工业经济增长精选(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篇工业经济增长，期待它们能激发您的灵感。

篇1

文中的数据来源于《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》和《煤炭工业年鉴》。为剔除价格因素影响，需将煤炭工业总产值处理为以2000年价格为不变价格的数据。

（一）缺失数据的处理本文的缺失数据为2004年煤炭工业年末平均就业人数，采用均值插补法估计2004年煤炭工业的年末平均就业人数，估计值为406.21万人。

（二）资本存量的核算投资价格指数选用固定资产投资价格指数。本文参考王玲［3］对煤炭采选业资本存量的计算结果，并利用投资价格指数将其折算为2000年价格为基数的数据。本文选用新增固定资产作为当年投资。统计年鉴中缺少2000-2003年煤炭采选业的固定资产交付使用率。2000-2003年，煤炭采选业占采掘业的工业总产值比重约为30%。故用2000-2003年采掘业的固定资产交付使用率，来估计煤炭采选业的固定资产交付使用率。本文利用固定资产原值和固定资产净值计算煤炭工业的固定资产折旧率［4］。1986-1991年，我国煤炭工业固定资产折旧率的官方数据在4.43%-4.87%间浮动。随着现代化煤矿开采的机械设备、材料的更新换代加快，固定资产的折旧率可浮动至10%。故对2009、2010、2012年的折旧率进行调整。计算结果如表1所示。

二、实证分析

（一）回归分析1．计量检验各时间序列的平稳性检验结果如表2所示，可知lnY、lnK、lnGL、lnT为一阶单整。协整检验结果如表3所示。可知，在置信度为95%的水平上，lnY、lnK、lnGL、lnT存在协整关系，即煤炭工业总产值与煤炭工业的资本存量、一般人力资本、科技人才具有长期的动态均衡关系。该模型的各回归系数的相伴概率均小于0.05。F=1158.689〉F（3，13-3-1）=6.99，通过检验。R-squared=0.9983，AdjustedR-squared=0.9974，说明该模型的拟合性较好且优于原回归方程。D.W.=2.1374说明修正后的回归方程不存在序列相关。

（二）实证结果由上述分析可知，α=1.4815，β=0.4918，γ=0.3518。正规化处理后，α’=0.6372，β’=0.2115，γ’=0.1513。各要素对煤炭工业经济增长的贡献率如表4所示。2000-2012年科技进步对煤炭工业经济增长的贡献率为68.92%，2000-2003、2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技进步的贡献率在50%左右波动，说明科技进步是推动煤炭工业发展的重要动力。2000-2012年资本存量对煤炭工业经济增长的贡献率为17.22%，在各计算基期，资本存量的贡献率逐年增加。这是由于各项目的启动需大量资金支撑，煤炭工业发展呈现对资金的依赖性。2000-2012年一般人力资本、科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率分别为2.38%、11.48%。2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率稳定在20%左右。2010-2012年一般人力资本的贡献率，则由2.6%左右增加到9.69%。原因在于，煤炭“黄金十年”期，煤炭工业的规模急剧扩大，导致就业人数增加，经2004-2006、2007-2009计算基期的累积，集中表现为2010-2012年一般人力资本的贡献率的骤增。这也与计算模型的选取和计算基期划分的局限性有关。

三、结论与建议

（一）结论首先，科技人才的产出弹性系数为0.2115，资本和一般人力资本的产出弹性系数分别为0.6372、0.1513。当科技人才、资本存量、一般人力资本的投入增加1%，煤炭工业总产值将分别增加0.21155%、0.6372%、0.1513%。可知，科技人才对煤炭工业经济增长的驱动性，弱于资本存量对其的驱动性。其次，2000-2012年科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率为11.48%，且在各计算基期，科技人才的贡献率在20%左右波动。2000-2012年，科技进步、资本存量、一般人力资本对煤炭工业经济增长的贡献率分别为68.92%、17.22%、2.38%。可知，科技人才是推动煤炭工业进步的重要驱动因素。

