经济发展动态精选(十四篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的14篇经济发展动态，期待它们能激发您的灵感。

篇1

在经济全球化的发展背景下，我国的经济得以高速发展，但是环境也不可避免的遭到了破坏。环境恶化状况在一天天的加重，大气、水资源以及土地也遭到了不同程度的破坏。许多野生动植物赖以生存的栖息地惨遭破坏，因此许多物种也在逐渐的消失；同样也是人类为了经济的发展，而对森林进行过度的砍伐以及对矿产资源的疯狂开采。上述的种种行为都有悖资源可持续发展理论，不仅影响着当前环境的保护，也为人类以后的生存发展带来了潜在威胁。环境保护问题比较复杂，一般涉及三个方面，即技术、管理以及制度。技术方面就是我国对于环境保护没有自己独特的有效技术，常常使得结果差强人意；管理方面就是我国对于环境保护的不重视，没有加强对于环境的监视，也没有独立的环境保护部门；最重要的当然属于制度问题了，制度可以规范人们的行为，也可以限制生产过程中对环境的进一步破坏，但是由于我国制度的不完善，治理环境的结果也不太理想。

二、经济发展与环境保护的关系

（一）内在的本质关系

经济发展与环境保护的内在本质关系，其实就是人与自然的关系。因为经济的发展不足或是发展不当，常常牺牲环境来弥补，这也是环境问题出现的根源。那么解决环境的根源问题，就必须调解好人与自然、人与人、经济发展与环境保护的关系，只有这样才能使经济高速的发展，也可以让环境得以保护。当前，我国在积极地寻找一种有利于经济发展与环境保护的方法，人们都关心经济发展与环境保护的协调发展，那只有走可持续发展道路──既要满足当代人发展的基本需要，又不损害后代人的发展需要；既满足自身（包括国家和地区）的需要，又不损害他人（包括国家和地区）的发展需要；既满足人类的需要，又不损害非人类物种的发展所需要。为此，我们要想处理好它们之间的内在关系，就必须遵循可持续发展的要求，务必要做到真实有效。

（二）外在的协调关系

经济发展与环境保护的外在协调关系，其实就是它们之间的动态均衡关系，既存在着一种发展逻辑，又顺应社会主义市场经济的客观条件。当今经济全球化的发展体系中，我觉得环境标准也该参与进来，因为环境保护是经济发展的基础，也是提升经济竞争力的主要因素。国家在实行环境保护政策的过程中，虽然提高了企业的生产成本以及产品的价格，但同时也刺激了经济市场，这也为环保技术的创新与发展提供了机遇。处理它们之间的外在关系，就是让经济发展与环境保护始终都处于一种动态均衡，既顺应了经济的发展，也让环境得以最大限度的保护。

三、经济发展与环境保护的协调措施

（一）相对制度的构建以及完善

为了使经济发展与环境保护相协调发展，制度的构建以及完善是必不可少的。为此，我们必须要对原有的环境保护制度加以创新，要与市场机制紧密的结合起来，将政府的职能也体现出来。国家可以改变现有的GDP核算体系变成“绿色GDP”，然后将环境污染的负面影响加入到具体的核算中，从而改变现存GDP对环境保护的影响。环境保护是一项系统工程，只有在各方面制度的配合下，才能使环境保护与经济发展相协调。

（二）体升环保人员的专业素质

要提升环保管理人员和负责人的责任意识，才能在根本上进行环境管理，使得环境保护策略更为彻底的执行。目前我国环保体系还不够完善，很多内部人员对其认知还不够全面，仅仅在字面意思上有所涉猎，在之后的环保控制工作中就会流于形式；或者是工作人员不认真，在工作中有所松懈，就会导致环境问题没有得到及时的反映以及处理。针对以上问题，我们首先要加强环保人员的环保意识，让他们学习相关知识；其次定期对环保工作人员进行宣传教育也是必不可少的，这样会形成环保氛围，让他们清楚自己的责任；最后就是环保工作人员态度也应该端正，只有热爱这份工作才能完成的更加出色。

（三）社会以及其他方面的支持

环境保护是全社会都应该关注以及支持的事情，它不是具体某一个人的，更不是某一类人的。我们要在全社会领域进行环保宣传，强化普通百姓的环保意识，为可持续发展创造良好的发展条件，同时也营造了环境保护的社会氛围，间接创造了环保经济市场。其次，我们也应该引导企业对环境进行保护，让他们通过技术创新来提高自己的竞争力，使他们充分地参与到环保市场中。这样的环保手段不仅可以体现出企业的社会责任，也可以直接刺激到环保经济市场。

四、总结

篇2

一、赣州资金流量流向运行状态及特点

(一)经济景气分析。资金总流量环比与资金总笔数环比之间的比较是经济景气的重要指标，当笔数环比大于资金流环比时说明经济处于下滑期，反之，则为上升期。从图3分析，2008年—2011年除了有个别季度出现经济下滑，赣州经济整体上处于上升期，但是2012年—2013年2季，赣州经济整体处于下滑期，2012年全年资金总流量环比小于资金总笔数环比，2013年1季度处于上升期，二季度重回下滑期，由于受外部经济影响，赣州经济上行出现了一些困难。

(二)资金效率分析。资金效率分析指标通常采用资金总流量与GDP的比值来衡量，比值越小资金效率越高，比值越大资金效率越低。由于GDP代表的是实体经济，那么，这种比值也表示资金对实体经济的拉动效率。从图4分析，2008年—2013年赣州资金效率可以划分为两个时段，一是2008年—2009年资金效率相对较高，资金总流量与GDP的比值分别为1.03和1.70。二是2011年———2013年资金效率边际下降，资金总流量与GDP的比值分别增大到3.51、3.5、3.49且基本稳定在这个比值水平。这表明资金对GDP的拉动作用减弱，实体经济行为比例下降，不断扩大的资金量同时由物价因素、虚拟经济因素等表现出来。

(三)资金流动特点。通过赣州资金流量、流向、经济景气、资金效率四个指标状况分析，赣州资金流动具有以下三方面特点:①资金流动呈阶段性特征明显;一是资金流量呈现两种运行状态，即2008年—2009年2季度低量平稳状态和2009年3季度—2013年2季度资金流量放量扩张状态;二是资金流向表现出产业承接与振兴苏区政策扶持的区域流向特征;三是资金效率由饥饿状态变为边际下降;四是经济景气出现由上行转下行走势。②资金流量分布集中;赣州与省内之间的交易占67.8%，与外省交易区域集中在北京、广州、浙江、上海、福建等五省，占比24.3%。而其它省份仅占7.8%。③资金流表现出周期变化。从资金净流入可以看出，2008年—2013年赣州资金流量每年年初资金流量由高到低呈下降走势，每年的第三季度到达最低量，年末又迅速回升。

二、赣州资金流量与经济增长相关性论证

资金流是随着区域经济发展而来，区域规划及产业发展是吸引外来资金的源动力，为了更有力的说明这一观点，下面将运用相关性与回归分析来计量单位数量资金净流入带来GDP增长数量。

(一)指标选取与指标检验。①支付业务发展指标。本课题采用赣州市支付系统清算资金中的资金净流入作为支付业务发展的主要考察指标(资金净流入是资金流出量与资金流入量轧减后的差额。)即自变量。②地区经济发展指标。本课题选取赣州市生产总值(GDP)作为区域经济增长指标，即因变量。③变量指标稳定性检验。由于资金净流入变量与GDP为时间序列，因此需要进行稳定性检验，为此，采用ADF检验法对资金净流入与GDP进行平稳性检验，经检验，资金净流入的ADF值D(X)为－5.9，GDP的ADF值D(Y)为－3.54，分别小于1%、10%显著水平下的t统计值，为平稳时间序列。

(二)资金净流入与GDP增长的相关程度。相关系数是测定变量之间线性相关关系密切程度的指标，通常相关系数用字母r表示。计算资金净流入与GDP之间的相关系数为0.7096，资金净流入与GDP增长的相关系数r为0.7096，说明外来资金流入对赣州经济增长影响的相关程度为中等线性相关，也就是说赣州GDP的增长对外来资金的依赖程度较大。

(三)构建资金流量与经济增长预测模型。由上述相关分析可以看出，资金流量与GDP之间存在线性关系，可以进一步建立资金流量与GDP的回归模型，并通过样本回归方程对经济发展进行预测。①建立回归方程:Y=β0+β1X+ε，其中，β0、β1为未知参数，β1为回归系数，表示X每变动一个单位时所引起的因变量Y的平均变动量，ε为随机因素。代入数据，经计算得出一元线性回归方程为:依据判定系数r2对方程的拟合优度进行检验，经计算得出r2等于0.5036，属于中等拟合。②下半年经济回归预测。根据2010－2012年的资金净流入情况，我们发现，2011年比2010年基本翻番，2013年与2012年的资金净流入增长趋势跟2011年与2010年的相似，因此，我们参照2011年的同比增速来测定2013年后两个季度的资金流量，3、4季度的资金净流入量分别为185亿元、213亿元，对2013年度后两个季度的GDP进行预测，对应的两个季度的GDP预测值分别为326亿元、344亿元。从图5看拟合效果，预测值与实际值之间的拟合度较高，从趋势上看，2012年之前的拟合效果优于2012年之后。

三、资金流量流向分析结论解读

依据赣州资金流量流向运行状态和特点以及赣州资金流量与经济增长相关性论证得出以下分析结论:(一)赣州经济增长与资金净流入接近高度正相关，资金净流入每增加1亿元，GDP就增加0.624亿元。并且GDP变动中50.36%的部分是由资金净流入带来的影响。经济模型与现实经济之间的拟合度属于中等拟合。

(二)经济货币化影响增大，货币对GDP的拉动降低，资金效率下降。经济行为中，实体经济行为比例降低。不断扩大的资金流同时也由物价因素、虚拟经济因素等表现出来。

篇3

关键词：区域动态人力资本；经济发展；产业结构；义乌市

中图分类号：F207 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）14-0088-02

引言

2012年，义乌市登记流动人口数为159.5万，远远超出常住人口。同时，2012年《中国城市竞争力报告》显示，义乌市在中国最具竞争力百强县（县级市）排行榜排名位列14名。经济增长主要是资本投入、劳动投入的增加、技术的进步，这其中又以人的因素为首，人的素质的提高才能推动技术的快速进步和产出的高速增长。发达国家的经济实践表明人力资本是经济持续发展的动力。因此，从影响经济增长的源头因素来看，人力资本才是重要的因素，大量的流动人口对义乌市的社会发展和经济建设起到了巨大的推进作用。

一、文献综述及概念界定

人力资本由舒尔茨（Schultz Theodore W，1960）首先提出，并经贝克尔（Becker Gary，1964）等人的补充和发展，形成人力资本理论。20世纪80年代中期以来，以卢卡斯（Lucas，1988）和罗默（Romer，1986）为代表人物的“新经济增长理论”将人力资本作为同物质资本一样的独立生产要素纳入经济增长模型之中，运用微观的方法分析了人力资本对经济增长的作用，认为人力资本存量的差异会直接影响全要素生产力，从而影响长期的经济增长率。新贸易理论的代表克鲁格曼（Paul Krugman）认为，人力资本和物质资本一样，也受到产业集聚等因素的重要影响，生产要素通过流动产生空间上的集聚，会对一个区域的经济增长产生影响 [1]。

国内对人力资本的研究起步较晚，中国经济正由粗放式增长向集约式增长转变，加之有丰富的人力资源，因此，国内学者更加关注人力资本对经济增长的影响。侯亚非和王金营以教育作为人力资本的外生变量来分析人力资本对经济增长的影响 [2]；顾加宁对中国人力资本的集聚现状进行了实证分析 [3]；郭永昌分析了上海市闵行区外来人口的基本特征、集聚成因和空间集聚基本形式与演化过程，并在此基础上提出大城市外来人口的重构模式 [4]。

针对国内外学者对人力资本的研究，本文提出的“区域动态人力资本”在本质意义上与舒尔茨的人力资本的概念相同，它是指某一区域动态流动的、受过一定教育的、具有某种学历（教育水平）和技能特征的劳动力。在本文的研究中，以流动的务工经商劳动力作为研究对象，所具有的教育水平和技能称之为人力资本。需要说明的是，动态人力资本应包括人力的流入与流出两个方向，但义乌数量众多的中小企业提供较多的就业岗位，流出的人力资本相对流入的比例较小，因此在本文中将忽略流出人力资本存量。

二、义乌市动态人力资本存量分析

动态的务工经商劳动力的数据来源于义乌市2012年的流动人口数据分析报告和境内13个镇街6 863份流动人口问卷调查情况汇总，得出义乌市流动人口的结构状况 [5]。

（一） 以年龄、性别、学历构成的人力资本

经济学家加里·贝克尔在分析人力资本构成时，不仅关注经济活动中人的学历结构，还特别重视与学历结构相关联的年龄、性别构成特征 [6]。

将调查的年龄、性别、学历构成的数据分析可以发现如下特点：从年龄特征看，年龄段以18—35岁为主，形成了劳动力聚集的峰尖，说明青壮年劳动力是流入义乌务工经商的主要群体。从学历构成看，文化程度普遍较低，主要以初中为主，占84.69%，大专以上学历只占3.35%。因此可以认为，具有中学教育学历是进入义乌市形成劳动力供给的最低学历临界点。学历水平的普遍低下，也造成产业结构升级过程中压力的转移，对产业升级转型产生不利的影响。

（二）以职业分布的人力资本

以学历为主要观察标准来衡量，义乌市动态人力资本结构属于低水平，主要从事生产制造、服务行业工作，占总岗位数的62.29%，主要从事以体力劳动为主的简单再生产工作或从事非（低）技术工作，属于低端职业领域的人群。这种岗位选择的特征表明，流入到义乌市的劳动力主要集中在生产企业里，这与义乌市众多的中小企业有着密切的关系，他们的职业选择半径不大，并且集中。

（三）来源地和工作地观察下的人力资本

为了分析义乌市对流动的人力资本吸引状况，笔者对流入的人力资本的来源地和在义乌的工作区域做了分析，显示出两个明显的特点：一是在义乌市主城区工作的人占绝大多数，占73.51%，乡镇的吸引力还不强。二是流动人口中来自省外的占89.41%，大多数来自江西、贵州、河南、安徽等地，这四省的流入人口占总数的57.93%，说明义乌市的经济辐射能力比较有限，带动的是更不发达的地区；而经济发达地区江苏、广东、北京、上海等地的人员流入很少，说明义乌市很难吸引经济发达地区的高素质人才。这在义乌市建设综合贸易改革试点过程中对高素质人力资本的需求是非常不利的。

三、义乌市人力资本与区域经济的关系

各地区的发展经验显示，人力资本与区域经济增长成正相关关系，即人力资本存量越多、质量越高，区域经济增长水平就越高。同时，一个地区的产业结构调整在很大程度上也是根据人力资本存量和结构状况进行的；产业结构的演进速度都是受到相应素质的人力资本和具有一定弹性的人力资本约束的。

（一）人力资本对区域产业结构的影响

人力资本可促进产业发展，有助于产业结构调整和升级，特别是有利于发展高科技产业。2012年，义乌市第三产业国内生产总值略高于第二产业，第一产业所占比重最低，仅为2.63%。经济发展规律证明，发达国家的产业结构以第三产业为主，而第三产业中的高科技产业比重较大。义乌市的产业结构仍然存在不合理之处，需要进一步调整和完善，通过发展以高科技产业为主的第三产业实现产业结构升级。同时，人力资本存量的提升可使高素质的人力资源发挥优势，使用更先进的机器、设备等，从而极大地提高了劳动生产效率，节约生产成本。人力资本的转化会推动了劳动密集型产业的发展，提高产业的资本收益率，使第三产业得到快速发展，进而推动区域产业结构的升级。因此，人力资本对区域产业结构的调整升级有不可低估的影响。但是义乌市高素质、高学历人才多分布于学校内，对科技的转化效率存在一定制约。

（二）人力资本结构对区域经济的影响

在对人力资本进行计量研究时，更多的是按受教育年限将人力资本分为基础人力资本和专业化人力资本。基础人力资本代表劳动力所必备的人力资本存量；相对基础人力资本而言，专业化人力资本更强调知识、创新和研究能力（高素英，2009）。

在义乌2012年的调查中，基础性人才占绝大多数，对经济的贡献度比较大，因此，提高一般人才的质量和数量，是构建区域竞争力的基础，将会有利于区域经济可持续发展。总体上加大对基础性人才的投资，不断提升他们的知识、技术和能力，提高区域整体人力资本的存量和质量。除了要对现有的一般人才的开发与利用外，还要想方设法提高区域一般人才的数量，高职高专等职业技术学校肩负着培养一般人才的重任，要积极探索职业技术学校的培养模式，提升职业技术学校的教师水平和办学水平。

相反，义乌专业性人才对经济增长的贡献比较低，其原因可能有两个：一是高层次人才多是决策的制定者，而不是执行者，其贡献率不能直接体现在经济指标上；二是因为高层次人才做的多是创造性的工作，成果的转化有滞后性，有可能低估高层次人才的作用。因此，在高层次人才的发展上，笔者提出如下两点建议：一是提升地区高层次人才的能力和素质，不断增强他们的创新能力，培养更适合义乌市场具体情况的人才，为经济发展做出更大的贡献；二是吸引其他地区的高层次人才来本地区工作，尤其是海外的高层次人才。

（三）人力资本影响区域中心城市及城市群的形成

义乌市作为金义大都市、浙中商圈的重要组成部分，在经济发展中承担着物质运输交换、要素流动、信息沟通的重要功能。从国内外的区域发展经验可以看到，在区域的中心城市和城市群中，人力资本较为聚集，而且区域人力资本存量规模和结构也直接影响了区域中心城市和城市群的辐射范围，影响着区域经济发展。义乌市的动态人力资本远远超过了金华市其他地区，在浙江省也位于前列，这些人才基础都为义乌市承担贸易中心功能、生产中心功能、服务中心功能、金融中心功能、信息中心功能发挥了重要的作用。

四、结论

人力资本对经济的推动作用，不仅取决于人才数量的多少，而且取决于其使用环境、组织制度和激励的有效程度。因此，吸引专业人才的集聚，需要提供广阔的发展空间，建设适合人才发展的环境，完善用人机制，改善人才的工作环境；需要建立合理的人才流动机制，注重对某些特殊领域专门技术人才的引进。经济增长和人才增长这种相辅相成的关系，意味着人才的重要性不仅能促进区域经济的发展，还对自身发展起到重要作用，好的人才发展模式会与经济增长形成良性互动。

义乌市人力资本流动还存在区域流动结构不合理、人力资本区域流动方向不均衡、人力资本区域利用效率低等问题。人力资本区域流动对区域经济发展的关联效应总体上还有进一步提高的空间，进一步调整人力资本跨区域流动的方式和结构，合理规划人力资本区域流动发展战略是推动区域经济增长的根本动力。

参考文献：

[1] Paul Robin Krugman with Masahisa Fujita and Anthony Venables.The Spatial Economy-Cities，Regions and International Trade[M].Cambridge：MIT Press，1999.

