。潘錫泉、郭福春（2012）運(yùn)用Pesaran邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法研究了升值背景下人民幣匯率、FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)時(shí)變效應(yīng)，認(rèn)為人民幣升值和經(jīng)濟(jì)增長均對FDI的流入具有明顯的促進(jìn)作用。姜義昌、丁曉輝（2013）應(yīng)用盧萬青和陳建梁（2007）構(gòu)建的匯率通過乘數(shù)和反饋效應(yīng)影響經(jīng)濟(jì)增長的模型，考察了我國2005年7月至2012年6月人民幣匯率變動(dòng)對我國總產(chǎn)出的影響。結(jié)果表明，人民幣匯率升值1%將使我國的總產(chǎn)出上升約0.09%。

不同的研究者得出的研究結(jié)果有所不同，可以解釋為研究者所研究的樣本以及樣本所處時(shí)間段有一定差異，另外研究所采用的計(jì)量實(shí)證方法不同也容易導(dǎo)致結(jié)論的偏差。人民幣匯率改革制度至今10年了，匯率變動(dòng)對對外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長的影響及影響程度值得關(guān)注。尤其在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的湖南，匯率變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)動(dòng)關(guān)系更加值得重視。

二、聯(lián)立方程模型的建立

（一）Rose和Yellen（1989）的簡化式貿(mào)易收支模型

基于微觀經(jīng)濟(jì)理論的供求分析方法，即進(jìn)出口數(shù)量取決于商品價(jià)格和國內(nèi)外的收入水平。一個(gè)前提假設(shè)是進(jìn)口商品不是國內(nèi)商品的完全替代品。收支模型表示如下：

TB=TB（REE，Y，Y*） （1）

其中，TB表示貿(mào)易收支，用模型中用EX代替，REER為實(shí)際匯率，Y為本國真實(shí)收入，Y*為國外真實(shí)收入。endprint

將上式取對數(shù)，得到（2）式

（2）

考慮到Y(jié)*對湖南地區(qū)的影響有限，暫不考慮Y*。用湖南省地區(qū)GDP代替本國收入Y，得到湖南省對外貿(mào)易模型（3）。

（3）

EX為湖南省進(jìn)出口額，REER為人民幣實(shí)際有效匯率，GDP為湖南省經(jīng)濟(jì)總量。

（二）基于柯布道格拉斯函數(shù)的經(jīng)濟(jì)增長理論模型

假定企業(yè)滿足柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

（4）

其中，Q為實(shí)際產(chǎn)量，L為勞動(dòng)力，K為資本，A為全要素生產(chǎn)效率 ，α、β、γ和分別為勞動(dòng)力、資本和效率對實(shí)際產(chǎn)量的貢獻(xiàn)比例，t為時(shí)期。

在利潤最大化的條件下，邊際勞動(dòng)產(chǎn)出等于工資水平W，邊際資本產(chǎn)出等于資本的機(jī)會成本R，如式（5）所示：

= （5）

其中，MPL和MPK分別為勞動(dòng)力要素和資本要素的邊際產(chǎn)量，W為員工工資、R為投入的資本要素的機(jī)會成本。又由邊際產(chǎn)量的定義可得式（8） ：

= （6）

整理（4），（5），（6）得（7）式：

（7）

對（7）式取對數(shù)，整理得：

（8）

其中Rt/Wt為資本配置率，記為Bt，簡化方程系數(shù)，方程可轉(zhuǎn)換為（9）：

（9）

根據(jù)FU&Balasubramanyam（2005）的觀點(diǎn)，匯率通過影響一國的開放度和勞動(dòng)力效率來影響At，而一國實(shí)際匯率的升值提高了勞動(dòng)力的實(shí)際報(bào)酬，從而提高勞動(dòng)力效率，因此假定At=StREERt，St為在t期的開放度，根據(jù)湖南省經(jīng)濟(jì)情況，以進(jìn)出口額EX代替開放度，以固定資產(chǎn)投資額K代替資產(chǎn)配置，城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)L代替勞動(dòng)力，得到匯率與經(jīng)濟(jì)增長的理論模型：

（10）

（三）聯(lián)立方程模型的建立

聯(lián)合方程（3）和（10），得到人民幣匯率對湖南省對外貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長聯(lián)立方程組（11），以下稱方程組中（10）為經(jīng)濟(jì)總量方程，方程（3）為對外貿(mào)易方程。