篇2

一、变量及变量的平稳性检验

为了考察南通工业经济增长与劳动、资本、能源消费、科技进步四影响因素之间协整关系，本文首先择取自1978～2009年间的南通地区工业生产总值及其指数、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）；其次将南通地区工业生产总值、全社会固定资产投资完成额按1978年不变价格进行调整；最后对各变量取自然对数，从而完成对各数据的预处理工作。

一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。如前所述，各经济变量数据在经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数。南通地区工业生产总值、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数之对数值分别记为lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。ADF检验滞后期选取原则是采用降阶搜索法，在保证残差不相关前提下，采用AIC与SC准则，两者最小时的滞后长度为滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果（见表1）。

通过检验可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj间可能存在协整关系。

二、协整分析及检验

（一）协整检验

协整分析是用于非平稳时间序列变量组成的关系中长期均衡参数估计的技术。目前最常用的协整分析方法是Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juseliu（sJJ）的极大似然法。一般地，对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。因使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，故采用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，经采用降阶搜索法依次验证，发现当P=1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果（见表2）。

由（表2所示）检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，系统迟早能将新息变化带来的冲击加以吸收，使系统维持在一个均衡的状态下运行，协整方程为：ln=0.284390lnlab+0.0337830lncap0.067468lnkj0.099368lnny+9.889550由协整方程可以看出，投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能是与当前此三因素对南通工业经济增长影响力弱有关。

（二）VAR模型估计

根据上面的分析，VAR模型的最优滞后阶数为1，在滞后1阶的情况下，对VAR（1）模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR（1）模型的结构是稳定的。VAR（1）模型估计结果（如表3所示）。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，这足以说明5个回归函数的拟合程度很好。

（三）向量误差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。

只在一组变量之间存在协整关系，一定具有误差修正模型的表达式存在，即可以建立误差修正模型。建立在协整理论上的VEC模型既能反映不同经济序列间长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型，（如表4所示），VEM模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngy为因变量时，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy为因变量的误差修正模型表达式还反映：lnlab的短期变动对lngy存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而lnkj的的短期变动对lngy存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；lncap的短期变动对lngy无影响。

（四）方差分解

方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，（如表5所示）显示的是南通工业产值（lngy）的方差分解情况，可以看出能源消费（lnny）和科技投入（lnkj）对南通工业产值（lngy）的影响一直较弱。劳动力（lnlab）和资本投资额（lncap）则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值（lngy）最主要的两个因素，其中资本投资额（lncap）影响最大。

（五）脉冲响应函数

脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应。具体地，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，本文采用累积脉冲响应形式。从图1来看，劳动力（lnlab）的一个标准差的正向冲击对南通工业产值（lngy）有正向影响，即会导致南通工业产值逐渐增加，最后在第9期以后稳定在0.18左右。这说明劳动力（lnlab）对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资额（ncap）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）亦有正向影响，但较劳动力（lnlab）的影响更大，其导致南通工业产值在第4期前增长迅速，然后增长趋缓，至第8期后稳定于0.30附近。这亦反映出资本投资额（ncap）对南通工业产值有长期的正效应；当科技投入（lnkj）出现一个标准差的正向冲击时，它在1～3期内对南通工业产值（lngy）的影响经历了先负后正的过程，第4期到达峰值00.004附近，然后缓慢趋于0值，但这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）有负向影响。其导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可看出上述四因素中，劳动力（lnlab）和资本投资额（ncap）对南通工业产值（lngy）的影响较大；科技投入（lnkj）和能源消费（lnny）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。

三、格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，有待进一步验证。此处分别对序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列进行了格兰杰因果检验，选取滞后1~6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理（如表6所示)。水平上，lncap是lngy的格兰杰原因。也就是说，短期内资本投资对南通工业产值有促进作用。（2）当滞后期为3、4阶时，在10%的显著水平上，lngy是lnkj的格兰杰原因。