[2] 侯亚非，王金营.人力资本与经济增长方式转变[J].人口研究，2001，（3）.

[3] 顾加宁.人力资本的区域集聚效应与中国的研究现状[J].人力资源，2006，（7）.

[4] 郭永昌.大城市边缘外来人口的空间集聚与重构——以上海市闵行区为例[J].地域研究与开发，2006，（5）.

篇4

关键词：教育投入；经济发展；动态影响

2012年两会提出要实现财政教育投入占生产总值比例4%的目标，根据目标测算，湖南财政教育经费投入要达到671亿元。同时，湖南还要全面实施《湖南省建设教育强省规划纲要》，那么，如何评估教育投入效率、它与区域经济发展的关系、动态影响程度如何，均需要进行科学的测度与定量分析，这样才能为湖南省教育投入政策提供理论基础和实证依据。

一、教育与经济发展关系研究现状

随着知识经济时代的到来，教育作为科技进步的主要推动力和人力资本投资的主要方式，在社会经济发展中的作用不断提升。教育与经济发展之间的关系成为学术界研究热点，并取得了丰富的研究成果。20世纪50年代，Solow提出了“技术进步要素”论，间接地指出了教育对经济发展的贡献；Becker重视人力资本在经济发展中的作用，建立了以劳动要素分析为中心的人力资本理论[1]；Schultz（1961）认为一国人力资本存量的提高能有效促进经济发展[2]；后来Arrow的“干中学”理论对其进行了补充规定。Uzawa（1965）提出内生增长模型，教育部门以线性技术生产人力资本，保证经济能够实现持续发展。Romer（1986）、Lucas（1988）等通过大量的研究，提出新增长理论，认为特殊的知识和专业化的人力资本是经济发展的主要因素。Mankiw（1992）提出“扩展索罗模型”，Barro（1998）提出“扩展新古典模型”，他们均把人力资本作为独立的投入要素引入总量生产函数，清楚地表明通过教育的人力资本投资可导致产出提高，从而导致经济发展。教育投入的经济增长作用引起了西方经济学界的高度重视[3]。国内学者关于教育投入对经济发展贡献度的成果较少。陆根尧、朱省娥（2004）应用菲德模型分为教育部门和非教育部门，教育对非教育部门存在外溢作用，测算得出教育对经济的全部拉动作用系数为1.7493。叶茂林等（2011）利用教育生产函数对不同教育程度劳动力对经济产出的贡献进行了实证计量。颜敏（2010）从教育投入影响经济发展的机制和路径出发，通过关联性和因果性分析得到教育投入对人均GDP的增长有着显著的正向影响。陈霞（2010）建立了GDP与高等学校经费投入、高等学校专任教师数与高等学校在校生数之间的长期均衡关系，得出经费投入增加1%可导致经济增加1.257%[4]。赵树宽等（2011）通过协整分析和方差分析构建高等教育投入与经济增长关系的VAR模型，高等教育经费投入每增加1%，将引起经济增长增加0.251%，经费投入对经济增长具有持续的正向影响，是高等教育促进经济增长的主要动力[5]。

从以上国内研究可以看出，大多采用全国的数据整体分析中国教育投入与经济发展的关系，而有关湖南省教育投入与区域经济发展的文献廖廖无几。另外，有关教育投入与经济发展关系的研究大多是静态分析，没有分析动态影响，本文借鉴C-D生产函数，设定时间虚拟变量，选取资本、劳动力和教育投入等生产要素，建立非线性函数模型对湖南教育投入与区域经济发展进行动态分析。

二、研究设计

1.模型构建。根据C-D生产函数，产量取决于劳动、资本和技术三大生产要素，而人力资本理论认为教育能提高劳动者的知识和技能，从而大大提高劳动生产率，也就是相当于使初始劳动力投入量成倍增加，因此可以将劳动投入量细化为初始劳动力L与教育投入E的乘积，但两者的作用是不相等的，设定不同的弹性系数，同时考虑到时间的影响，设定时间虚拟变量，建立湖南经济发展的非线性回归模型为：

其中，GDP代表经济发展水平，D为时间虚拟变量，K为资本投入量，L为劳动投入量，E为教育经费投入量，A代表科技进步，α、β、γ分别代表资本、劳动力和高等教育投入要素的产出弹性系数，λ为时间影响系数，i为虚拟变量个数。

对上式两边取自然对数，可得：

由于技术进步难以界定和量化，但随着时间的推移技术越先进，设LnA（t）=A（0）+bt，为了消除其影响，得到一阶差分方程：

2.变量设定及样本数据来源。采用湖南生产总值反映湖南经济发展水平（GDP），以湖南普通高等教育经费支出衡量湖南教育经费投入（E）；用资本总量表示资本要素投入（K），用从业人员数表示劳动力要素投入（L）。考虑到通货膨胀，需扣除物价上涨因素，GDP、K和E折算为以1978年为基期的不变价格经济指标。根据高等教育经费投入改革阶段来设定时间虚拟变量，高等教育经费投入改革经历了三个阶段：完全靠政府拨款阶段（1949-1979年）；以财政拨款为主，社会筹集和高等办学机构为辅阶段（1980-1998年）；高等教育办学机构自筹和社会筹集等多元化筹资为主，政府拨款为辅阶段（1999-至今），需引入两个虚拟变量。

选取1978-2011年的样本数据进行分析，数据来自《湖南统计年鉴》和《湖南教育经费统计年鉴》[6]，数据处理及计算过程均使用Eviews7.2完成。

三、湖南教育投入与区域经济发展的实证分析

通过对各样本数据进行ADF单位根检验，LnGDP、LnE、LnK和LnL四个变量的原序列和一阶差分均具有单位根，是非平稳的。但经过二阶差分后，四个变量平稳，都是一阶单整序列，并通过协整检验发现因变量能被自变量的线性组合解释，两者之间存在长期稳定的均衡关系[7]。运用Eviews使用普通最小二乘法（OLS）对各变量进行回归分析[8]，分析结果如表1所示：

表1 湖南经济发展的回归系数表

由表1可得到湖南经济发展与各投入要素间的动态回归方程为：

从回归模型的结果可以看出，给定显著性水平为0.05，查得其自由度为57（样本量减去解释变量个数再减1）的临界值为2.000，各解释变量的t值均大于临界值，且P值均小于显著性水平0.05，各解释变量通过了显著性检验，说明湖南高等教育经费投入、资本、劳动力和时间对其经济发展有显著影响。另外，可决系数为0.987，调整的可决系数为0.985，湖南区域经济发展变动的98%可由其影响因素解释，解释度很高。同时，给定的F值（431.19）远远大于其临界值（F0.05（5，57）=2.37），且p值趋于0，模型通过了F检验，这些都说明湖南高等教育经费投入、资本、劳动力和时间与其经济发展有显著的线性相关关系。DW值接近2，方程不存在自相关。从动态回归方程的系数可以得出各变量对经济发展有正向拉动作用，产出弹性系数分别为0.206、0.217和0.648，说明湖南教育经费投入增加1%，经济发展水平将增长0.206%，其贡献低于资本和劳动力。

运用普通最小二乘数对不含有时间虚拟变量的湖南经济发展进行回归分析，得到误差平方和为656.507，自由度是N-3，即60。而含有时间因素的动态模型的误差平方和为434.653，其自由度为N-3-虚拟变量个数，即58，构造F统计量：

计算出的F值为14.47，而在5%的显著性水平下，查F统计量表得F0.05（2，58）=3.14，14.47大于3.14，时间影响通过了F检验，说明添加了时间限制条件后，误差平方和的变化大，考虑湖南高等教育经费投入对经济发展的影响时加入时间虚拟变量进行动态分析是必要的。

四、结论及政策建议

根据生产函数，以湖南经济发展为被解释变量，以教育经费投入、资本和劳动力为解释变量建立非线性回归模型，模型利用1978-2011年的数据资料，运用Eviews软件对湖南教育经费投入与经济发展影响进行了实证分析。得到结论：时间因素对经济发展影响是显著的，设定时间虚拟变量进行动态分析是必要的；高等教育经费投入对区域经济发展有促进作用，教育投入每增长1%，将会促进GDP增长0.206，但其作用不是很明显，需要采取各种措施以促进湖南教育经费投入与区域经济的协调发展。

1.加大财政教育投入力度。从实证结论可以看到，财政教育投入的增加对经济增长具有促进作用，加大财政教育的投入力度，将会扩大全社会教育投入，积累人力资本，促进自主创新。虽然湖南省高等教育总经费投入每年呈现增长的趋势，但与全国相比，其投入还显得较少。2011年湖南高等教育总经费投入为649.76亿元，只占全国总经费的3.86%。2010年，湖南财政性教育经费投入占GDP的比重只有3%，还未达到国家所规定的国家财政性教育经费支出占生产总值比例4%的目标。因此，加大湖南省政府高等教育经费的投入尤为重要。

2.完善高等教育经费筹措法制保障。加大教育财政法规政策执行的监督力度，促使各级政府严格按照《教育法》规定，确保各级财政预算内教育经费支出达到“三个增长”，保证教育经费持续稳定地增长，努力争取实现国家财政性教育经费投入达到生产总值4%的目标，完善依法多渠道筹措资金的高等教育财政体制，确保“渠开水满”。

3.鼓励推动民办教育发展。积极引导民间资金投资到教育领域，无疑是缓解湖南高等教育投入不足的一个良好举措；民办高校办学比较灵活，可以将竞争机制引入教育领域，专业设置也较有针对性，有很强的社会适应性。目前，民办高校中的湖南涉外经济学院在全国排名前十名，实力较为雄厚，主要培养技术人才，如模具制作、车工、电脑程序员等，很大程度上弥补了高校服务社会的人才缺口，培养了大批有一技之长的专业技术工人。因此可以借鉴湖南涉外经济学院的成功经验，制定各种优惠政策鼓励社会力量办学，大力发展民办高校。

4.加强产学研结合。促进高等院校等科研机构与企业合作，把理论知识迅速转化为现实的生产力。努力搭建高校、科研院所与企业之间产学研合作的桥梁，提升企业的研发能力，推动企业自主创新。建立以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系，是建设创新型国家和创新型省份的基本要求。因此，大力开展高校、院所与企业的产学研合作，发展高等学校科技企业和企业集团，加大高等学校科技园区或生产力促进中心的建设，将科技发明的优势快速地转为效益和经济上的优势；另外，高等学校可以凭借自身在人力、科技、信息、实验设备等多方面的优势，开展多种形式的科技服务、合作项目以及信息咨询等活动，不断拓宽高等教育经费来源渠道，增强资金总量的供给。

参考文献：

[1] Schultz T W.Investment in human capital[J].American Economic

Review，1961，51（1）.

[2] Becker G.Human Capital（2nd ed）[M].The University of

Chicago Press，1975.

[3] 肖小虹.贵州经济增长与教育投入的实证分析[J].财经

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篇5

[关键词]环境质量；非线性回归模型；EKC；环境质量综合指标；经济发展

[中图分类号]X82 [文献标识码]A [文章编号]1002-736X（2015）06-0125-04

一、引言

经济与环境共处于一个自组织系统――环境经济系统。生态环境中包含各类生物与其他非生物的资源，为人类从事各种经济活动提供各种服务，是人类社会经济发展的基础。而经济发展过程中对资源的开发、能源的利用以及废弃物的排放都会对生态环境造成过度折旧与破坏。环境污染从客观上成为了影响经济发展的重要因素。因此，在一定程度上经济发展与环境质量之间相互作用与影响达到了难以分割的地步，现代社会人们对于二者也均有相应要求，如何分析与解决经济的持续发展与良好的生态环境质量之间的矛盾与冲突就成为环境经济发展与生态质量发展等相关研究领域的热点问题。

不同时期的学者从各自的角度对该问题进行了研究和论述。早期人们认为经济系统的产出增加，必然导致环境资源的使用增加，同时向环境中排放各类废弃物的量也增加，即经济发展必然造成环境破坏。伴随某些不可再生环境资源的消耗，经济发展必然受到影响甚至停滞或衰退。然而，人类社会具有复杂性，不断进步的技术为我们提供了各类替代资源以及废弃物处理技术，频发的生态灾难也让人们更加关注对生态环境的改善与保护，这给经济发展与生态环境的相互作用带来了变化：低经济发展水平下，环境质量随经济发展而下降，但是，高经济发展水平下，环境质量却随经济发展而提高。诸多学者运用不同的模型对此理论进行了验证或创新分析。目前，这一领域的实证研究多是基于EKC理论而展开。EKC是指环境质量会随着经济发展水平的提高呈现首先恶化继而好转的趋势，即环境污染状况与人均GDP水平之间表现为“倒U型”的数量关系。虽然Grossman等、Seldon等、Cole等和Sun的实证研究验证了该理论的合理性，但是由于收到多种因素的影响，作为呈现典型倒“U”型的EKC在其他地域的普适性备受质疑。在研究方法方面，以联立方程模型为代表的结构性方法是以经济理论为基础来描述变量之间关系的传统计量经济学方法。但是通常情况下，经济理论并不足以对经济变量之间的动态关系提供严密的说明，而且方程的左端和右端都有可能出现内生变量，这使得参数估计和统计推断变得异常艰难。向量误差修正模型（Vector ErrorCorrection Model，VECM）作为典型的非结构化的多方程模型成功解决了上述问题。

另外，当前的研究的范围有两种趋势，一是仅进行省、市层面的小规模分析，二是进行国家或超大经济体层面的大规模分析。小规模分析忽略了经济与环境这个系统的复杂性，忽略了地区之间地理上或经济上的联系；超大规模的分析规律性很强，却又在对局部区域的指导功能上有所欠缺。西南地区作为七大地理分区之一，包括四川、重庆、云南、贵州和五省（区、市），不仅保持了地区之间地理上或经济上的联系，而且还呈现出一定规模上的区域规律性。同时，西南地区自然资源类型复杂多样，区域差异明显；随着国家西部大开发的推进和新丝绸之路经济带的建立，西南地区的工业化与城镇化进一步推进，经济发展速度明显加快，自然生态环境发生了较大变化。因此，为了推动西南地区区域整体发展、改善自然生态环境，有必要以西南地区为研究对象，就该区域的经济发展对环境质量影响进行分析。基于以上考虑，本文基于西南地区五省（区、市）近年的统计数据，先对经处理得数据进行因果性检验，然后基于AHP构造测度区域环境质量的综合指数，最后针对EKC假设进行验证分析。鉴于此，本文在西南地区环境经济数据的基础上首次实证研究了西南地区的区域经济发展对环境质量的影响。通过探究西南地区经济发展与环境质量之间的波动规律，探索西南地区的经济发展与环境质量之间是否存在EKC关系，本研究在定量分析的基础上对于评价西南地区的环境经济现状、推动西南地区的经济发展以及提升西南地区的生态质量具有重要价值。