（11）

三、實(shí)證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理

選取人民幣兌美元實(shí)際有效匯率為解釋變量（REER），實(shí)際有效匯率為剔除了當(dāng)期通脹因素的有效匯率。選取GDP作為湖南省實(shí)際收入變量，選取進(jìn)出口額（EX）作為湖南省對外貿(mào)易變量，選取固定資產(chǎn)投資額（K）作為湖南資源配置變量，選取湖南省城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)（L）作為湖南勞動(dòng)力投入變量。

采集2005年7月至2013年12月REER的季度數(shù)據(jù)為樣本。REER數(shù)據(jù)來自于國際清算銀行數(shù)據(jù)庫，GDP、EX來源國家統(tǒng)計(jì)局進(jìn)度數(shù)據(jù)庫，K、L來源中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。所有數(shù)據(jù)均已進(jìn)行了對數(shù)處理，并進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，分別記為LNGDP，LNREER、LNEX、LNK、LNL。所有數(shù)據(jù)均利用Eviews6.0軟件處理。描述性統(tǒng)計(jì)如圖1、圖2所示。

（二）聯(lián)立方程模型的識別

對于聯(lián)立方程模型，秩條件給出了模型識別的充分條件，階條件給出了模型識別的必要條件。階條件是：如果聯(lián)立方程模型中的某個(gè)方程是可識別的，則它所不包含的前定變量的個(gè)數(shù)k，必須大于它所包含的內(nèi)生變量個(gè)數(shù)（m）減1，即k≥m-1。在模型可識別的基礎(chǔ)上，若k=m-1，則方程是恰好識別的；若k>m-1，則方程是過度識別的。

在模型（11）中，lnEX 、lnGDP為內(nèi)生變量，lnREER、lnL 、lnK為外生變量。無滯后內(nèi)生變量。對外貿(mào)易方程不包含的前定變量個(gè)數(shù)為k=3，其所包含的內(nèi)生變量個(gè)數(shù)m=2，因此對外貿(mào)易方程是過度識別的；經(jīng)濟(jì)總量方程不包含的前定變量個(gè)數(shù)k=0，其所包含的內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)m=2，因此經(jīng)濟(jì)總量方程是不可識別的。因此模型不可識別，加入滯后內(nèi)生變量lnGDP t-1，模型修改如下：

（12）

由階條件可以判斷，方程組（12）兩個(gè)方程都是可識別的，可以用二階段最小二乘法（2SLS）對模型（12）進(jìn)行估計(jì)。

（三）平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)

模型中使用的變量均為時(shí)間序列變量，為避免虛假回歸，首先對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文使用ADF方法進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的檢驗(yàn)水平下，各變量均存在單位根，是不平穩(wěn)的；各變量的差分項(xiàng)在5%的檢驗(yàn)水平下均為平穩(wěn)變量，因此變量均為一階單整變量，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

采用Johansen方法對模型各方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果分別如表2、表3。

由上述檢驗(yàn)結(jié)果知，經(jīng)濟(jì)總量方程和對外貿(mào)易方程內(nèi)的變量具有協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行進(jìn)一步回歸分析。

（四）二階段最小二乘法

1.求內(nèi)生變量對方程組中全部前定變量的回歸，如下：

估計(jì)上述模型得：

2.用和代替原結(jié)構(gòu)方程中l(wèi)nGDP 和lnEX，再用OLS方法

對模型估計(jì)，經(jīng)濟(jì)總量方程估計(jì)結(jié)果為（表4）：

結(jié)果顯示，方程的R2=0.989，表明方程擬合效果比較好，而變量lnL的T統(tǒng)計(jì)量在10%的檢驗(yàn)水平下不顯著，其他參數(shù)在5%的檢驗(yàn)水平下都顯著。因此剔除掉不顯著變量lnL重新估計(jì)方程，得到如下結(jié)果（見表5）。

上表顯示，與之前估計(jì)結(jié)果相比，參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤變小了，變量lnREER的系數(shù)估計(jì)得標(biāo)準(zhǔn)誤從0.266變?yōu)?.249。因此參數(shù)估計(jì)得T統(tǒng)計(jì)量變大，參數(shù)更加顯著。同時(shí)，重新估計(jì)后的R2=0.99，優(yōu)于原來的估計(jì)結(jié)果。可以寫出經(jīng)濟(jì)總量方程的估計(jì)結(jié)果：