也就是说，在中期内，南通工业产值增长对科技投入的提高有促进作用。（3）当滞后期为3阶时，在5%的显著水平上，lngy是lnlab的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对劳动力投入的提高有促进作用。（4）当滞后期为1、6阶时，lnny是lnlap的格兰杰原因。也就是说，在短期及长期内，南通能源消费的提高对南通地区劳动力增长有促进作用。（5）当滞后期为2、3阶时，lnkj是lnny的格兰杰原因。也就是说，在短中期内，科技投入的增加对南通能源消费的提高有促进作用。（6）当滞后期为1～6阶时，lngy不是lnny的格兰杰原因，lnny也不是lngy的格兰杰原因。也就是说，南通工业产值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通工业产值的促进作用也不明显。

四、结论与研究启示

（1）南通工业经济增长与劳动力投入、资本投资、能源消费及科技投入之间存在长期的均衡关系。其中资本投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，也就是说，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能需要进一步的研究与探寻。

（2）向量误差修正模型（VECM）反映出，劳动力投入的短期变动对南通工业产值存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而科技投入的的短期变动对南通工业产值存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；资本投入的的短期变动对南通工业产值无影响。此外，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。

篇3

【关键词】中国工业经济；动力机制转换；分析与研究

在社会的发展中，工业的生产是国家经济的核心，在经济增长、劳动力转移以及生产率等方面的提高有着十分重要的作用。有效的推动工业经济增长动力机制的转换，是国家打造经济升级的关键所在。而我国的经济同我国的国情一样都处于发展中阶段，工业的内外不条件在根本上已经发生了变化，导致结构失衡就成为了工业经济可持续发展路上的阻碍。所以将工业经济增长动力体制进行有效的转换，在一定程度上就可以实现新型驱动增长模式，从而为我国的经济发展建设再添光彩。

一、工业经济增长动力机制形成的原因

就现在的形式来看，中国工业经济投入主导的增长动力机制的根源就是政府的主导和投资驱动的增长。在随着城市化建设的不断发展，地方政府对当地的土地资源、矿产资源等方面都有了一定的控制，为了提高当地区域的经济增长的速度而下发了各种优惠政策，希望能够大力的引进投资来促进工业经济的增长，这样就会更一步的突出了政府的主导能力以及投资驱动的工业增长方式的特点。因此就进一步形成了以资本要素投入主导型工业经济的增长方式。

二、我国目前工业经济增长动力机制的缺点

1.降低了增长效率，阻碍了市场经济的发展

地方政府为了给工业投资提供价格获得更低的资源，就给予了更多的优惠政策，这样长期以往就会严重阻碍的工业经济的增长效率。然而对工业投资进行地区性的财务补贴或是提供一些惠民政策，就会导致地区行产能过剩的问题加重，使地区资源的负载压力过大，工业生产性资源在整个工业产业中是配置效率有所降低。另外，地方性补贴的竞争和资源低价竞争就会给一些效率较低的企业获得重新生存发展的机会，就使得本应该被竞争淘汰的企业的生存提供了一定的空间，就在根本上阻碍了企业在市场竞争竞争力上的优势，所以说，这种方式不仅使好的资源得不到有效的利用，而且从一定的角度上来讲对资源也是一种严重的浪费。

2.降低工业内的资源配置

在工业经济的发展中，与上述引进各类工业等现象相反的一种极端方式就是政府抑制或直接淘汰那些效率相对较低的企业。政府部门对资源要素有一定的控制力，在一定程度上还可以决定土地矿产等资源在工业内部或是企业之间的分配和调动，另外政府部门还可以在具有新工艺、新技术的企业中进行重点的扶持和帮助，进而就加快了一些效率较低或是生产方面落后企业的灭亡速度。这种做法不仅违背了市场经济发展的原则，还造成了不顾自身发展情况而盲目的去追求新工艺、新技术的现象，将一些市场中的需求商品逐步归类为淘汰商品，不能够很好的根据需求生产的发展呢原则进行工业的生产，就在一定程度上阻碍了市场竞争力的发展，降低了工业内的资源配置，从而加重了产能过剩的问题。