二、基本理论概述

（一）因果检验

Engle和Granger借助于协整理论与误差修正模型（ErrorCorrection Model，ECM）建立了向量误差修正模型（Vetor ErrorCorrection，VECM）。众所周知，只要经济变量之间存在协整关系，就可以由自回归分布滞后（Auto Regressive Distributed Lag，ARDL）模型推导出ECM；而在向量自回归（Vector Auto Regression，VAR）模型中的每个方程都是一个ARDL模型，因此，VECM就是含有协整约束的VAR模型，其多应用于具有协整关系的非平稳时间序列的建模。VECM可以用来检验人均GDP与环境质量指数之间的因果性。

其基本原理是：响应变量的变化量是自身滞后期的变化量、其他输入变量的变化量以及误差修正项的函数。考虑两个经济变量（xt，yt）的包含滞后差分项和误差修正项的VECM。模型表示如下：

式中：y为某种污染物的排放总量，为差分算子，εt为随机误差项，ECTsub>t-1为误差修正项。基于上述模型的因果性检验的步骤为：

Step 1：对误差修正项系数θ进行t检验；在给定的显著性水平α下，如果不显著，那么说明人均GDP与本类污染物的排放总量之间并不存在长期因果关系。

Step 2：对输入变量的系数β1和β2进行Wald卡方（x2）检验；在给定的显著性水平α下，如果不显著，那么说明人均GDP和本类污染物的排放总量之间并不存在短期因果性。

鉴于VECM要求多个经济变量之间存在长期协整关系，而长期协整关系存在的条件为经济变量的数据序列具有相等的平稳阶数，因此应当首先利用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法对各变量进行平稳性检验；然后采用Johansen协整检验方法对响应变量与各输入变量分别进行协整检验；最后依照SIC和SC准则，确定所构建模型的最优延迟阶数。

（二）层次分析法

在AHP中，为了使决策判断定量化，常常根据一定的比率标度将判断定量化。一种常用的1～9标度方法表示。依据矩阵理论：设λ1，λ2，…，λn是矩阵A=（aij）n×n的特征值，当A具有完全一致性时，λ1=λmax=n，其余特征值均为零；当A不具有完全一致性时，

λ1=λmax >n，其余特征值有如下关系：∑ni=1λi=n-λmax。在AHP中，引入一致性指标CI来作为测度判断矩阵偏离一致性的指标，其表达公式为：CI=λmax - n/n-1。衡量不同阶判断矩阵是否具有满意的一致性，须引入判断矩阵的平均随机一致性指标RI值。当阶数大于2时，判断矩阵的一致性指标CI与同阶平均随机一致性指标RI之比称为随机一致性比率，记为CR。当CR=CI/RI

（三）EKC假设

EKC假设经济发展对环境质量单向影响，而环境质量对经济发展双向影响。通常情况下，EKC在实证研究中存在二次型、三次型和对数行等多种模型。考虑简化模型：

三、区域经济发展与环境质量动态关系的模型研究

（一）区域环境质量综合指数的确定

真实的经济发展状况与环境质量现状需要用“好”的评价指标来表征，因此评价指标体系的建立是构建经济发展与环境质量动态关系计量模型的关键。参考相关文献，结合具体实践，本文选取人均实际国内生产总值（Gross DomesticProduct，GDP）作为衡量经济发展水平的指标。环境质量指的是在一定的范围和时间内，环境的总体或某些要素对人类的生存、生活和发展的适宜程度，一般包括大气、水质和噪声方面的环境质量。因此对于环境质量的衡量，可以采用污染集中度或者排放量、资源开采量等因素。本研究选取单位GDP污染物排放量作为衡量环境质量的指标，具体包括单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP工业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量等。

为确定区域环境质量综合指数，本文采用AHP方法确定各污染物排放量的权重。首先根据各污染物排放总量对区域经济发展的影响程度的不同构造判断矩阵；然后，利用MATLAB数据软件对判断矩阵进行特征值求解和处理，得到各自权重；最后，对判断矩阵进行一致性检验，必须满足完全一致性才能进行后续操作。到此，得到区域环境质量综合指数的测算公式如下所示：

（二）区域经济发展一环境质量动态关系模拟

结合上述前期工作，基于人均GDP与各污染物排放总量的数据，以前者为响应变量，以后者为输入变量，绘制散点图，运用不同函数模拟人均GDP和环境质量综合指数的数量关系。鉴于上述，区域经济发展对区域生态环境质量影响模型的构建过程如图-1所示：

四、实证结果与分析

（一）数据的来源与处理

历年的GDP总量与GDP指数均来源于对应年份的相应省份的《统计年鉴》。但是，由于部分统计年鉴并未公布全部相关数据，导致部分数据出现缺省，本文采取应对之策是利用非缺省数据的年均增长率作为缺省数据的估计值。同时为处理的方便，对原始数据进行标准化处理，计算公式为：

其中：i为年份；j为某类污染物；yij为无量纲化后的赋值，xij为原始数值，max{xij}和min{xij}分别为污染物j排放总量的最大值和最小值。

（二）计量模型的构建与分析

基于近年来西南五省（区、市）相关数据和上述模型构建流程，平稳性检验结果表明：在给定的显著性水平α=0.05下，该区域的人均实际GDP、单位GDP32业废水排放总量、单位GDP32业废气排放总量、单位GDP32业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量等7个时间序列均为一阶单整序列；协整检验结果显示：在给定的显著性水平α=0.05下，各变量之间均存在一个协整方程，即人均实际GDP和单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP工业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量之间均存在长期协整关系；按照SIC和SC准则，最终确定向量误差修正（Vector Error Correction，VEC）方程的最优延迟阶数为1。至此，进行每个变量之间的长短期因果性检验，其具体结果如表-2所示。由表-2可知，在给定的显著性水平α=0.05下，t检验结果显著，说明各种工业污染物的排放会对上期长期趋势的偏离产生反应，即人均实际GDP是造成污染物排放变化的长期原因；在给定的显著性水平α=0.1下，x2检验结果显著，说明各种工业污染物的排放会对上期短期趋势的偏离产生反应，即人均实际GDP是造成污染物排放变化的短期原因。

结合MATLAB软件，得到各指标权重分别为0.277、0.249、0.166、0.1、0.125和0.083；同时判断矩阵最大特征值为6，CI=CR=O，通过了完全一致性检验。

基于上述指标权重和公式（3），构建环境质量综合指标。在此基础上，经多次模拟试验证实：运用Quadratic函数对人均实际GDP和环境质量综合指标之间的动态关系进行模拟的效果更佳。最后，为更加相近地剖析西南五省市自治区的经济发展与环境质量之间的演变规律，经多次试验观察，分别以Inverse、Cubic、Power等函数形式拟合单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP

业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDPZ.氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量与人均实际GDP之间的趋势关系。实证结果如表-3所示。并由之可以看出，标准的EKC曲线并不符合西南地区的实际。

篇6

[关键词]协整;误差修正;脉冲响应;财政支出

自1978年中国实行改革开放以来,在市场经济体制之下,政府的只能由经济的指挥和计划者转变成了经济的调节和服务者。政府对经济的控制力量较改革开放前较为减低。然而,在新型经济制度的要求下,旧体制中国企的“大锅饭”及社会责任制度逐渐淡化。中国逐渐需要引入新型的社会保障制度及实施新型的财政支出政策来发展经济。于是,这些财政支出政策的作用即成为改革开放以来研究的一个重点。本文使用协整理论、误差修正模型及脉冲响应函数,试图分析主要的财政支出政策与中国经济增长的长期均衡关系及短期动态调整关系,并对政府实行新型的财政支出政策做出建议。

一、文献综述

对于政府财政支出对经济影响的研究,国内已有众多的研究文献。董秀良、郝淑媛(2005)运用协整关系检验、脉冲响应函数和方差分解技术,对我国财政支出变量与实际GDP、私人投资进行分析发现存在显著的协整关系。牛冲槐、唐朝永、江海洋(2008)对1980~2005年国家财政科技投入和经济增长的协整性及因果关系进行的分析表明:两者之间只存在单向因果关系,即财政科技投入是经济增长的原因。赵国旭,邬华明(2008)使用协整理论对开放经济下财政政策有效性进行了研究,发现财政政策是有效的,但存在时滞与挤出效应,提出优化财政政策结构的建议。贾文、杨小容(2009)利用协整和向量自回归模型,研究了中央财政支持对牧民收入水平的影响实证分析,得出藏族在中央财政支持是受益最大的,否定了某些认为藏族被边缘化的观点。杨敏利,贺利平(2009)对我国1989-2005年的公共财政科技投资与社会科技投资之间的关系进行了协整及误差修正模型分析,得出公共财政科技投资对社会科技投资具有带动效应的结论。梁蕾(2009)对我国1952-2007年的GDP和财政收入之间的关系进行实证研究,研究表明:(1)中国的财政收入与GDP互为因果关系;(2)中国财政收入与GDP有长期协整的关系;(3)中国财政收入对GDP的弹性小于1。汤鹏主(2009)运用Johansen协整模型的理论方法研究财政税收、投资总额与我国经济增长的关系,得出结论是投资总额对经济增长的影响推动作用基本上要大于财政税收对经济增长的影响推动作用。

然而,以上的文献中研究的财政政策支出变量数目较少,没有同时涉及财量中科学研究投入、抚恤和社会福利救济、文教卫生支出、政府基建支出对经济发展的综合关系分析。因此,本文试图从一个新的角度来分析改革开放以来我国财政支出与经济发展的长期与短期动态关系。

二、实证分析

1. 数据的选取

为了研究国家财政支出对经济发展的影响,本文选取了以下四个数据。分别是1)国家财政决算支出中的科学研究支出2)国家财政决算支出中的基本建设支出3)国家财政决算中的抚恤和社会福利救济支出4)国家财政决算中的文教、科学、卫生事业费用 5)按支出法核算国内生产总值。以上五个时间序列数据来源与中宏数据库的年度数据库。本文选择了1978年-2006的年度数据,单位为亿元人民币,采用现行价格计算。数据选取的主要原因如下:其一,1978年后我国实行改革开放政策,只有在这个时期建立的模型才能够反映市场要素间自发的内部相互动态反应,用1978年之前计划经济条件下的数据来分析是达不到研究目的。其二,本文还考虑研究国家财政支出中的其他项目,如高等教育投入经费等。但由于样本量不足以进行计量经济学分析,故放弃。

在进行数据分析之前,对以上五个时间序列变量取自然对数,目的是为了消除异方差现象。经过处理,五个时间序列变量分别命名为:1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP。

2. ADF单位根检验

本文研究财政支出对中国经济发展的影响主要通过协整分析进行。根据协整理论,时间序列变量间存在协整关系的前提条件是各个序列都是同阶单整非平稳时间序列。因此,首先使用ADF单位根检验方法对五个时间序列进行平稳性检验。

若时间序列的均值、方差和自协方差都不取决于时刻t,则称此时间序列为平稳的时间序列变量。然而,在现实中,大多数宏观经济变量都存在均值随时间而变化的趋势。因此,这些存在时间趋势项的序列都不属于平稳的时间序列。非平稳时间序列一般可以通过差分变换转换为平稳时间序列。若序列通过一阶差分变换转换为平稳时间序列,则称该序列为一阶单整序列。同样地,若序列通过若干阶差分转换为平稳时间序列,则称该序列为若干阶单整序列。检验时间序列平稳性的主要方法是ADF单位根检验方法。在ADF检验中,先通过作图等方法确定时间序列变量是否存在时间趋势项及截距项,再进行原假设为存在单位根的检验。若结果拒绝存在单位根的原假设,则该序列为平稳的。若不能拒绝,则该序列为非平稳的,需要进行差分变换直到转换为平稳时间序列。

对“1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP”作图,确定其是否存在时间趋势项及截距项并进行ADF单位根检验,滞后水平采用SIC信息准则自动设定,检验结果如下:

注:D指差分运算 检验的显著性水平设定为5%

检验结果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP为一阶单整非平稳时间序列,LNRE为二阶单整非平稳时间序列。因此,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP间可能存在协整关系,而LNRE则与其余的变量不存在协整关系,应予以舍去。这意味着,国家财政决算中科学研究支出可能与中国经济发展并不存在长期均衡协整关系。

3. 建立VAR模型

本文使用的协整关系检验主要基于Johansen协整检验,Johansen协整检验是以VAR(向量自回归模型)为基础的检验回归系数的方法,主要用以研究多变量间的协整关系。因此,为进行Johansen协整检验,首先建立VAR(向量自回归模型)。

由于研究中所获得信息的局限性,本文只考虑非限制性的向量自回归模型(unrestricted VAR)。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型。VAR模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动项对变量系统的动态冲击,从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。

含有k个时间序列变量的VAR模型的数学表达式为:

其中,表示第k个时期t滞后p期的内生时间序列变量,表示第d个在时期t的外生时间序列变量,表示第k个在时期t的随机扰动项(白噪音项),也可称为冲击向量。分别是维和维系数矩阵。

基于本文的研究对象,下文中建立的VAR模型不含外生变量。对LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP建立VAR模型,使用AIC准则确定滞后期为2,输出结果如下:

小括号中为滞后期,中括号为t统计量

4. Johansen协整检验

随后我们基于VAR模型,进行协整检验。协整关系的主要原理 是若存在两个时间序列和,,,其中为随时间变化的趋势变量、为随机扰动项。

若存在一个向量V () 使得: 。其中,ε为随机扰动项,则称与具有协整关系,V为协整向量。

在协整关系检验中我们设定协整方程有截距项但没有趋势项,检验结果如下:

检验结果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间可能存在三个协整向量,即我们可以确定LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间具有长期均衡的协整关系。

5. 向量误差修正模型

前文已经检验出LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间存在长期均衡的协整关系,在这里,通过构建向量误差修正模型来分析当变量偏离长期均衡水平时,系统对偏离的修正过程。

这里通过前文构建的VAR模型和协整方程构建向量误差修正模型,结果如下:

构建的向量误差修正模型的误差项修正系数为符合反向修正机制。模型中的协整方程为

可以看到,若LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP四者的波动偏离了长期均衡关系,则会以误差修正系数的修正速度重新返回长期均衡状态。

6. 脉冲响应函数分析

在这里,我们利用脉冲响应函数来分析当LNFRA,LNWEA,LNHY遭受系统外部冲击时对LNGDP序列的影响。脉冲响应函数的主要思想是对VAR模型中某一变量的误差项施加一正向冲击,并计算另一变量在未来某个时期内波动的数值,以得出外部冲击的动态影响。

若对LNFRA的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图1所示:

若对LNWEA的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图2所示:

若对LNHY的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图3所示:

从脉冲响应函数分析可以看出以下三个现象:其一,当国家财政加大基建投入后,在随后的1-2年内, GDP受到了一定的负面影响,但在1-2年后,GDP随即受到持续的正向促进。其二,当国家财政加大社会抚恤及福利保障投入时,在随后的1-2年内,GDP受到了一定的负面影响,但在1-2年后,GDP获得持续的快速增长。其三,当国家财政加大文教、卫生、科技投入时,GDP在当期即获得正向冲击,随即获得持续的增长。

三、实证分析结果的经济意义解释

第一,根据平稳性检验,发现我国财政决算中的科学研究支出与其他的变量不存在长期的均衡关系。根据我国的经济增长方式,在长期以来,我国都是以粗放形式发展经济,即经济发展主要通过大量低技术的投资建设,而较为忽视技术密集型的第三产业的发展。这导致我国没有形成依靠科技进步的集约性生产方式。在以低技术产业为主导的经济体中,科技投入就不能有效地推动经济整体的发展。此外,我国科技投入规模小,尚未形成与经济总量水平稳定的增长方式。

第二,根据协整性检验,发现我国财政决算中的基建支出、抚恤和福利保障救济支出、科技文教卫生与经济总量存在长期的均衡关系。这说明了这些财政支出项目与经济增长的重要内在均衡关系。结果表明,控制主要的财政支出变量,对中国的经济发展可以起到宏观调控作用。此外,中国的经济发展也会使这些财政支出获得稳定增长。两者互为稳定增长关系。

第三,通过向量误差修正模型,可以发现我国财政决算中的基建支出、抚恤和福利保障救济支出、科技文教卫生与经济总量存在短期波动时的动态修正机制。可以看出,变量之间存在稳定收敛的动态修正机制。