同理用2SLS方法估計(jì)貿(mào)易方程，剔除不顯著變量LNGDP-1，得到如下結(jié)果（見表6）。

可以寫出貿(mào)易方程的的估計(jì)結(jié)果：

（14）

（2.568） （0.216） （0.912）

（5.432） （7.831） （-3.043）

R2=0.884 D.W=0.99

從上述2SLS方法估計(jì)得到的（13）和（14）結(jié)果表明：人民幣實(shí)際有效匯率湖南省經(jīng)濟(jì)總量增長有顯著的影響，人民幣實(shí)際有效匯率升值1%，湖南省經(jīng)濟(jì)總量的增長減少0.611%。從方程（13）可以看出，人民幣實(shí)際有效匯率對湖南省進(jìn)出口有顯著的影響，人民幣實(shí)際有效匯率升值1%，湖南省進(jìn)出口額的增長減少2.276%；LNREER和LNK系數(shù)符號相反說明人民幣匯率和投資正相關(guān)，即人民幣匯率升值將促進(jìn)湖南省投資的增加。湖南省進(jìn)出口額和固定資產(chǎn)投資額對GDP有正向的影響，影響系數(shù)分別為0.115和0.655。

（五）3SLS優(yōu)化估計(jì)

使用2SLS方法可以得到方程參數(shù)的一致估計(jì)，但是如果考慮到聯(lián)立方程模型的方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)可能存在跨方程相關(guān)問題，此時(shí)2SLS方法只能得到一致但非有效的參數(shù)估計(jì)，而使用3SLS方法可以同時(shí)確定聯(lián)立方程模型中的各方程參數(shù)，并獲得參數(shù)一致的且有效的估計(jì)量。

3SLS方法基本思路是：

將聯(lián)立方程模型（12）表示為矩陣形式（15）：

Y=∏X+u （15）

用2SLS方法估計(jì)（13），求出每個(gè)方程的殘差值?，以及方差和協(xié)方差的估計(jì)量，得聯(lián)立方程模型方差—協(xié)方差矩陣估計(jì)值，再對整個(gè)聯(lián)立方程系統(tǒng)，用GLS（廣義最小二乘法）估計(jì)參數(shù)。因運(yùn)算步驟比較煩瑣，本文不詳細(xì)列出，剔除不顯著變量，參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下。

經(jīng)濟(jì)總量方程：

上述估計(jì)結(jié)果顯示，與2SLS參數(shù)估計(jì)相比，參數(shù)值略微有變化，但參數(shù)估計(jì)值符號完全相同，且使用3SLS估計(jì)方法得到的參數(shù)T的絕對值值略微變大，參數(shù)變得更加顯著。估計(jì)結(jié)果顯示，人民幣實(shí)際有效匯率升值1%，經(jīng)濟(jì)總量的增長以及湖南省對外貿(mào)易的增長速度分別降低0.612%和2.79%。湖南省經(jīng)濟(jì)總量在一定程度上受進(jìn)出口額和固定資產(chǎn)投資額的影響，固定資產(chǎn)投資額上升1%，經(jīng)濟(jì)總量增長0.657%，進(jìn)出口額增加1%，經(jīng)濟(jì)總量的增長增加0.115%。

四、結(jié)論及應(yīng)對措施

本文運(yùn)用聯(lián)立方程模型，研究人民幣匯率與湖南省進(jìn)出口額以及湖南省經(jīng)濟(jì)總量的關(guān)系，用3SLS方法對模型進(jìn)行求解，發(fā)現(xiàn)人民幣實(shí)際有效匯率升值1%，經(jīng)濟(jì)總量的增長速度降低0.612%；人民幣匯率可以通過對外貿(mào)易和投資對湖南省經(jīng)濟(jì)總量產(chǎn)生影響，人民幣匯率升值將抑制湖南省進(jìn)出口額的增長，影響系數(shù)為2.79%，人民幣匯率升值將促進(jìn)湖南省固定資產(chǎn)投資額的增加。固定資產(chǎn)投資額和進(jìn)出口額對湖南省經(jīng)濟(jì)有顯著的正面影響，湖南省進(jìn)出口額增加1%，經(jīng)濟(jì)總量增加0.115%；固定資產(chǎn)投資額上升1%，經(jīng)濟(jì)總量增長0.657%。