三、工业经济增长动力机制的缺点的建议和对策

1.政府要对市场制度进行合理的完善

政府在下发一系列政策时，首先要理清工业与市场之间的关系，同时也要加快要素市场的改革，将原有的政府主导要素分配的局面进行有效的改革，使市场在要素资源的配置中 发挥出重要的作用。其次要推进地区的制度，明确土地产权，根据国家的相关国定对土地的管理进行合理有效的完善，防止要素的价格不合理等现象的发生。

2.建立公平合理的市场竞争环境

政府要让市场发挥出优胜劣的作用，积极的创建公平合理的市场竞争环境，就使企业在不断创新中改进其生产效率。要想提高政府的管理效率，就要将一些不必要的审批和程序取消，让不同规模的企业也要拥有合理公平的竞争机会。与此同时，要保障企业的知识产权，提高企业的创新能力，并且要完善知识产权的保护制度。从而在一定程度上加大对知识产权的执行力度。政府还要防止在地方保护主义的存在，确保企业能够得到公平竞争的机会，也使市场的公平竞争环境更加的和谐，企业的发展在其作用下更加辉煌。

四、结束语

在我国经济发展不断加快的同时，工业经济的发展也在不断的进行更新。我国的工业作为我国经济发展的主体，其发展的好坏就直接影响了我国经济的发展状况，在其中起到了重要的作用。工业企业要想能虺ぴ兜姆⒄梗就要适应当代的经济发展需求，将原有的工业经济增长动力机制进行一定的创新。就目前而言，政府主导以及投资驱动的工业经济增长方式才是阻碍工业增长效率的根源。所以，政府必须在市场方面建立相应的制度管理体系，让市场在其中发挥决定性的作用，从而促进技术的创新。

参考文献：

[1]江飞涛，武鹏，李晓萍. 中国工业经济增长动力机制转换[J]. 中国工业经济，2014，05：5-17.

[2]原磊. 推动中国工业经济增长动力机制的转换[J]. 中国发展观察，2014，07：16-19.

[3]来佳飞，杨祖增，冯洁. 浙江经济增长动力结构和机制转换研究[J]. 浙江社会科学，2016，04：144-147+14+160.

篇4

【关键词】工业经济；影响因素；协整分析

近年来，国内不少学者从不同角度对工业经济增长的影响因素进行了分析研究，主要集中于以下三方面：（1）外向经济对工业经济增长影响研究；（2）制度变迁及政府行为对工业经济增长影响研究；（3）传统要素（劳动力、技术进步等）对工业经济增长作用研究。综合来看，尽管学术界在理论上对工业经济增长影响因素的判别及其影响等方面取得不少共识，但在具体分析时仍存在许多差异，如在工业经济增长模型的选择和检验方面，不同的指标及模型就会产生不同的结论。本文拟选取劳动、资本、能源及科技进步作为影响工业经济增长的四因素，建立工业经济增长与上述影响因素关系的多变量协整模型，进行南通工业经济增长与其影响因素的长期均衡和短期波动的实证分析。

一、变量及变量的平稳性检验

为了考察南通工业经济增长与劳动、资本、能源消费、科技进步四影响因素之间协整关系，本文首先择取自1978～2009年间的南通地区工业生产总值及其指数、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）；其次将南通地区工业生产总值、全社会固定资产投资完成额按1978年不变价格进行调整；最后对各变量取自然对数，从而完成对各数据的预处理工作。