第四,通过脉冲响应函数,可以清晰地发现各财政支出变量对经济总量的持续影响。其一,若国家基建项目的支出在短期内迅速增大,则在1-2年内国家投资对私人投资的挤出效应明显,国内生产总值在短期内受到不利影响,然而,在长期中,国家基建项目对经济增长起到持续的促进作用。这得益与基建项目对生产活动产生的加速效果。如青藏铁路的建设,使得与中原地区的工商业交流更加方便快捷。其二,若国家抚恤与社会福利救济支出增加,则在短期内对国内生产总值产生负向冲击,但在长期内则起到持续的增长作用。抚恤与社会福利救济项目是一种收入再分配政策。将较高收入者的收入转移到低收入群体中。若国家抚恤与社会福利救济支出在短期内大幅增加,则可能导致高收入群体的激励扭曲,造成经济效率的一定损失。然而在长期中,由于低收入者生活水平的提升,其消费产生的乘数效应对经济发展起到了持续作用。其三,若国家财政加大文教、卫生、科技投入,经济总量在当期即获得正向冲击,随即获得持续的增长。实证结果证明了文教、卫生、科技投入的巨大促进作用。根据现代内生经济增长理论,投资与劳动力数量的增长不能使经济体获得持续的人均经济增长,只有全要素生产率的持续增长才能对经济产生持续的正向促进作用。根据实证结果可以发现,文教、卫生、科技投入的正向冲击具有持续经济增长作用,这是因为该变量可以大幅提高社会全要素生产率,在投资与劳动力增长率不变的情况下,大幅度提升人均经济产出,并使得经济获得可持续发展。

四、结论与建议

1. 优化产业结构,增加科学研究投入规模与应用程度

研究中发现科学研究的投入对经济增长是无长期均衡作用的。根据上文的分析结果,本文建议我国应当在新的知识经济时期大力进行产业转型。在转型中增大科技含量高的技术密集型产业比重,使得经济增长可以充分利用国家科学研究的先进成果。并建立高效率的产学转换基地,鼓励各行各业应用新型的高效率科学技术。此外,中央财政还需加大科学研究的投入规模,并进行国际前沿课题的研究,以使中国在某些科技领域达到或接近世界先进水平,并使经济部门获得科学上的自然垄断。

2. 合理利用国家基建支出等反周期财政政策

在研究中充分识别出了国家基建投资对私人投资的挤出效应。因此,在遭遇经济周期波动时,我国要谨慎使用增大基建投资的反周期财政政策。准确识别其对私人部门的挤出效应。

3. 建立完善的社会保障制度

研究中发现虽然对低收入者的转移支付在短期内对经济效率有所影响,但在长期内,是对经济发展有利的。因此,我国更应该加速建设及完善全民社会保障制度。完善对低收入者的救济体系。努力减少社会贫富差别产生的不公平现象。促进和谐社会的发展。

4. 加大文教、卫生、科技投入

文教、卫生、科技投入可以增加居民的教育水平,期望寿命,生产力水平等。在目前,国内这方面的投入占GDP的比重还是相对较少的。具体来说,文教的投入具有明显的地区不公平性。在大城市中,外来户籍人员的子女无法就读公立优质学校,在教育上存在无效率及不公平,导致众多潜在优秀人才失去成才的机会。而在医疗方面,则对部分人群还是欠缺保障。如外来务工人员就只能享受赔付比例相对较小的医疗保险。而部分偏远城镇的医疗设备落后,也间接导致了劳动力流失等现象。对于科技投入,对劳动力生产力则有巨大影响。因此,国家财政加大文教、卫生、科技的投入对经济长远发展具有重大意义。

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篇7

关键词：区位熵；城市流强度；引力模型；经济联系；欧氏距离

中图分类号：F290 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）09-0202-06

引言

萍乡市位于湘赣交界处，与沪杭铁路、湘黔铁路、贵昆铁路连成一线，319、320国道和沪瑞高速贯穿南北东西。截至2010年，第一、二、三产业比重分别为8.13%、63.31%、28.6%。在2002―2010年时间段，第一、三产业比重呈逐年下降的趋势，而第二产业比重则逐年上升。与此同时，煤炭资源近乎枯竭，已探明的煤炭储量只能支撑煤炭工业十年的生产，城市转型刻不容缓。随着武汉城市圈、长株潭城市群、中原经济区、太原城市群、皖江城市带、鄱阳湖生态经济区等一批中部区域经济开始崛起，以城市群发展为依托，“增长极”“点―轴”“网络”开发并存的经济发展模式是城市化进程的重要途径，增强城市的集聚化效用形成增长极，强化两点之间的城市联系，以交通干线或经济带的点―轴带动模式，依托城市群辐射作用的网络经济发展模式是中部城市经济发展的重要方法，也是实现资源枯竭型城市转型的重要方向。与此同时2006年《国务院关于促进中部地区崛起的若干意见》中12条和15条中明确指示“发挥城市群辐射带动作用”和“支持资源型城市转型”的政策意见。国家在“十二五”规划纲要中也明确指出“优化格局促进区域协调发展”战略，江西省《国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》第二章“促进区域协调发展”第二节“提升中心城市辐射能力”同时明确指出“萍乡：全面对接长株潭城市群，打造全国资源型城市转型的示范区”。城市与城市、城市群对接需建立在两者之间的经济联系和经济关系基础之上，萍乡市在与长株潭城市群对接时，在江西省内又处在怎样的一个经济角色。在此背景下，作者通过比较分析省内城市和长株潭城市对萍乡市经济影响，综合得出萍乡经济发展方向。

一、文献综述

1880年，英国人口统计学家雷文茨坦（E.G.Ravenstein）率先将万有引力模型引入到社会经济领域进行人口分析，使得引力模型在与经济领域问题分析研究结合上日益紧密。1929年莱利（Reliy W.J.）通过引力模型分析得到一个城市的零售市场大小与城市人口规模和两地之间距离的关系，此后，康弗斯（Converse P.D.）提出的断裂点概念在莱利的基础上进一步发展了空间相互作用理论。1942年GKZipf首次将万有引力定律引入城市空间相互作用分析，极大地提高了城市空间的模型研究方法。1950法国经济学家（Francois Perroux）提出增长极理论，经J.B.boudeville将其引入到区域经济理论之中，并在经济学家弗里德曼（John.Frishman）、缪尔达尔（Gunnar Myrdal）、赫希曼（A.O.hischman）等的研究上不同程度的丰富和发展了这一理论，使区域增长极理论成为区域开发中的一个重要观点。在这基础之上，波兰经济学家萨伦巴和马利士又提出了著名“点―轴”理论，以地理学家哈格斯特朗（T.Hagerstrand）为代表的空间扩散理论也成为20世纪50年代研究城市空间经济学的重要成就。90年代以来，以姚士谋、顾朝林等为代表的国内一批经济学者对长三角城市群的空间理论和分析进行了深入的研究[1]，朱英明、苗长虹等也在城市产业聚集模型和计量研究方面取得了丰富成果[2]。本文主要通过引力模型和地缘经济的角度来分析城市与城市或城市群之间的经济联系量和经济联系关系。

二、研究方法

（一）城际空间联系

城市流一定程度上反映了城市之间多向或双向的资金流、物流、技术信息流、人力流动等多种因素的流动方向，它是城市聚集或辐射所产生的作用。它的强度与城市的发达程度成正比，城市发展水平越高，外部效应就强，城市流强度就越大。并且，随着空间距离的增加，城市流强度呈逐渐减弱趋势。在城市流的基础上，城际空间联系综合考虑了两城市之间的城市发展水平和空间距离，在测量区域之间经济影响程度大小方面可操作性强。在指标选取上，选取了制造业、建筑业、交通仓储业、金融房产业、行政业（公共管理和社会组织业）、商贸业（住宿餐饮业；批发零售业；租赁商业服务业）、科教文卫业（科学研究、技术服务和地质勘查业；教育业；文化、体育和娱乐业；卫生、社会保障和社会福利业）七大指标。计算公式如下：

Rab=G [3] （1）

式中：Fa为a城市流强度，Fb为b城市流强度，D2ab为ab之间的空间距离，G为两城市之间的介质系数，为了便于计算取值为1。Rab表示ab两城市之间的城际空间联系。

Fi=Ni×Ei [4] （2）

式中：Ni为i城市的功能效率，Ei为i城市的外部功能。

Ni= （3）

式中：GDPi为i城市的生产总值，Gi为i城市的从业人员总数。

Ei=Eij

Eij=Gij-Gi×（Gj/Gm） （4）

式中：Eij表示i城市j部门的外向功能，Gij表示i城市j部门从业人员数，Gj表示j部门全国从业人员总数，Gm表示全国从业人员总数。

Lqij= （5）

式中：Lqij为i城市j部门的从业人员区位熵，若Lqij

D2

ab= [5] （6）

式中：Ki表示运输方式的权重，Ci表示运输方式的货币成本，Ti表示运输方式的时间成本（Ti=，d为两地之间的距离，s为运输方式的平均速度）。

（二）引力模型

在缺少资金流、技术信息流等数据情况下，修正的引力模型不仅在分析城市间的经济联系以及城市规模的辐射效应有着显著作用，在研究城市空间结构和产业规模方面有着重要的借鉴意义。克鲁格曼指数作为衡量影响城市间经济联系的产业结构因素，弥补了引力模型在测算城市间经济联系关联性上的不足，通过分析区域内产业结构的差异，进而衡量产业分工的专业化程度，借助此来研究城市间产业经济联系大小，Kij越大则产业差异性越大，经济联系强度就越强；反之，Kij越小则产业差异化越低，经济联系度就弱。城市间的经济联系反映的是城市之间相互作用力的大小，但无法反映城市在外部经济联系中所接受经济辐射的强度，为此，通过经济隶属度就能够完整地测度出一个城市在整个对外经济联系中的权重大小，更加直观的分析城市经济联系。计算公式如下：

rij=Fij/ Fij [6] （7）

式中：rij表示经济隶属度，是ij之间的联系强度与i对外联系总和的比重。

Fij=Kij [7] （8）

式中：Fij为ij两城市之间的经济联系量，S、P、G分别表示城市建成区面积、人口数量、GDP，Kij为克鲁格曼指数。

Kij=

- （9）

式中：t表示产业部门，git、gjt分别表示ij城市t产业部门的从业人数，gi、gj分别表示ij城市所有产业部门的从业人数。

（三）欧氏距离

欧氏距离是地缘经济关系的重要测度法，它是一种测量不同区域间经济相似性或差异性的计量方法。各个城市之间的经济联系量、城市流强度虽然能够知道城市之间的具体经济联系，但却不能知道城市之间具体的经济关系。因为经济联系并不能代表他们之间所有的经济关系。根据地缘经济学分析，城市之间可能存在着竞争关系，也可能是互补关系，还可能是无明显关系。所以进一步引入欧氏距离来测量萍乡市与其他城市之间的经济作用关系。地缘关系的类型有两种：竞争关系和互补关系。在经济联系量的基础上分析他们之间的经济作用关系才能真正准确地描述出它们之间的经济相关性。

地区之间的竞争性与互补性表现在资源可流动动性大小上，资金、劳动力、生产资料等一般都是从效率低的地区流向效率高的地区。所以作者选取X、Y、Z、W四个综合性指标。

X=某地区固定资产投资总额/该地区GDP

Y=某地区职工工资总额/该地区GDP

Z=该地区社会消费品零售总额/该地区GDP

W=某地区第一产业总值/该地区第二产业总产值

式中：X表示资本使用效率的高低，X越大则表示资金转化率越小，使用效率低下，X越小则表示资金转化率越高，资金使用效率高，资金不足；Y表示的是劳动效率，是劳动力数量与质量的总和指标；Z表示的是社会消费水平指数，Z越大则说明该地区消费水平越高，有更大的对外消费水平，它是消费质量和消费水平的综合指数；W表示资源的流动能力，W越大表示农产品丰富，可以流入到别的地区，需要进口工业产品，W越小则工业产品流出，流进农业产品。

ZXi=[Xi-E（Xi）] /S（Xi） [8] （10）

式中：Xi为i地区的X指数，E（Xi）为Xi的平均值，S（Xi）为Xi的标准差，ZXi为Xi的标准化处理指标。ZYi、ZZi、ZWi同理可得。

EDi= （11）

式中：EDi为欧氏距离，表示i城市与a城市的综合欧氏距离值，ZXi表示i城市标准化的Xi指标，ZXa表示a城市标准化的Xa指标，同理ZYa、ZZa、ZWa。

EDXi=|ZXi-ZXa|

EDYi=|ZYi-ZYa|

EDZi=|ZZi-ZZa|

EDWi=|ZWi-ZWa| （12）

式中：EDXi、EDYi、EDZi、EDWi分别表示i城市与a城市的X、Y、Z、W四项标准化处理指标的欧氏距离。

得出距离值之后，为了便于比较需要再将其标准化，公式如下：

ZEDi=[EDi-E（EDi）] /S（EDi）

ZEDXi=[EDXi-E（EDXi）] /S（EDXi）

ZEDYi=[EDYi-E（EDYi）] /S（EDYi）

ZEDZi=[EDZi-E（EDZi）] /S（EDZi）

ZEDWi=[EDWi-E（EDWi）] /S（EDWi） （13）

所有数据标准化计算结果，通过SPSS19.0软件得出。

（四）数据的收集与整理

本研究中的地区从业人员、地区生产总值、年末总人口、城市区建成面积原始数据来源于《中国城市统计年鉴》（2011）[9]、《中国统计年鉴》（2011）[10]全国从业人员、GDP原始数据来源于《第六次全国人口普查主要数据》[11]。

三、模型的检验

（一）城际空间联系

（二）引力模型

定义将rij≥0.1视为一级联系、rij≥0.05视为二级联系、0.01≤rij

（三）欧氏距离

计算公式中平均值、标准差、以及量化数据由SPSS19.0软件计算得出，相关数据整理（见表4）。

定义在ZEDi

四、城市空间结构模型分析

首先从城市流强度来看，萍乡的城市流强度Fi值为12.5、依次长沙为299、南昌172、新余39.5、株洲33.6、湘潭30、岳阳24.5、常德10.8、衡阳6.4、益阳4.9、抚州2.3、鹰潭1.2，其余全部为1以下（赣州市0.0791、宜春市0.4445、吉安市0.1923、娄底市0.8799）。明显，江西省内城市流强度在总体值和极值上都较长株潭低，城市经济辐射作用较弱。基于城市流分析城际空间联系上，萍乡―长沙Rab为最高的130.8，接下来依次是萍乡―株洲34.6、萍乡―湘潭21.3、萍乡―新余20.3、萍乡―南昌仅有17.3、萍乡―岳阳2.6、萍乡―衡阳1.1，剩余Rab值全部小于1，城市空间经济联系偏弱。从数据中可以得到，南昌市虽然在城市流强度上并不弱，但与萍乡市的空间距离较大，所以辐射效用有限；反观长沙市，不仅城市流强度占绝对优势，而且空间距离也小，所以城际联系就强。在空间距离矩阵上，萍乡―赣州距离高达584，而且江西省内城市空间距离普遍较大，城市分布较为松散，聚集程度低；靠近萍乡的长株潭空间距离较小，城市分布密集，城市聚集程度高，辐射效用大。

引力模型分析中，人口聚集化程度和城市建成区面积两个相对因素在南昌和长沙之间并不存在很大差距（分别为212万人、242万人；202平方公里、272平方公里 ），两城市各产业部门之间的专门化生产与萍乡市差异化程度kij（克鲁格曼指数）也基本相同为0.09，GDP总量上南昌（市辖区）1 501亿元，长沙（市辖区）2 628亿元。其次，长沙周边城市形成了以长沙市为中心，湘潭市和株洲市为辅助，周边城市为网络的发展模式，城市群结构较为完整，聚集效应显著。南昌市以自身为中心，以“点―轴”带动模式为主，周边城市围绕南昌为集聚中心的效用不大，各周边城市之间联系不强。萍乡―长沙的经济联系量Fij185、萍乡―株洲57、萍乡―宜春51、萍乡―湘潭39、萍乡―南昌31、萍乡―新余23……。在经济隶属度上，萍乡对长沙的隶属度40%、对南昌隶属度只有7%。萍乡对以娄底、湘潭、株洲、萍乡、宜春、新余、南昌、鹰潭连接为轴的浙赣线的经济隶属度为44%，总体上萍乡对江西省内经济隶属度27.1%、对长株潭经济隶属度高达66%。

通过欧氏距离，萍乡―湘潭ZEDXi、ZEDYi、ZEDZi、ZEDWi分别为-0.057503、-0.9056、-0.88816、-0.38857，除了wi为一般竞争关系以外全部为强竞争关系，而且ZEDi>-1.0，总体上还是为强竞争关系。省内城市中只有宜春与萍乡经济联系存在互补关系。总体上萍乡与湘潭呈强竞争关系，与南昌、新余呈一般竞争关系，与长沙、株洲呈不明显关系，与宜春、常德、岳阳呈强互补关系。但从资本流动ZEDXi、劳动力流动ZEDYi、消费流动ZEDZi、产品要素流动ZEDWi几方面分析。萍乡与常德、岳阳的资本流动互补性强；与宜春、衡阳的劳动力流动性强；与宜春和长沙的消费流动上有很强的互补性；与宜春、益阳在产品和生产要素流动上互补性强。

结论和建议

综合以上三种分析方法，城市间经济联系不仅关系到城市自身的经济实力，包括产业结构规模、人口集聚程度、城市面积等要素；还关系到城市间的空间距离，这种空间距离具体表现在时间、运输成本、城市之间的交通通达综合指数上；更重要的是城市之间物资的流动、产业结构的互补性上。所以萍乡市的发展应结合内外，在考虑城市间辐射效用的同时，注重城市间的经济互补性，形成以“浙赣线”为重点发展带加强与“长沙、岳阳、常德等几个城市轴点联系”，周边形成以“益阳、吉安、等为圆圈的发展区域”，外延辐射以“鹰潭、赣州、衡阳”为临界点的整体发展格局。

参考文献：

[1] 姚士谋，陈爽.长江三角洲地区城市空间演化趋势[J].地理学报，1998，（53）.