對外貿(mào)易和投資都是拉動(dòng)湖南經(jīng)濟(jì)的主要力量。對外貿(mào)易方面，一般來說匯率升值對出口有負(fù)的影響，對進(jìn)口有正向影響。就湖南省而言，對外貿(mào)易中以加工貿(mào)易為中堅(jiān)力量。由于原材料來自進(jìn)口，因此加工貿(mào)易的一個(gè)重要特點(diǎn)是進(jìn)口和出口具有聯(lián)動(dòng)性，即匯率如果對出口產(chǎn)生了負(fù)面影響，則加工貿(mào)易的進(jìn)口也會受到相應(yīng)的影響，因此人民幣匯率對湖南省對外貿(mào)易的影響較為復(fù)雜。匯率對湖南省投資的影響可以分為兩個(gè)方面。一方面，隨著人民幣升值，對國外投資者而言在湖南省的各項(xiàng)投資成本以其本幣表示的價(jià)格都將上漲，在完成同樣的投資情況下外國投資者需要投入更多的資金，其投資意愿可能受到抑制，從而將投資轉(zhuǎn)移到成本更低廉的其他地區(qū)；另一方面，在人民幣升值的預(yù)期下，國外投資者將獲得投資和貨幣升值的雙重回報(bào)，并且在短期內(nèi)可能會造成大量熱錢涌入，這種預(yù)期如果形成很可能將刺激國外投資的流入，加速湖南省經(jīng)濟(jì)泡沫的形成。

湖南省要加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展，就沖抵匯率變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)影響而言，其應(yīng)對措施主要有：

第一，加大對出口型企業(yè)的政策、資金和智力支持力度。受發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體金融危機(jī)的影響，人民幣升值趨勢仍可能會繼續(xù)，這對湖南省的對外貿(mào)易以及經(jīng)濟(jì)增長將帶來負(fù)面影響。省政府應(yīng)制定相關(guān)應(yīng)對措施，如加大對出口企業(yè)的補(bǔ)貼，實(shí)施有選擇的地方貿(mào)易保護(hù)，推動(dòng)貿(mào)易博覽會發(fā)展，簡化海關(guān)、商檢手續(xù)等等，擴(kuò)大對外出口貿(mào)易額。企業(yè)特別是出口型企業(yè)必須轉(zhuǎn)變經(jīng)營機(jī)制，轉(zhuǎn)變營銷策略，精簡企業(yè)管理，降低經(jīng)營成本，增強(qiáng)企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)的能力。企業(yè)要利用人民幣升值的機(jī)遇，有目的性培養(yǎng)國際貿(mào)易人才，積累國際貿(mào)易經(jīng)驗(yàn)，努力開拓國際市場和新興市場，加強(qiáng)產(chǎn)品創(chuàng)新。

第二，加強(qiáng)外向型經(jīng)濟(jì)，積極調(diào)整外貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。工業(yè)方面，要強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新能力和技術(shù)水平，擴(kuò)大具有自主知識產(chǎn)權(quán)、自主品牌的高新技術(shù)、機(jī)電和農(nóng)產(chǎn)品深加工等高附加值產(chǎn)品出口，利用高新技術(shù)帶動(dòng)、改造、提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的步伐，發(fā)展精深加工產(chǎn)品和高新技術(shù)產(chǎn)品出口。農(nóng)業(yè)方面，要利用湖南農(nóng)業(yè)優(yōu)勢，減少農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口。服務(wù)業(yè)方面，要擴(kuò)大勞務(wù)輸出，樹立品牌。

第三，重視消費(fèi)和投資兩駕馬車，拉動(dòng)湖南省經(jīng)濟(jì)增長。一方面，要擴(kuò)大本省生產(chǎn)型和生活型消費(fèi)品供應(yīng)，全方面拉動(dòng)本省內(nèi)需。在國外經(jīng)濟(jì)形勢不明朗，匯率風(fēng)險(xiǎn)依舊較大的情況下，依靠內(nèi)需拉動(dòng)湖南省經(jīng)濟(jì)增長。同時(shí)，要擴(kuò)大國內(nèi)消費(fèi)需求，改善與省外其他地區(qū)宏觀協(xié)調(diào)能力。另一方面，加大對固定資產(chǎn)投資力度，積極向國家爭取政策和資金支持，創(chuàng)造好的投資環(huán)境引進(jìn)外商、社會資本等各類資金，加大對湖南省固定資產(chǎn)的投資力度。

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[責(zé)任編輯 仲 琪]endprint