一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。如前所述，各经济变量数据在经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数。南通地区工业生产总值、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数之对数值分别记为lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。ADF检验滞后期选取原则是采用降阶搜索法，在保证残差不相关前提下，采用AIC与SC准则，两者最小时的滞后长度为滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果（见表1）。

通过检验可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj间可能存在协整关系。

表1ADF单位根检验结果

注：表示对变量进行一阶差分；ADF（c，t，k）中的c为截距项，t为趋势项，k为滞后阶；*、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

二、协整分析及检验

（一）协整检验

协整分析是用于非平稳时间序列变量组成的关系中长期均衡参数估计的技术。目前最常用的协整分析方法是Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juselius（JJ）的极大似然法。一般地，对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。因使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，故采用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，经采用降阶搜索法依次验证，发现当P=1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果（见表2）。

表2 Johnsen协整检验结果

*、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

由（表2所示）检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，系统迟早能将新息变化带来的冲击加以吸收，使系统维持在一个均衡的状态下运行，协整方程为：

ln= 0.284390ln lab + 0.0337830ln cap0.067468lnkj

0.099368ln ny+9.889550

由协整方程可以看出，投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能是与当前此三因素对南通工业经济增长影响力弱有关。

（二）VAR模型估计

根据上面的分析，VAR模型的最优滞后阶数为1，在滞后1阶的情况下，对VAR（1）模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR（1）模型的结构是稳定的。VAR（1）模型估计结果（如表3所示）。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，这足以说明5个回归函数的拟合程度很好。

表3VAR(1)模型的估计结果

（三）向量误差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。只在一组变量之间存在协整关系，一定具有误差修正模型的表达式存在，即可以建立误差修正模型。建立在协整理论上的VEC模型既能反映不同经济序列间长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型，（如表4所示），VEM模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngy为因变量时，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy为因变量的误差修正模型表达式还反映：lnlab的短期变动对lngy存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而lnkj的的短期变动对lngy存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；lncap的短期变动对lngy无影响。

表4VEC模型整体效果检验及lngy误差修正系数

（四） 方差分解

方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，（如表5所示）显示的是南通工业产值（lngy）的方差分解情况，可以看出能源消费（lnny）和科技投入（lnkj）对南通工业产值（lngy）的影响一直较弱。劳动力（lnlab）和资本投资额（lncap）则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值（lngy）最主要的两个因素，其中资本投资额（lncap）影响最大。

表5lngy序列的方差分解

（五）脉冲响应函数

脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应。具体地，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，本文采用累积脉冲响应形式。从图1来看，劳动力（lnlab）的一个标准差的正向冲击对南通工业产值（lngy）有正向影响，即会导致南通工业产值逐渐增加，最后在第9期以后稳定在0.18左右。这说明劳动力（lnlab）对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资额（ncap）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）亦有正向影响，但较劳动力（lnlab）的影响更大，其导致南通工业产值在第4期前增长迅速，然后增长趋缓，至第8期后稳定于0.30附近。这亦反映出资本投资额（ncap）对南通工业产值有长期的正效应；当科技投入（lnkj）出现一个标准差的正向冲击时，它在1～3期内对南通工业产值（lngy）的影响经历了先负后正的过程，第4期到达峰值00.004附近，然后缓慢趋于0值，但这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）有负向影响。其导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可看出上述四因素中，劳动力（lnlab）和资本投资额（ncap）对南通工业产值（lngy）的影响较大；科技投入（lnkj）和能源消费（lnny）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。

图1 南通工业产值（lngy）的脉冲响应图

三、格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，有待进一步验证。此处分别对序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列进行了格兰杰因果检验，选取滞后1~6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理（如表6所示)。