[2] 朱英明.区域制造业规模经济、技术变化与全要素生产率――产业聚集的影响分析[J].数量经济技术经济研究，2009，（10）：3-18.

[3] 牛惠恩，孟庆民，胡其昌，陈延诚.甘肃与毗邻省区区域经济联系研究[J].经济地理，1998，（3）：53-56.

[4] 朱英明，于念文.沪宁杭城市密集区城市流研究[J].城市规划汇刊，2002，（1）：31-33.

[5] 余振宇.城市经济引力模型分析[J].内蒙古科技与经济，2003，（4）：73-74.

[6] 张旭亮，宁越敏.长三角城市群城市经济联系及国际化空间发展战略[J].经济地理，2011，（3）：354-359.

[7] 赵雪雁，江进德，等.皖江城市带城市经济联系与中心城市辐射范围分析[J].经济地理，2011，（2）：219-223.

[8] 张学波，武友德，骆华松.地缘经济关系测度与分析的理论方法探讨――以云南省为例[J].地域研究与开发，2006，（4）：35-39.

[9] 国家统计局.2011中国城市统计年鉴[K].北京：中国统计出版社，2011.

[10] 国家统计局.中国统计年鉴[K].北京：中国统计出版社，2011.

[11] 国务院第六次全国人口普查办公室，国家统计局.第六次全国人口普查主要数据[M].北京：中国统计出版社，2010.

Dynamic Space Analysis of the Development Between Gravity Model and Geo-economic Urban Economic

XIE Yao

（Economics and Management School，Nanchang University，Nanchang 330031，China）

篇8

关键词:常州 产业生态化 经济发展 路径

一、我国外向型经济发展概述

(一)我国外向型经济发展现状

自1978年实施改革开放政策以来，我国经济逐步建立了以出口和吸引外国直接投资为特征的外向型经济发展战略，并因此实现了举世瞩目的经济腾飞，贸易总额从1978年的206.4亿美元，跃升到2007年的21737.3亿美元，国际贸易地位（出口总额占世界出口总额的比例）也从1978年的第26位上升到了2007年的世界第二。外向型经济发展战略对我国经济的高速发展产生了巨大的影响，其中2004―2007年出口贸易对GDP的贡献度分别高达30.7%，34.2%，36.8%，37.5%，与此同时，对外贸易占中国经济中的份额从1995年的40%上升到70%，中国经济发展对外部市场的依赖达到了前所未有的程度，超过了以贸易立国的日本和韩国，也超过了与中国经济规模相当的其他经济体。但在刚刚过去的起于美国、席卷全球的金融危机的猛烈撞击下，2008年11月我国的出口开始首次出现负增长,11月份当月出口1149.9亿美元,下降2.2%，外贸单月进出口亦首次出现负增长，12月份进出口总值1833.3亿美元,下降11.1%；其中出口1111.6亿美元,下降218%；进口721.8亿美元,下降21.3%。可见，外向型经济发展战略使我国企业在面对外部不可抗力的干扰时表现出令人担忧的发展减缓、效益下滑，受此影响，政府财政收入减少，国家经济发展减速，2009年中国出口对GDP贡献率仅为负3.9%，出口负增长甚至是两位数的下滑，为近几十年来首次，且这一成绩是在近乎穷尽政策扶持手段的情况下取得的。在影响我国出口的诸因素中,外需的作用约占八成，2010年下半年出口新订单呈下降趋势,意味着下半年我国出口增长减速。已有研究表明在我国经济实力显著增强、经济规模越来越大的新形势下，以出口和吸引外国直接投资为特征的外向型经济发展战略所存在的一系列问题日益突出：产业结构和布局失衡、劳动力成本低廉，尤其是资源环境代价高昂等，如不及时加以改进和完善，将严重影响国民经济的可持续发展。

(二)国外外向型经济发展借鉴

尽管以出口导向为重要支撑点的外向型经济发展战略给整个国民经济带来了举世瞩目的腾飞，但从现实情况看，在中国进入工业化中期发展阶段之后，随着经济实力和国际地位的迅速提升，因为环境的复杂化和以出口导向为主的外向型经济存在的缺陷和自身发展中陆续出现的问题，其正面临着越来越大的国内外阻力，国民经济也正在为这种发展战略付出越来越高昂的代价。金融危机之后，更是表现出许多亟待解决的问题。如何从根本上迎来经济持久稳定的高速发展？他山之石可以攻玉，下面几个国家的发展历史值得借鉴。

1、巴西教训

上世纪60年代中期以后，拉美国家外向型经济发展风起云涌，巴西经济发展战略也由进口替代转为出口导向。转轨后，巴西国民经济各项指标开始大幅度增长，国民生产总值由原来居资本主义世界第15位上升到第8位；而且还部分实现了经济结构方面质的转化，工业、农业产值之比例关系由1960年的0.9∶1发展为1975年的2.69∶1，1974年重工业产值占制造业产值的比重比1960年提高了26%。但在经济一派向好之中，巴西的注意力过度被国际市场的需求所吸引，没有及时跟进本国经济结构和产业结构的优化与平衡，导致在国际市场动荡中招架无力、手足无措。以巴西“中国谷”的鞋类制造产业集群为例，在过去的许多年中，巴西女鞋因其同等质量下的成本优势而在世界各地大行其道，于是，“中国谷”的鞋类生产商纷纷把自己的企业定位成女鞋生产商，出口量大约占到全球同类出口的12％。在上个世纪70年代期间，巴西“中国谷”的女鞋销售及出口增长非常迅速，但好景不长，随着中国加入全球市场，中国鞋因其更大的成本和价格优势，迅速吸引了国际市场，国际大买家随即把其供应链管理移向了中国大陆，甩开了巴西生产商。结果，在整个80年代期间，巴西“中国谷”的鞋类制造产业集群发生了巨大的衰退，企业的平均工资水平甚至下降了将近40％，严重影响了国民的正常生活和经济的正常发展。

2、英美启示

16世纪上半叶，英国制定有利于出口的税收政策，奖励和保护生产出口产品的手工业，实行单边外向型倾向的自由贸易政策，给英国经济带来短暂的繁荣，但随之而来的严重后果是：英国经济受制于荷兰、比利时等低地国家，以德国、意大利为首的外国商人分享了伦敦50%以上的出口额；从16世纪中期起，一系列频发的经济与社会危机也很难摆脱与当时经贸政策的干系。最终，英国以保护国内市场和发展高端产业为核心的重商主义经济政策代替了含义简单的外向型自由贸易政策，才迎来了以工业革命为开端的发展。

美国在独立后的最初几十年，经济严重依附于英国，是一种实质上的“纯”外向型经济发展模式。1807年，英国炮轰美国战舰，激起了强烈的反英情绪，美国国会通过《禁运法案》，禁止一切船只离开美国前往外国港口，意图通过中断对英国的农产品供应来教训英国。然而，由于英国不仅本土产粮，世界其他产粮国家也乐于向英国出口粮食，此举不仅没能给英国造成伤害，反而使美国经济全面瘫痪。1807-1808年，美国出口从1.834亿美元下降到2243万美元，下降幅度达88%，进口从1.385亿美元降至5699万美元，下降59%。航海业濒临破产，大批海员失业，北部的大小商人损失惨重，农产品价格不断下跌，小农场主和小业主纷纷破产，工业消费品供应发生严重困难，关税收入急剧减少，财政出现巨额亏空。禁运充分暴露了美国经济的殖民性和依附性。四年后的美英战争所引发的严重经济危机，更使美国深切感受到争取外援、注重国外市场与独立自主、发展国内市场是国家发展不可偏废的两手，而争取外援必须立足于独立自主，国外市场必须以国内市场为靠山。从此美国走上了技术创新、资本生产率立国、工农业协同发展、内部改善和向外延伸的以内向型为核心、外向型为扩张的发展道路。

可见，在独立自主的基础上，完善发展内部市场与高效利用外部市场，双管齐下才是成功的根本，否则只能是仰人鼻息、拾人牙慧，繁荣和发展都难以持续。要做到这一点，在世界日益注重环保和资源日益短缺的今天，中国必须尽早摆脱“世界制造工厂”的低效、高成本和高污染身份标签，借助以转变经济发展方式，减少产业活动对自然生态系统负面影响，以环境优化辅助经济增长，实现产业发展与生态环境保护良性互动，达到人类经济系统与自然生态系统的协同演进为目标的产业生态化形成自身核心竞争力。

二、实施产业生态化的现实需求

持续的经济低迷和生态恶化事件使人们意识到世界经济结构需要进行深入和全方位的调整，从而有利于世界经济、贸易长期均衡和可持续发展，这一切要得到根本解决，必须依赖于人类社会之间、人类社会和自然界之间建立和谐互促的良性互动关系，而不是人类社会无止境地向自然进行毁灭性的攫取，自断未来发展之路。传统经济学都致力于研究人类社会的各种经济关系和分配后果，其客观结果是使利益各方为了获得尽可能多的己方利益，不断伤害现实索取成本最小的自然界。至于资源经济学、环境经济学和生态经济学以及工业生态学等学科，虽然不仅研究了人类活动对自然的影响，也研究了自然对人类活动的支撑，但共同的缺陷是都没有进行人类与自然和谐互动的有机联系研究。在此情况下，产业生态化将人类经济活动、自然资源和环境的协调发展作为学科发展使命，形成了对上述学科扬长避短的综合利用。

(一)产业生态化的核心内容和目标

产业生态化发展是现代产业面临日益严峻的资源环境压力问题的组织新模式，是生态学中的共生理论在产业发展领域的重要应用。随着人类关爱生命和保护环境的意识越来越强，经济发展能否为公众接受和认可不再仅仅局限于是否给人们带来物质财富，而是涵盖了对一切生命体的关爱和尊重，工业经济时代以高昂的资源环境和有损人类身心健康为代价的发展方式已经逐渐被摒弃，强调人与自然和谐相处的可持续发展观正在成为普世的价值观。以综合运用生态、经济规律和系统工程的方法来经营和管理产业，使产业活动和谐地纳入自然生态大系统，并在其中实现产业系统改进，实现经济效益、社会效益和生态效益“三赢”的产业生态化观念迅速得到各国政府与公众的推崇，并于上世纪90年代在发达国家渐成潮流。如今，产业生态化不仅贯穿于发达国家宏观层次的产业发展战略，而且正高速向发展中国家的政策和公众层面辐射，日益影响着产业与经济发展。

产业生态化的核心内容在于：建立一个结构合理、层次多样、功能完善的，能够促进物质和能量在自然――社会经济大系统内高效运用和循环的产业生态系统。这种高效基于人类经济活动对自然的高度尊重和对活动对象的高度了解，源自各项活动的“精密”、“精准”的分工与功能协同，从而使得物质和能量在自然生态系统中得到高效利用和循环。

产业生态化的目标在于：在人类经济活动高速发展大量消耗自然资源、伤害人类未来，如果任由其无节制地发展下去，终会导致资源枯竭、人类发展面临绝境的严重后果的境况下，通过人类有意识的制约与引导，转变经济发展方式，既减少产业活动对自然生态系统的负面影响，又以环境优化辅助经济增长，实现产业发展与生态环境保护的良性互动，达到人类经济系统与自然生态系统的协同演进。

(二)产业生态化是可持续发展的重要基石

产业政策导向直接决定着国家或地区资源禀赋与现实经济实力，科学而有远见的产业政策不仅能够缓解经济发展中的资源压力，使有限的资源发挥更大的功效，而且因为顺应了自然和社会规律，能够使生产力得到高速发展，使经济具有较强的应变力。生态化是人类构筑经济社会与自然界和谐发展、实现良性循环的新型产业模式，是产业发展的高级形态。各大产业生态化通过对其多样性的不断提高来促进稳定发展，试图找到一条物质永续循环利用，无污染、低能耗的可持续发展之路。

产业生态化要求在自然系统承载能力内，对特定地域空间内产业系统、自然系统与社会系统之间进行耦合优化，达到充分利用资源，消除环境破坏，协调自然、社会与经济的持续发展。产业生态思想不是考虑单一部门与一个过程的物质循环与资源利用效率，而是借鉴生态系统中的一体化模式，力求系统地解决产业活动与资源、环境关系，使经济立足于本国或本地区的具体情况，使产业结构与当地的资源环境、社会文化状态得到尽可能完美的衔接，基于地区经济长远发展和生态环境保护良性互动的二维目标，实现产业结构的动态优化调整，顺应经济发展规律，最终形成生态产业的一体化和复合化，在国际化日益盛行的今天，不仅能够动态强健经济体系和产业结构，最大限度地节约要素成本，消除环境破坏，通过促进持续的产业创新活动建立比较优势，而且能够使国民经济或地区经济凭借其完善的产业、经济结构有效抵御外来风险于不倒。

三、实施产业生态化的路径构想

(一)以“阿尔法狗群”奠定产业生态化现实基础

长期以来，因为种种原因，占据我国企业总数1%的大企业一直在经济发展中扮演着绝对主角，吸引着公众的眼球，而占据企业总数99%的中小企业虽然拥有数量上的绝对优势，与个体生存和公众接触密切相反，个体发展却往往游走于公众视线之外，特别是难以得到宏观政策的持续关注和青睐。实际上，中小企业在我国经济发展中起着举足轻重的作用，以2008年为例，中小企业在全国工业产值和利税中分别占到60%和40%左右，提供的就业岗位占全国城镇就业总数的75%。因此，著名经济学家吴敬琏指出：“中小企业发展状况既直接决定我们今后是不是能好过一点，也是今后一段时期内我国经济能否保持稳定增长态势的关键所在，中小企业将是决定中国未来的重要因素之一。”

中小企业生存、发展艰难的一个重要原因就在于其高成本、低利润的经营特点，其中高能耗是造成中小企业成本高的重要因素。而高能耗、低产出与产业生态化寻求物质永续循环利用，无污染、低能耗的可持续发展之路的思想背道而驰。常州中小企业众多，如果其高能耗、高污染的问题得不到有效解决，常州推行产业生态化就只能是一纸空谈。

阿尔法狗是狗群中资格最老、最具眼光的狗，阿尔法狗公司不一定是大企业，但却嗅觉灵敏，具有在别人眼光局限之处发现机会的能力，最终能在激烈竞争中脱颖而出。中小企业必须在政府必须引导和自身努力双管齐下之中形成自身独特的竞争力，及时在市场上寻找服务尚未成熟、有“获取利益的基础”基地，即“利基”，找准自身定位，在夹缝中生存并壮大，提高经济效益，彻底改变高能耗、高污染和低效率的局面。另一方面，阿尔法狗公司在面临外部因素的变化时，由于盘子较小、体型轻捷、自身素质较高、眼光独到，可以较快做出准确判断，采取措施，适应新形势，这也是阿尔法狗公司明显优于航空母舰型大公司的一个长处，而对于对区域经济来说，这个优点不仅能有效降低经济动荡程度，而且还能起到稳定市场和民心的重要作用。所以，在广大的中小企业群里重点扶持成长性好的企业，使之成为阿尔法狗公司，不仅对产业生态化至关重要，对区域经济增长与社会和谐稳定同样重要。而一只、两只阿尔法狗显然成不了气候，因此，培育区域“阿尔法狗群”，与新兴产业集群相互呼应、配合，是实行产业生态化、壮大区域经济优势的现实需求。

(二)以配套产业链促进产业集群生态化发展

由于传统产业在资源消耗和环境污染等方面的负面效应越来越大，现代产业集群由于大幅度降低物流成本和能耗不仅有效弥补了这一缺陷，更使集群内的企业之间交流机会大大增加，有利于先进经验和技术的传播，特别是有利于意会的、隐含经验类的知识快速传播，从而促进创新。而产业之间的创新会牵一发带动全身，不断向利益相关者辐射，最终形成区域经济共同增长的向好局面。基于配套协作目标的产业集群，往往能以产品科技含量高、关联度强，物流成本低，材料来源与产品去向有底等优势赢得市场青睐，容易形成“家族兴旺”的共荣局面。

以“集聚产业、专业分工、区域配套、循环利用、留有余地”为指导原则，在目前产业集群基础上，构建集群生态化产业链，不仅沿袭产业集群的优势，更着力全面统筹、科学地构建和完善配套产业链，目光从采购、生产、销售环节向前延伸到个体企业功能设计对区域产业链的影响及共享，把投资和启动成本控制到最低；向后延伸到生产对环境和生活的影响，关注生产废弃物排放及产品弃置去向和成本，通过技术创新、管理创新等手段有意识的引导和促进生产要素在产业链的各个环节循环利用，将废弃物减少到最低，最终形成资源节约型和环境友好型的生态化产业集群。

(三)以绿色服务业带动传统产业转型

产业转型说起来容易，做起来会碰到方方面面的周折和难题，特别是一些专业性强、技术难度大、缺少可替代选择的产业，显得更加困难，而自主创新和模仿创新既需要技术又需要人力、财力和机遇的支撑。相比之下，技术含量低、劳动密度大的传统服务业一方面转型比较容易，另一方面对环境造成的危害有目共睹，一次性用具的广泛使用、废弃物、下脚料毫无规划的排放都曾经并正在引起严重的环境问题。

以服务业为生态化的突破口，广泛在区域内中心商业区、宾馆、饭店甚至早、夜市摊点和娱乐场所推行节能、节水和节材的一系列措施，进行烟污染、声污染、光污染和废弃物污染的综合治理，强化责任区内环境管理的责任，有效降低服务业的地域污染度、能源和水资源消耗、逐步减少一次性用品使用量，达到节约资源、改良和完善产业、城市环境的目的。因此，以绿色服务业带动传统产业生态化转型，既起到了转型成功的示范作用，又因点多面广、与人民生活密切相关容易引起公众的关注，增加其他产业生态化的紧迫感。

(四)以基础设施共享促进产业生态化实施

产业的生态化建设，要求建立资源节约型的产业结构体系，减少对环境资源的破坏，倡导绿色环保消费，协调自然、社会与经济的持续发展，实际上给经济发展战略提出了综合性、前瞻性的要求。如果企业依然各自为政展开一系列生产经营和生活活动，是无法实现资源与技术的循环利用的，如果把一定地理范围内的企业联合形成循环经济产业链网，在这张网上有计划、有组织地设置一些基础设施共享的关键节点，无疑既可以大幅度降低单个企业运作的人力、财力成本，又可以大大降低资源消耗总量，并减少污染排放，极大地提高资源利用率。另一方面，基础设施的集约化运行，还起到提高区域管理水平和区域内相关企业的效率，优化城市宜居环境的作用。

参考文献:

[1]宋涛.城市产业生态化的经济研究.厦门：厦门大学出版社.2010

[2]郎咸平.谁在拯救中国经济.北京：东方出版社.2009

[3]茂.循环经济下产业集群生态化发展理论研究.商业研究.2010

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凝心聚力 搭建共赢平台

长江口民营经济发展论坛开展至今已经越来越受钢铁服务业企业的关注，每年区政府在人代会上的工作报告都加以充分肯定，已经成为一张宝山名片。据悉，每届论坛都会邀请相关政府官员解读政策；邀请全国工商联和市工商联领导出席；邀请中国钢铁工业协会和各地钢铁商会代表与会，钢铁业界权威作十分专业的演讲；都有著名企业家纵论市场、交流经验；都有专家学者预测趋势、解析难点；每届论坛宝山区领导都到会推介宝山理念、展示商机，区委书记和区长往往双双到会演讲，区四套班子领导出席。

在论坛影响力逐年提升的同时，论坛主题也是逐步趋向专业化。首届论坛讨论了长江口经济圈如何互动发展，引导民营企业家关注长江口分工与优势，及时捕捉钢铁产业投资机会。第二届是在国家对钢铁产业进行宏观调整，国内外钢材市场价格大幅波动的情况下召开的，通过政策解读、市场分析等，为民营企业家提供生存之道、发展思路。第五届面对国内外经济不确定因素增多，企业经营风险加大，传统营销模式受到严峻挑战的形势，重点讨论钢铁服务业如何爬过山坡，突破瓶颈。2013年随着理想信念教育实践活动的开展，论坛主题也慢慢从聚焦钢铁服务业向聚焦新形势下民营经济的发展转变。第十届论坛围绕互联网和上海自贸区给企业转型发展带来的重大变化展开了研究成果和实战经验的交流，共同展望互联网时代和上海自贸区建设企业未来发展的趋势和前景。第十一届围绕民营企业在复杂多变的经济形势下如何适应新常态，保持战略上的平常心态，把握主动、保持定力，抓住新机遇，应对新挑战，加快转型升级，实现新的跨越进行深入探讨。而刚刚结束的第十二届论坛上，围绕“民营经济新的增长动能”这个主题，由专家学者、民营企业家通过演讲交流、专题探讨的形式，从宏观经济、企业发展等层面，阐释了中国宏观经济趋势及政策，形成民营经济新的增长动能根本出路在于探求新的发展模式，激发新的发展动力的路径和方法。

由于主题贴近企业实际、专业程度高，深受企业家欢迎。十二届参会者共接近一万人次。第二届起，参会者从长三角扩大到全国，国际钢铁服务业巨头也派代表参会。实际参会者往往超出报名者，经常出现座位不够，部分与会者站立数小时倾听演讲的火爆场面。

品牌服务 引发对工商联工作的思考

如今，长江口民营经济发展论坛已成为宝山区工商联一项品牌化服务工作，在11年的协助筹办下，区工商联也将此项工作作为在新形势下服务非公企业工作新的着力点，同时引发了对工商联工作的几点思考。

审时度势，找到工商联工作的切入点，顺势而为，事半功倍。近年来，宝山区钢铁服务企业出现散、多、小的现状，各地企业家到宝山寻找发展机会的动态。对此，宝山区逐步明确了发展钢铁服务业，并出台了一系列鼓励多成分、多元化、多渠道投入钢铁服务业的产业政策和措施。结合实际，区工商联适时搭建钢铁服务业合作、共赢的平台，因“势”用“势”，顺“势”造“势”，收到了事半功倍的效果。

把政府的关注点和民营企业的需求点作为工商联工作的着力点。在会下，区工商联注意到，区政府的重要关注点是如何发挥区位和产业优势，提升钢铁产业能级，增加财政收入，加快经济社会发展；企业，特别是民营企业的需求点是如何及时获得国家对钢铁产业政策调整的信息，准确解读政策，抓住契机，赢得更多发展机会，规避风险；政府和企业的结合点是“发展”。所以，搭建平台，把结合点作为平台的基础。在会上，区工商联按照聚焦行业热点，做精行业切点的原则，选准各届“论坛”的主题。主题关系到“论坛”的吸引力和生命力。而要选准主题，关键是让企业家参与选题。春江水暖鸭先知。在不同时期，企业家最清楚行业的关键问题所在，以及问题的程度。每届“论坛”召开之前，区工商联都会在企业家中反复酝酿、筛选主题，并报请区政府审批。而主题往往成为各方智慧和力量的凝聚点、“论坛”的兴奋点。

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关键词：区域经济；全局主成分分析；动态发展；新疆

一、新疆区域经济的划分

本文在充分考虑各经济区在地域分布上的差异性和经济上的相似性的基础上，参考学术界通行的做法，将新疆区域经济划分为五大类。即：天山北坡经济区：包括乌鲁木齐市、昌吉州、石河子市、克拉玛依市。北疆西北部经济区：包括伊犁地区、博尔塔拉自治州、阿勒泰地区和塔城地区。东疆经济区：包括吐鲁番地区和哈密地区。南疆东北部地区：包括巴音郭楞自治州和阿克苏地区。南疆西南经济区：包括克孜勒苏自治州、喀什地区和和田地区。以上述五大经济区域作为分析主体，本文从地理空间和时间变化的角度，对五大区域在经济、社会等方面的动态数据进行了量化分析，试图找出制约区域经济协调发展的各个因素，为进一步协调新疆区域经济的发展提供决策依据。

二、研究方法概述

区域经济差异研究是一个复杂的系统研究，其特点是样本数据量大且评价指标多。因此，以往对于区域经济发展水平的界定和评价，多采用横断面数据，而非时间序列数据，因此难以动态反映区域经济发展水平，而时序立体数据表全局主成分分析方法能够为动态评价区域经济发展水平提供一种高效科学的量化工具。时序立体数据表是一系列按照时间顺序排列的平面数据表序列，且所有数据表有完全同名的样本点和完全同名的变量指标,它与平面数据表显著不同之处是它有张按时间顺序排放的数据表序列。但是如果对每张数据表分别进行主成分分析，则不同的数据表有完全不同的主超平面，无法保证系统分析的统一性、整体性和可比性。因此对这种立体数据表进行主成分分析，必须寻求一个对所有数据表来说是统一的简化子空间，从而可将每张数据表在其上的投影得到近似表达，这样就可得到统一的主成分公共因子，并能迅速提取立体表的重要信息，对样本进行评价分析。

三、新疆五大经济区经济发展的动态分析

1.指标选取与数据表的构建

本文以新疆五大经济区为样本点，即：天山北坡、北疆西北、东疆区域、南疆东北、南疆西南等五大区域。选取反映这些区域经济、社会综合发展的15个指标为变量， 它们是:X1土地面积(平方公里)；X2 GDP(万元)；X3第三产业(万元)；X4 财政收入(万元)；X5财政支出(万元)；X6总人口(万人)； X7非农人口比重(％ )；X8 人口自然增长率( ‰)；X9全社会固定资产投资(万元)；X10工业总产值(万元)；X11社会销售品零售额(万元)；X12普通中学招生数(人)；X13出口商品依存度（＝外贸出口总额／GDP）；X14职工平均收入(元)；X15千人拥有卫生技术人员(人)。采用2000年到2004年的最新数据资料构成一个(5×15)×5维的立体数据表。

借助统计软件SPSS10.0中全局主成分分析方法对附表数据进行分析处理，得到前三个特征值及累计贡献率，其中第一因子的贡献率为64.34%,第二因子的贡献率为22.43%,由第一因子与第二因子构成的第一主超平面的累积贡献率为86.77%，损失信息仅为13.23%。数据结果显示：第一主成分与国民生产总值、第三产业、财政收入、非农人口、全社会固定资产投资、社会消费品零售额呈强正相关，而与土地面积、人口自然增长率等呈强负相关。在城市发展过程中，非农人口、第三产业的发展常常被作为是体现城市化水平的重要指标之一。社会经济发展的必然结果是农村劳动力往城市就业的转移。作为各区域消费水平的指标，在同等水平比较下社会消费品零售额可以认为是体现区域生活状况的指标。同时，全社会固定资产投资、工业总产值等指标的大小也直接反映着一个经济区域经济生活状况。参照国际大城市的发展经验，越发达地区人口素质越高，人口的自然增长率就越低，这里第一主成分与人口自然增长率负相关正好符合此规律。综合以上分析，第一主轴主要反映了城市化水平的高低，第二主成分则与地区总人口、普通中学在校生数等呈强相关关系，基本反映了人口规模及人口基本素质方面的信息。

2.各经济区综合经济实力的比较分析

根据五大经济区的原始数据可得各经济区域的各年份的因子得分，以此为基础，以各个主成分的方差贡献率为系数（权重），加权求和得到一个衡量各经济区域经济发展水平的综合评价模型：

F =0.6434Z1 +0.2243Z2

模型显示，在从2000年到2004年的这5个年份中，天山北坡经济区始终处于领先地位且优势明显，城市经济发展水平也最高。作为亚欧大陆经济带的重要组成部分，天山北坡经济区内的石油化工业、钢铁、建材、轻纺、商贸、金融、保险、信息咨询、旅游、能源、交通通讯等基础设施的现代化水平等均处于较发达的水平。以2004年为例，该区域的GDP占全疆GDP的49.3%，而其第三产业的总产值更占全疆第三产业总产值的54.3%，因此其综合经济实力是其它区域所无法比拟的。而经济实力较差的东疆区域经济，在5个年份中，其位次始终没有发生变化，一直保持着第5的位置，这一点可从其第二因子得分过低看出，而第二因子所反映的主要是人口规模及人口基本素质方面的信息，而该区域5个年份的第二因子均为负值且绝对值又偏大，因此直接影响着其综合得分。这说明人口问题是影响该区域经济发展的首要问题。其它三个经济区北疆西北、南疆东北、南疆西南在这5个年份中名次互有差异，但总体呈上升趋势。其中最为突出的是南疆东北区，区内两个地州：巴州和阿克苏地区，其经济增长贡献率分别为0.821、0.603，仅次于昌吉州的0.861及克拉玛依市的0.701。到2003年时其综合实力已超过全疆平均水平，到2004年时这种趋势更为明显。

四、结束语

本文的动态定量分析结果表明：由于新疆域内差异，受地理、历史、资源环境、基础条件及人为等因素影响，区内南疆与北疆，核心发达地区与次发达地区、边远落后地区经济发展水平差距较大，经济发展极不均衡（也给分析方法中的指标的选择和主成分因子的解释带来一定的困难）。天山北坡区的总量规模远远大于其他四个区域，尤其是工业总产值（四个区域的合计数甚至还不到天山北坡区的一半）；南疆东北区的总量经济规模已经接近五个区的平均水平，上升势头比较明显；东疆区域、南疆西南区和北疆西北区的总量经济规模及实力都明显偏小。需要注意的是，如果把新疆放在全国的背景下来考察，其经济总量及实力仍较弱。所以尽管天山北坡区的总量经济规模高出全疆平均水平很多，但从全国来看，这一区域的总体实力及规模仍然不大。

作者单位：新疆财经学院

参考文献：

［1］吴一丁，毛克贞.新疆区域经济实证研究［M］.北京：中国财政经济出版社，2002.52-58.

［2］黄薇，李维平.北京区域经济状况分析［J］.数理统计与管理，2003，22（4）：1-5.

［3］新疆统计局.新疆统计年鉴（2001～2005）［M］.北京：中国统计出版社. 2006.106-126.