表6Granger因果关系检验结果

注： *、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

根据（表3所示）可知：（1）当滞后期为1阶时，在10%的显著水平上，lncap是lngy的格兰杰原因。也就是说，短期内资本投资对南通工业产值有促进作用。（2）当滞后期为3、4阶时，在10%的显著水平上，lngy 是lnkj的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对科技投入的提高有促进作用。（3）当滞后期为3阶时，在5%的显著水平上，lngy是lnlab的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对劳动力投入的提高有促进作用。（4）当滞后期为1、6阶时，lnny是lnlap的格兰杰原因。也就是说，在短期及长期内，南通能源消费的提高对南通地区劳动力增长有促进作用。（5）当滞后期为2、3阶时，lnkj是lnny的格兰杰原因。也就是说，在短中期内，科技投入的增加对南通能源消费的提高有促进作用。（6）当滞后期为1～6阶时，lngy不是lnny的格兰杰原因，lnny 也不是lngy的格兰杰原因。也就是说，南通工业产值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通工业产值的促进作用也不明显。

四、结论与研究启示

（1）南通工业经济增长与劳动力投入、资本投资、能源消费及科技投入之间存在长期的均衡关系。其中资本投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，也就是说，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能需要进一步的研究与探寻。

（2）向量误差修正模型（VECM）反映出，劳动力投入的短期变动对南通工业产值存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而科技投入的的短期变动对南通工业产值存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；资本投入的的短期变动对南通工业产值无影响。此外，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。

（3）通过方差分解分析，可以看出能源消费和科技投入对南通工业产值的影响一直较弱。而劳动力和资本投资额则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值最主要的两个影响因素，其中资本投资的影响最大。通过脉冲响应分析，可以看出，劳动力对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资对南通工业产值亦有长期的正效应，且较劳动力的影响更大；科技投入的正向冲击在1～3期内对南通工业产值的影响经历了先负后正，然后缓慢趋于0值。这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费正向冲击，对南通工业产值有负向影响，导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可以看出上述四因素中，劳动力和资本投资对南通工业产值的影响较大，而科技投入和能源消费的影响很小，这与方差分析中的结论一致。

（4）本文研究有以下几点不足，首先表现在影响南通工业经济增长的因素选择方面，仅限于劳动力、资本、能源和科技四因素，此外还可考虑对外贸易、对外直接投资、工业结构等的变动对南通工业经济增长的影响。如能先针对这些因素的差异具体分析，后再择优选择，分析结果的准确性或可提高；其次在科技投入和能源消费的指标数据选择方面，用各类科技人员总数来表示科技投入和用年发电量来表示能源消费显然说服力不够充分；最后在模型的选择方面，仅限于南通工业经济与其影响因素之间的协整分析，如能开展基于南通工业经济增长各因素贡献率的实证研究，分析的结果可能更有说服力。

参 考 文 献

[1]严忠．中国经济增长影响因素协整分析[J]．安徽工业大学学报（社科版）．2006（1）

[2]苏辉．南通工业经济发展阶段的判断及推进对策[J]．企业导报．2010（24）

[3]苏辉．南通开放型经济与经济增长关系的实证分析[J]．消费导刊．2009（22）

[4]苏辉．南通经济开放度评析[J]．企业导报．2009（22）

篇5

受国际金融危机的影响,我市工业经济遇到了前所未有的困难。为了进一步贯彻落实国务院、省政府促进工业经济增长的一系列措施，结合我市实际，现就扶持工业企业平稳较快发展提出如下意见：

一、加强工业经济运行监测和服务。市经委和相关部门要加强工业经济运行监测，对所有规模以上工业企业的增减因素和项目建设情况要进行逐一调查分析，建立台账。切实做好经济形势预测预警工作，加强信息，为企业提供决策咨询服务。进一步改善安商服务，要从服务企业外部环境拓展到为服务企业内部管理，帮助企业开展税务、财会、金融、经济法规等知识培训辅导，帮助建立现代企业制度。确定30家重点企业，由市领导和专班进行跟踪协调服务。引导中介服务机构进入行政服务中心集中办公，完善“一条龙”服务机制。