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关键词：经济增长 人身保险消费 财产保险消费 VAR模型

中图分类号：F840 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2015）09-072-04

一、引言

随着我国经济的发展，居民对保险消费的需求与日剧增，截止2014年，我国总保费收入已经达到20235亿元，相对1994年的498亿元总保费收入有了很大的上升。保险作为一种特殊的金融产品，随着保险业务的开展，产品结构从单一走向多元，功能多样，在资产配置中作用明显。保险消费的提升，对居民的当期消费及预期消费，产生了不可忽视的影响。保费消费的提高，与我国经济的快速发展表现出相似性，到2014年止，已经达到20235亿元，保险业的发展对经济增长的贡献明显。

一些研究认为，保险与经济增长具有正相关关系。如林宝清认为在其他外部条件不变的情况下，保费收入与国民生产总值（GNP）具有高度的正相关关系，保费收入与GNP增长呈现出同步变动的趋势。孙祁祥和贲奔认为，社会经济发展的水平制约保险业发展，在中国保险产业的发展过程中，政府的宏观经济政策和社会经济体制的变革对人们风险意识的转变具有重要作用。肖文和谢文武认为GDP的增长决定了保险业的高速增长，保费收入与国内生产总值存在着正向相关关系。邵全权运用联立方程模型考察了保险业结构与经济增长的相互影响机制，发现保险业结构的变动对经济增长具有显著影响，提高竞争程度降低集中程度，保险业从垄断向竞争的结构调整有利于经济增长。

本文在研究中考虑了财产保险与人身保险的差异，而不同于以往研究中的不做区分。考虑到人身保险消费更多的是通过其储蓄功能来促进经济发展，而财产保险消费则因其损失补偿功能对经济产生正向作用，本文将其区分，并期望这样的区分能够较好的解释当前经济环境下，我国保险消费在经济增长中所发挥的实际作用。

二、指标选取和数据来源

（一）指标选取

本文以1994―2014年为研究期，国民生产总值（GDP）作为经济增长指标，衡量保险业发展的指标分别用财产保险与人身保险表示。其中，财产保险收入（NONLIFE）作为财产保险发展水平的指标，人身保险收入（LIFE）作为人身保险发展水平的指标。

（二）数据来源

本文选取1994―2014的年度相关数据作为样本。国民生产总值（GDP）、财产保险收入（NONLIFE）、人身保险收入（LIFE）三个指标根据相应数据计算得到，同时为了消除时间序列数据异方差的问题，并且保证时间序列的性质，对GDP、NONLIFE、LIFE进行对数处理得到经济增长、财产保险发展和人身保险发展指标LGDP、LNONLIFE和LLIFE。以上指标的原始数据来源于《中国统计年鉴》。

三、实证分析

（一）模型选择

我们研究的目的是分析经济增长、财产保险发展和人身保险发展之间的动态关系，在分析多变量动态关系时，我们可以将这些变量放在一起，作为一个系统来预测，使得预测相互融洽，我们称为多变量时间序列分析，本文采用的正是这种多变量时间序列分析。1980年美国经济学家西姆斯（C.A.Sims）所提倡的向量自回归（VAR）正是这样一种方法。本文所采用的VAR模型是一种非结构的向量自回归模型，它是将单个内生变量与其他所有的滞后值的函数来构造模型，用于时间序列系统的预测和分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量所形成的影响。VAR模型表达式为：

Yt=Γ0+Γ1Yt-1+Γ2Yt-2+…+ΓpYt-p+Π1Xt+…ΠqXt-q+Ut

其中，Yt是k维内生变量向量，Xt是d维外生变量向量，p和q分别是内生变量和外生变量的滞后阶数，Γ0，Γ1…Γp和Π1…Πq是待估计的参数矩阵，Ut是随机误差项。当外生变量为常数项时，内生变量有阶滞后期，称为VAR（p）模型。VAR模型主要是通过平稳性检验、滞后期的确定、Johansen协整检验、脉冲响应函数分析和方差分解分析等步骤，来分析变量之间的关系。

（二）平稳性检验和协整检验

1.平稳性检验。为排除由于单位根的存在而导致的伪回归的出现，我们首先对国民生产总值、财产险保费收入和人身险保费收入的指标数据，以及差分后的序列进行单位根检验。采用ADF检验方法得到的检验结果如表1所示。

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关键词：创新驱动；保护生态环境；经济健康发展

中图分类号：G63 文献标识码：A 文章编号：1673-9132（2017）01-0238-02

DOI：10.16657/ki.issn1673-9132.2017.01.145

经济发展的历史，事实上就是人类和环境相互作用、相互限制、相互促进的历史。从使用自然的棍棒到自己制造石器，从发明使用火、弓箭、陶器到驯养家畜，从单纯的农业生产到手工业、商品及城市经济的出现，直到后来的第一次、第二次和第三次工业革命，经济发展到今天，体现了人类高度的智慧，彰显了科学技术对经济跨越式发展的影响。

但是，生态环境问题也日益严重，不但影响甚至已经阻碍了经济的发展，环境问题对经济发展亮出了红牌。一个自然环境恶劣、空气污染严重、交通拥堵的城市或地区，经济的发展必然会受到牵制和压抑，因为这样的自然经济环境，不可能吸引投资商和大量的消费群体。可以说，自然用它必然的规律和铁的事实，在提醒人类，疯狂发展经济的结局将会使人类与自然玉石俱焚。

要使经济呈现出新常态，其中最重要的一点，就是从要素驱动、投资驱动转向创新驱动。可以说，通过创新驱动保护生态环境，是经济健康发展的唯一出路。

一、只有创新驱动才能从根本上降低资源能源的消耗，减轻经济发展对自然的破坏

（一）新能源是经济发展低碳环保节能减排的根本保证

纵观2016年新能源领域十大创新关注点，归纳起来，新能源有四个方面的含义：一是新的能源管理观念，像能源互联网智能技术，就是新观念新技术背景下的能源管理，就是通过互联网这一电子新技术，实现能源分布使用等信息的及时反馈和科学的选择控制；二是新的能源利用系统，像智能户用分布式光伏系统、光伏应用终端、大规模风电消纳技术和电动汽车的动态无线充电技术，这些新的利用系统将促进能源的科学利用；三是新的能源来源，像自主第三代核电技术、太阳能薄膜电池、氢燃料电池汽车、锂―氧电池等，这些环保性能高的新能源将逐渐取代旧能源；四是新的能源回收系统，像动力电池的系统管理技术，能源回收将从另一端实现能源的节约利用。不难看出，新能源中的这些创新热点对环保的重视。

（二）新材料将更加注重保护生态环境和与自然相协调

新材料被称为“发明之母”和“产业粮食”，可见新材料在经济发展中的重要作用。新材料在保护生态环境中的重要作用更是不言而喻，“生态环境材料”是新经济形势下产生的新提法，是指那些具有良好的使用性能和优良的环境协调性的材料，它主要是针对旧的材料使用过程提出的。旧的材料使用过程，就是“将大量的资源提取出来，又将大量的废弃物排回到自然环境”，这种过程对生态环境的破坏，人类已经吃到了苦头。

（三）新工艺将节省能源并减少污染

提倡绿色新工艺，从根本上消除污染。先进的工艺技术和设备，不但可以改善生产过程中产生废气废水的状况，还可以节省能源，降低能源的消耗。所以说，新工艺对保护生态环境有非常重要的作用，这需要国家相关的部门和单位花大力气进行改造。

二、只有创新驱动才能从根本上彻底解放生产力，有条件和精力正视和解决生态环境问题

（一）创新能够提高劳动效率，提高劳动者的素质

只有新能源、新材料、新工艺下的劳动生产，才能不断提高劳动生产率，彻底解放劳动者，为劳动者创造培训、提高的环境和条件。如果劳动者总是疲于奔命，根本不会有时间和精力去提高素质，而素质低下的劳动者，不可能关注生态环境。

（二）改进和创新生产工具，能够促进生态环境保护

从保护生态环境的角度，对生产工具进行新一轮的创新改造，是科技革命和产业变革必须完成的新课题。那些严重破坏和污染环境的旧生产工具，必须从生产活动中退出，新一轮生产工具的变革，必须以保护生态环境为主题。

（三）重新认识劳动对象，能够使劳动者与自然和谐相处

人类改造自然的能力，充分表现在劳动对象的扩展程度上。社会发展到今天，人类的劳动对象从陆地、海洋、天空一直扩展到了外太空，这是人类对自然的胜利，也是人类盲目扩张的结果。人类必须重新科学地认识劳动对象，强化人与自然共存共生的思想观念，才能进一步提高保护自然的意识和能力。

三、只有创新驱动才能在国际竞争中形成经济长远可持续发展的新优势，引导世界经济在保护生态环境的情况下健康发展

（一）创新强国，可以在国际竞争中倡导保护生态环境的新经济常态

创新是一个民族进步的灵魂，创新是一个国家兴旺发达的不竭动力。只有创新才能在国际竞争中占据有利的地位，才能在经济发展中引导新的方向。要想在国际经济生活中有发言权，就要创新发展自己的经济实力。

（二）在“一带一路”的国际产能合作中，把保护生态环境的意识推向全球。

“一带一路”是中国经济发展的“国家级顶层战略”，它旨在借用古代丝绸之路的历史符号，寻求共同发展的国际经济的新模式。在这种“和平、发展、互信、融合、包容”的经济合作和政治发展中，必然会把这种保护生态环境的意识推向世界范围。同一个地球，同一个梦想，在保护生态环境这一点上，在经济合作中更容易达成共识。

（三）创新观念，以人为本取代以物为本，和谐人与自然的关系，引领世界经济的新潮流。

旧的经济发展观念过度重视经济的发展，片面强调GDP的高速增长，忽视了人的需要和利益，甚至对人们的日常生活造成了损害，这种损害直接表现在破坏环境给人类的正常生活带来的威胁。因此，要想实现经济的健康发展，就必须回到以人为本的轨道上来。保护生态环境，与自然和谐相处，是健康经济的新常态，也是世界经济的新潮流。

国务院副总理刘延东到科技日报社考察时强调，要大力弘扬改革创新的时代主旋律，全面推动形成创新驱动发展的良好局面。生态环境问题已经严重影响了人们的日常生活，解决这个问题，是发展“以人为本”的经济新常态的首要问题。从要素驱动、投资驱动转向创新驱动，将从根本上清除阻碍生产力发展的束缚和桎梏，保护生态环境，实现社会经济的健康稳定可持续发展。

参考文献：

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关键词：旅游发展;经济增长

中图分类号：F830.31 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2015（1）-0073-04

云南作为全国重要的旅游大省，旅游产业成为云南省的支柱性产业，对整个云南省经济发展占有举足轻重的地位。旅游业作为全省经济的重要支柱，成为推动云南社会经济快速成长的主要引擎。但从长期角度来看，其两者之间是否存在某种内在因果关系？ 旅游发展对经济增长到底发挥怎样的作用？ 这些问题仍有待实证检验。云南省正处于旅游大省向旅游强省转型的重要阶段，其旅游发展与经济增长之间关系的研究不仅对其旅游与经济协调发展提供有力的参考价值，而且能够为云南旅游强省建设提供决策依据。

一、文献简述

目前，我国已有众多关于旅游与经济增长长期动态的关系的研究。从研究结果来看，和红、柳思维等人研究我国旅游发展与经济增长之间的动态关系，研究显示我国旅游发展与经济增长存在长期稳定的协整关系。杨勇对中国居民消费与经济增长之间的关系进行研究，结果显示我国旅游业与经济增长之间不存在稳定的因果关系。从研究区域范围来看，和红、罗文斌、吴忠才对中国旅游业与经济增长进行了深入的研究;贾天理对四川省旅游发展与经济增长关系进行研究;朱葛则通过建立模型对大连市的经济增长与旅游发展之间的动态关系进行了深入研究。从研究内容上看，多数研究落脚在经济增长与旅游发展二者关系上，而对旅游发展、第三产业增长、整体经济增长三者之间动态关系的研究较为缺乏。研究所采用的方法和模型主要是向量自回归模型、脉冲响应函数、预测方差分解、协整检验和格兰杰因果检验等。本文在前人研究的基础上，选取1990―2013年的数据作为样本，采用ADF 检验、E-G 两步法协整检验和格兰杰因果检验等计量检验方法对云南省旅游发展与第三产业、经济增长之间的动态关系进行实证研究，为旅游强省建设政策制定的提供科学依据。

二、变量选取、数据处理及模型建立

（一）变量、数据选取及处理说明。本文选择实际旅游总收入（ RTRT） 、实际国内生产总值（ RGDP） 和实际第三产业总值（ RDSC） 作为旅游发展、经济增长和第三产业增长的变量。选择1990―2013 年的序列数据为样本，样本变量涉及旅游收入、名义汇率、名义第三产业总值、名义GDP、GDP 价格指数等，原始数据均来自《云南统计年鉴 2009》。RTRT（实际旅游收入）、RDSC（实际第三产业收入）、与RGDP（实际GDP）均以 1990年为基期的不变价格折算而来，详细过程见参考文献。另外，对 3 个变量（RTRT＼RDSC＼RGDP）做自然对数处理，以消除时间序列的异方差。最后得到计量研究的基础数据：LNRTRT、LNRDSC 和 LNRGDP 3组新序列，对新序列做回归分析可用来解释自变量对因变量的弹性。

（二）计量模型。本文主要应用 ADF 检验、E-G 两步法协整检验和格兰杰因果检验等方法对旅游发展与经济增长、第三产业增长之间的动态关系进行定量研究。在实证检验和计量建模之前先对LNRTRT、LNRGDP 和 LNRDSC等3个序列数据应用 ADF 检验法进行单位根检验，具体模型见参考文献。

为确定旅游发展与经济增长和第三产业增长之间是否存在长期均衡关系，应用 E-G 两步法进行协整检验，具体模型见参考文献。

为深入分析旅游发展与经济增长、第三产业增长之间相互作用关系的方向，分别构建 LNRTRT、LNRGDP 和 LNRDSC 等 3 个序列的 Granger 因果检验模型。

三、实证结果

（一）变量序列的单位根检验结果。通过对 LNRTRT、LNRGDP 和 LNRDSC 3 个序列进行描述统计分析，绘制时序图和差分序列图，如图 1 和图 2 所示。

图 1 显示，1990～2013年间，LNRTRT、LNRGDP和 LNRDSC 等 3 个变量数据具有非平稳特性。图 2显示，3 个变量的一阶差分呈现出平稳性，从而可以进行单位根检验。

选择最通常的ADF 单位根检验法，采用AIC法则确定滞后阶数并根据时序图来确定时间趋势和常数项的选择。设D2LNRTRT、D2LNRGDP 和D2LNRDSC分别为 LNRTRT、LNRGDP 和 LNRDSC 的二阶差分，利用 Eviews 6. 0 计量软件对数据进行运算，ADF 单位根检验结果见表 1。

表1显示，LNRTRT、LNRGDP 和 LNRDSC 等 3个序列的水平检验均为非平稳序列，经过二阶差分后，3个变量均转换为平稳序列，说明 LNRTRT、LNRGDP 和LNRDSC 均存在单位根，可进行变量数据的协整检验和格兰杰因果分析。

（二）E―G协整检验结果。根据 E-G 两步协整模型，首先，利用普通最小二乘法 （ OLS） 对协整方程的回归系数进行估计，Eviews6. 0 计量软件对数据进行运算，结果如下：

LNRTRTt= - 10.0046 + 1.9121LNRGDPt （ 1 ）

（ - 9.9329） （15.4035）

R2= 0. 9151 R2adjust= 0. 9113

DW = 0. 3302 F = 237.2684

LNRTRTt = - 4.6719 + 1.4073LNRDSCt （ 2 ）

（ - 5.0385） （ 11.02276）

R2= 0.8468 R2adjust= 0. 8398

DW = 0.2457 F =121.6068

然后，分别对两个方程的残差序列进行 ADF 单位根检验，结果如表 2。

表 2 结果显示，在 5% 和 10% 的显著性水平上，回归方程的设立比较合理，旅游发展与经济增长、第三产业增长之间分别存在协整关系，即旅游发展与经济增长、第三产业增长之间存在长期均衡关系。

回归估计系数显示，两个方程的拟合优度较高，有很强的解释力。回归系数确定了旅游总收入与GDP和第三产业总值之间的弹性，即云南省GDP每增加1个百分点，旅游总收入将提高1.912个百分点，第三产业总值每增加1个百分点，旅游总收入将提高1.407个百分点，这反映第三产业增长对旅游发展的影响没有GDP增长影响大。

（三）格兰杰因果检验结果

旅游发展与第三产业增长和经济增长存在长期均衡关系，但是要确定到底是GDP增长导致旅游增长还是旅游增长导致GDP增长，是旅游发展推动第三产业发展还是第三产业刺激旅游发展，需要对三个变量进行格兰杰因果检验。本文按照AIC和SC最小准则，通过Eviews6.0计量软件中双变量的向量自回归模型（ VAR）确定旅游发展与经济增长以及旅游发展与第三产业增长两个变量之间的最佳滞后期都为1，检验的结果见表3。

格兰杰因果检验显示，在5%显著性水平下，存在LNRGDP到LNRTRT单向因果关系，说明经济增长是旅游发展的格兰杰原因，揭示了经济发展对旅游发展的促进作用;不存在LNRTRT到LNRGDP的单向因果关系，表明旅游发展对整个经济增长的推动作用不够明显。出现这种情况的原因在于： 云南省正处于旅游大省向旅游经济强省迈进的阶段，初步具备了建设旅游强省的基础和条件。但按照建设旅游强省的要求，旅游产业发展还存在不少问题和差距。从旅游产业自身发展的情况看，旅游产品的供给还难以满足旅游者日益增长的多样化、个性化消费需求，科技应用和管理创新能力还有待提高，影响力和竞争力还有待增强，产业功能的释放程度和作用空间还需扩大。因此，在5%显著水平下，旅游发展对经济增长的直接刺激作用还不够明显。

另外，检验还显示，在5%显著性水平下，存在LNRDSC和LNRTRT之间的双向因果关系，说明旅游发展对第三产业经济增长具有明显的带动作用，同时第三产业的发展又刺激旅游发展，旅游发展和第三产业之间相互促进，共同发展。

四、研究结论与启示

（一）主要结论。协整检验结论表明，从长期来看，云南旅游发展与经济增长、第三产业增长之间存在长期均衡的协整关系。系数估计表明，云南省GDP每增加 1 个百分点，旅游总收入将提高1.912个百分点，第三产业总值每增加 1 个百分点，旅游总收入将提高1.407个百分点，比较来看，整个经济增长对旅游发展的影响比第三产业增长的影响更明显。

格兰杰因果检验结论表明，在5%置信水平下，云南省旅游发展对经济增长的直接刺激并没有以往认为的那么明显。这表明：一方面， 云南省并未完全实现由旅游大省向旅游强省的脱变，旅游发展对经济增长的推动作用尚未达到旅游强省水平，仍处于旅游强省建设初期;另一方面，说明云南省旅游产业与其他第三产业的联动性较强，旅游产业的发展直接带动第三产业的发展，进而间接刺激经济增长。

（二）政策启示。加快建设旅游强省，发挥第三产业、经济增长对旅游发展的刺激作用。在政府制定政策时需要考虑旅游发展与经济增长和第三产业增长之间存在的长期均衡关系，充分利用旅游发展与第三产业、经济增长之间的关系，增强发展规划的长远性、政策的前瞻性，密切关注旅游发展与第三产业之间的联动。

虽然格兰杰因果检验显示，不存在旅游发展到经济增长单向因果关系，但这并不能掩盖旅游业在云南经济增长中的重要性，从而否定其作为经济发展的战略性、支柱产业的地位。国外的研究结论表明，旅游发展对经济增长的影响会随着发展阶段的不同而有所变化，旅游导致经济增长的假设是成立的。政府部门在制定推进旅游强省建设进程中，决不能忽视经济增长对旅游发展的重要作用。

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The Study on the Dynamic Relationship between the Tourism Development in Yunnan Province and the Economic Growth and the Tertiary Industry

LI Meiting LI Fan

（School of Tourism and Geographical Science of Yunnan Normal University， Kunming Yunnan 650500）

篇14

作者简介：侯增周，博士生，主要研究方向为环境经济。

（中国海洋大学管理学院，山东 青岛 266100）

摘要 东营市是黄河三角洲地区最为重要的经济增长区域。该区是我国东部沿海最大的石油、天然气产区，三次产业之间极不协调，第二产业比重过高，其中石油工业占东营市经济总量的70%，第三产业偏低，产业结构升级、优化缓慢。该区生态环境脆弱，在保持经济发展的同时，必须协调环境与经济之间的关系。该文在分析东营市经济发展与产业结构的基础上，利用协调度计量模型计算得出：2008年东营市经济发展指数为1.89，相应的环境质量指数为1.04，综合环境经济发展指数为1.82，环境经济协调度为0.35，表明东营市生态环境与经济发展处于失调状态。因此，提出东营市生态环境与经济协调发展建议：①依靠现代农业技术，推进生态农业建设；②以产品对环境危害最小化、生产工艺清洁化、排放物低“三废”化、技术高科技化为目标，加快绿色油田建设；③依托黄河三角洲湿地生态旅游，推动以生态旅游为核心的三产发展。

关键词 生态环境；经济；协调度

中图分类号 F062.2文献标识码 A文章编号 1002-2104（2011）07-0157-05 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.07.027

经济发展与环境保护之间的关系已成为世界各国尤其是发展中国家关心的问题。目前，国内外在其经济发展过程中所付出的环境代价己经使越来越多的人认识到，经济发展与环境保护是紧密联系在一起的，不合理的经济政策所带来的“发展”不仅在短时期内将会造成对资源和环境的损害，而且从长远来看，这种对发展的基础―环境与资源的损害也必将妨碍未来的经济发展［1-4］。协调发展度是度量环境与经济协调发展水平高低的定量指标， 协调发展度不仅可以反映区域环境质量变化与社会经济发展之间的同步性, 更重要的是它还可以反映区域环境与经济发展的综合实力水平［5-8］。2009年12月，“黄河三角洲高效生态经济区发展规划”正式得到国家批复，东营市是黄河三角洲高效生态经济区建设的核心区域。开展对东营市生态环境与经济发展协调度的评估，对东营市未来生态经济发展提供政策建议，可为东营市生态环境保护以及经济可持续发展提供决策依据。

1 东营市的经济发展与产业结构

1.1 东营市的经济发展情况

东营市是我国东部沿海最大的石油、天然气产区。近年来，东营市实施了“工业强市”、“科教兴市”的发展战略，使石油化工、盐及盐化工、造纸、机电、轻纺、建材、食品加工等工业门类得到较快发展。在农业方面，积极推进农业产业化进程，全市形成了粮棉、畜牧、水产、瓜菜、林果等五大主导产业，农业生产逐步向市场化、科技化、企业化、集约化方向发展。东营市积极发展商业、餐饮服务、金融等第三产业，成为黄河三角洲的商贸、金融中心。同时个体私营经济将成为黄河三角洲开发的一个新经济增长点。

东营市经济发展的主要优势表现在：①特殊的区位优势。黄河三角洲北邻京津冀，与天津滨海新区和辽东半岛隔海相望，东连胶东半岛，南靠济南城市圈，战略地位十分重要。②资源丰富多样。丰富的土地资源、矿产资源、生物资源和旅游资源是发展黄河三角洲高效生态经济的独特条件。③生态系统独具特色。黄河三角洲处于大气、河流、海洋与陆地的交接带，多种物质交汇，是典型的多重生态界面，大规模发展畜牧业和养殖业、开展动植物良种繁育、培育循环经济产业链、发展生态旅游等条件得天独厚。④低廉的产业发展成本。黄河三角洲地处沿海，具备很好的基础设施和工业发展水平，劳动力成本相对较低。⑤产业发展基础良好。原油、原盐、纯碱等生产能力位居全国前列，化工、纺织、造纸、机械、食品等行业在全省占有重要地位，高新技术产业发展势头良好。

东营市经过多年的发展，尤其是20世纪90年代以来，全市的国内生产总值、固定资产投资、农村居民纯收入等主要社会经济指标均持续增长，已经成为黄河三角洲最为重要的经济增长区域。2009年，东营市实现国内生产总值2 076.6亿元，比上年增长12.4%。其中，第一产业增加值74.73亿元，增长5.0%；第二产业增加值1 541.34亿元，增长12.7%；第三产业增加值460.54亿元，增长12.2%。全市实现农林牧副渔总产值147.35亿元，比上年增长5.1%。地方财政收入80.87亿元，增长14%。全社会固定资产投资1 095亿元，增长23.4%。城镇居民人均可支配收入21 313元，增长9.4%；农村居民全年纯收入7 327元，增长10.0%。2009年全市累计进出口完成396 039万美元。其中，出口175 539万美元，同比全省排名第8位。出口增长的产品主要有轮胎、电子及农产品等。其中：轮胎出口90 980万美元，增长17.4%；电器电子类出口8 087万美元，增长170.9%。

1.2 东营市的产业结构情况

改革开放以来，东营第一产业、第二产业、第三产业增加值都呈现出逐年增长的趋势。但是从三次产业构成来看，产业之间不协调，第二产业比重过高，第三产业偏低，产业结构升级、优化缓慢（如图1）。2009年，东营市三次产业比例构成为3.6∶74.2∶22.2。同年，黄河三角洲高效生态经济区“黄河三角洲高效生态经济区”包括东营、滨州两市，潍坊市的寒亭区、寿光市、昌邑市，德州市的乐陵市、庆云县，淄博市的高青县和烟台市的莱州市。三次产业比例构成为7.9∶64.2∶27.9。可见，产业结构失衡是整个黄河三角洲高效经济区的共同特点，产业结构的调整与优化急需进行。

1.2.1 第一产业

改革开放以来，东营第一产业总产值逐年增长，2009年第一产业增加值为74.73亿元，是1983年的19倍。农业产值为610 898万元，其中蔬菜园艺作物产值251 985万元，占农业产值的41.2%，果品产值为45 566万元，占7.5%。2009年，东营冬枣产量为33 886 t，占水果总产量

的34.0%。其中，东营市河口区的冬枣产量为19 864 t，占冬枣总产量的58.6%，成为冬枣生产的主要地区。目前，冬枣产业也成为东营市发展果品生产的重点，同时它也成为东营市生态农业建设重点发展的产业之一。

1.2.2 第二产业

2009年东营市第二产业实现增加值1 541.34亿元，是1983年的102倍。其中，石油工业是东营市的主导产业，也是国家重要的能源产业。胜利油田是我国第二大油田，其矿区分布在东营、滨州、德州、济南、潍坊、淄博、聊城、烟台等8个市地的28个县（区）境内，主要生产作业活动范围的面积约为4.4万km2，主体区域就在东营市境内的黄河入海口两侧。伴随着石油工业的发展，东营地方工业有了较大幅度增长，基本形成了以石油化工、采盐和盐化工、纺织、造纸、机电、建筑建材和食品加工等行业的一批重要企业。目前，石油工业占东营市经济总量的70%。然而，石油工业所带来的环境污染也成为东营市生态建设过程中的主要障碍。

1.2.3 第三产业

2009年东营市第二产业实现增加值460.54亿元，是1983年的271倍。商饮业、金融保险业、房地产业、社会服务业、运输邮电业以及卫生教育科研行业都有长足的发展。其中生态旅游业的发展较为迅速。2005年，《东营市生态建设总体规划2003-2020》将生态旅游业作为生态市建设的一个重要产业之一。东营旅游资源丰富而独特，北部有以黄河三角洲入海口为代表的湿地景观、草地景观和海滩景观等自然景观区；中部则是气魄雄伟的石油大学和现代化组团式城区；南部有以古齐文化为代表的人文景观和现代化景观区。中华民族的母亲河―黄河从东营入海，是全国独一无二的旅游资源。以生态农业观光为特色的文化节也带动了东营旅游业的发展。2009年9月，河口区新户乡举办了首次冬枣文化节，期间举办了枣文化展、黄河口风情摄影展、金秋冬枣采摘、吃农家饭、享农家乐等特色乡村旅游活动，扩大了黄河口冬枣品牌效应，也增加了当地农民的收入。

2 东营市环境与经济发展协调程度评估

2.1 环境与经济协调发展指标―协调度

环境与经济的持续发展，主要表现在经济发达，环境优美，即复合环境经济效益最大，同时环境经济系统达到整体最优。因此，应用协调度来研究环境与经济是否协调有一定的科学性。协调度是度量区域在不同发展阶段中环境系统与经济系统之间协调状况好坏程度的定量指标，可在一定程度上反映区域的可持续发展状况。参考李积勋、史培军等的相关资料［9-11］，协调度的计算公式如下：

C{［F（x）×G（y）］/［αF（x）+βG（y）］2}k

式中，C为协调度；x为描述区域环境特征的指标；y为描述区域经济状况的指标；α和β为权数；α为环境效益在综合评判中的权重；β为经济效益在综合评判中的权重；F（x）为环境效益综合评价指数；G（y）为经济效益综合评价指数；k为调节系数，k2；F（x）×G（y）为复合环境经济效益评价指数；［αF（x）+βG（y）］为综合环境经济效益评价指数。

协调发展要求环境效益和经济效益在发展过程中保持一定的协调性，协调度C取值在0-1之间，C1表示达最佳协调状态，C越小则越不协调，C0表示根本不协调。按协调度数值大小，参考有关资料，将协调度划分为7个等级：严重失调＜0.1，中度失调0.10-0.29，失调0.30-0.49，勉强协调0.50-0.59，中等协调0.60-0.75，良好协调0.76-0.90，优质协调＞0.90。一般情况下，区域经济系统希望协调度大于0.75，即达到良好协调状况［9-11］。

2.2 协调度评估指标体系及计算模型

根据东营市的环境、经济特点和掌握的资料，将协调度评估指标体系分为环境质量变量和经济发展变量两大类。相应的标准值参考2003年的《东营市生态建设总体规划2003-2020》，环境质量变量数据来自东营市经济和信息化委员会、东营市林业局和东营市旅游局2008年的数据，经济发展变量数据来自《东营市统计年鉴2009》，见表1。

环境质量指数F（x）和经济发展指数G（y）的计算公式如下：

F（x）∑aix′i ；G（y）∑biy′i

式中，x′i为第i个环境指数与其标准值的相对差异； y′i为第i个经济指数与其标准值的相对差异；ai，bi为相应的指标权重（采用平均权数）。

考虑到东营市的经济发展与环境质量的安全同等重要，因而权重一样，取k2；α0.33，β0.78。以2008年的数据计算东营市环境经济协调发展指数结果见表2。

结果显示，2008年东营市经济发展指数为1.89，相应的环境质量指数为1.04，综合环境经济发展指数为1.82，环境经济协调度为0.35，处于失调状态。依据前述，对东营市的产业结构情况分析表明：2009年，东营市三次产业

表1 东营市环境与经济协调发展程度评估指标体系

Tab.1 Index system of coordination degree between

environment and economy evaluation in Dongying city

资料来源：东营市经济和信息化委员会、东营市林业局、东营市旅游局。

比例构成为3.6∶74.2∶22.2。第二产业在东营市经济发展中占有巨大比例。研究表明，石油工业占东营市经济总量的70%。但是，石油工业所带来的环境污染也成为东营市生态建设过程中的主要障碍，这是导致东营市环境质量与经济发展的协调度处于失调状态的重要原因。

表2 东营市环境经济协调发展指数（2008）

Tab.2 Coordination index between environment and

economy in Dongying city in 2008

3 东营市生态环境与经济协调发展建议

3.1 第一产业：推进生态农业建设

依靠现代农业技术，规划建设起包括高效农业与绿色产品加工基地、农林渔生态产业基地、渔业和海洋化工基地、生态林业基地和草－畜－乳－肉食品加工基地在内的五大产业布局，建立起畜产品、水产品、优质专用粮食、饲草饲料作物、瓜菜、冬枣等六大农产品基地，构筑起一个自然资源得到合理开发利用，农业生态生产条件得到全面改善，生态环境得到保护和改善，抗灾能力得到提高，资源实现可再生增殖，并逐步走向良性循环，第一产业内部农、林、牧、渔结构不断优化并与第二、三产业链接关系得到完善建立的生态农业模式。

要以市场为导向，大力扶持生态农业龙头企业，组建生态农业产业链,发展“公司+农户”、“公司+基地”、“科农工贸一体化”等不同类型的产业化模式，实现规模化生产和产业化经营。加强生态农业科技知识的宣传、培训、示范与推广，是生态农业建设必不可少的一项内容，也是当前我国加强精神文明和生态文明建设的重要任务。同时，要加强与生态农业相关的政策法规建设，以保障我国生态农业的“依法”建设和健康发展。

3.2 第二产业：加快绿色油田建设

绿色生态油田的主要特征是把生态理论引入到石油企业中来，把生态环境与经济发展综合起来考虑。考察油田生产从油气勘探开发、采储到运输的全过程，目的是为了协调油田企业的生态环境与经济发展之间的关系。

首先，产品对环境的危害最小化。企业在生产油气产品时，从生产到使用、回收处置的整个过程，对生态环境危害降到最低，符合特定环保要求；其次，生产工艺的清洁化。在生产的最初构思阶段，就把降低能耗、易于拆卸、便于回收和再生利用，注意生态环境保护列为同等重要的设计指标，并保证在生产过程中能顺利实施，有效地节能、省料和防污，给油田带来经济效益。在产品加工过程中，要求其整个生产过程使用的技术和方法必须符合环境标准，以确保在生产过程中污染排放的浓度和数量不危害人体健康和自然生态环境，将产品环境、品质等方面的管理贯穿于油气生产周期全过程；再次，排放物低“三废”化，并有相应的“三废”处理手段。政府相继颁布了《环境保护法》等诸多法律、法规，基本形成了我国环境保护法律、法规体系，其中对“三废”的排放提出了严格的限制要求；最后，技术的高科技化。当前，世界范围的绿色科技革命迅猛发展，新的科学技术支撑了企业的绿色化发展，也为传统的工业的结构调整，产品升级换代提供了支撑，为建设绿色生态油田企业提供了支柱。

3.3 第三产业：大力发展生态旅游业

发展黄河三角洲湿地生态旅游。黄河三角洲是典型的海陆过渡带湿地，形成年代新、分布面积广、生物多样性好、生产力高、人为干预度低、生态环境敏感，是东北亚和太平洋地区候鸟迁徙的重要中转站。区内保存完整的新生湿地、独特的河口地貌、良好的生物多样性、珍稀的鸟类物种和奇特的鸟类景观等自然资源，旅游利用价值很高。未来黄河三角洲湿地生态旅游业的发展坚持走生态旅游的道路，坚持开发与保护并重的原则，协调区域生态旅游经济与石油经济和农业经济之间的关系。应尽快在本区实施退耕还草、退耕还林，人工开挖水塘, 种植芦苇和柽柳。强化保护区的保护格局，严格执行核心区―实验区（缓冲区）―区―旅游区的保护格局。

发展东营市农业生态旅游。农业生态旅游以生态农业为基础，以生态保护为核心，注重农业生态环境的改善，集自然景观与乡村文化于一体，重视旅游资源的有效开发。未来东营市应依托“黄河口”品牌，大力发展冬枣、桃等特色产业，推进生态农业产业化进程。开发以冬枣、桃等为主题的生态旅游业和观光农业，通过采摘节、文化节等形式扩大黄河口品牌效应，提升农产品品质，提高食品质量安全，增加当地农民收入，同时也带动当地旅游业的发展。

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Evaluation of Coordination Degree Between Ecological Environment

and Economic Development of Dongying City

HOUZeng-zhou

（College of Management，Ocean Univisity of China, Qingdao Shandong 266100, China）