二、加大重大项目和新项目规划建设力度。根据国家产业政策，积极帮助企业向上争取项目和资金，市发改委、市经委、市科技局要指导企业进行项目策划和制作。积极围绕国家和省级重大科技专项、中小企业创新基金、重大新产品开发、创新能力建设、重大装备升级改造、企业融资担保补贴、企业技改贴息、产学研合作等项目进行申报，通过新增一批重大产业项目，加快企业技术改造、创新和产业产品结构优化升级。

支持企业新上项目和技改扩能。对企业竣工投产的新上项目和技改扩能项目，按设备固定资产实际到位额5‰的标准给予奖励。对企业成功引进战略投资伙伴且新增注册资本达3000万元以上的，市政府给予5万元的奖励。鼓励企业设立技术研发中心，加强研发体系建设，提高研发水平，开发一批具有自主知识产权、拥有核心竞争力的产品。企业申报国家级和省级技术研发中心并通过验收的，由市财政分别给予20万元、10万元的奖励。

三、加大财政扶持力度。市政府2009年多方筹措1亿元资金，设立专项扶助资金，支持工业企业发展。把国家、省扶持我市的县域经济发展专项资金、工业生产调度资金、技改贴息资金和市中小企业发展专项资金、产业集群发展专项资金、科技三项资金尽早投放企业，充分发挥资金的使用效益。

四、加大对工业企业的信贷投放。各金融机构要认真贯彻落实适度宽松的货币政策，建立健全金融机构货币政策执行效果综合评价制度，切实加大对工业企业的信贷支持力度，不断创新信贷融资品种，拓宽融资渠道，认真落实银企对接长效活动机制，2009年要为工业企业贷款12亿元以上。各金融机构要按企业扩规和生产经营的实际需要及时放贷，其中在第一、二季度按企业实际需求贷款额至少发放80%以上。在2009年财政预算中设立金融机构工业信贷奖励专项资金，对金融机构新增工业贷款按年度进行考核奖励。金融机构新增工业企业项目贷款另按实际额度的2-5‰给予奖励。积极组建中小企业贷款公司，拓宽民间融资渠道，为企业提供短期贷款服务。

五、积极为中小企业提供融资担保。市财政筹措3000万元专项资金注入兴天担保公司，积极引导社会资本入股兴天担保公司，将兴天担保公司的资本金增加到1-1.2亿元，使其融资担保能力达到5-6亿元。支持兴天担保公司加强与农发行、信用社及其他商业银行的合作，逐步建立利率、收益风险共担机制。兴天担保公司要积极为中小企业提供融资理财、管理咨询和融资担保服务，切实解决中小企业融资难的问题。

六、严格执行扶持企业发展的税收征管政策。严格兑现政府承诺，对享受税款先征后返优惠政策的企业，财政部门要按期足额返还应返税款。认真做好国家出口退税政策调整工作，积极争取退税指标，简化程序，加快工业企业退税办理进度。认真贯彻落实国家增值税转型政策。对投资强度大、贡献大的企业在土地使用税征收上给予一定的优惠奖励。企业符合法定减免、缓征条件的，积极向省主管部门申报、争取。

七、强化危困企业职工的社会劳动保障服务。落实300万元以上再就业资金，用于对企业员工进行技能培训。建立企业间劳动力短期流动和转移机制，千方百计为困难企业的困难职工提供救助，确保不出现大面积下岗失业。

八、切实减轻企业负担。各地、各部门要牢固树立“产业第一，企业至上”的观念和过紧日子的思想，同企业一道共度难关。将以往实行“一卡制收费”和核准制管理的企业范围由重点企业延伸到规模以上工业企业，并严格执行各项费收政策，该降低的一律降低，该取消的一律取消。市财政、国税、地税、劳动保障等部门要制定高效快捷的操作办法，尽快落实国家、省扶持企业发展的各项财税和劳动保障政策。

涉及企业办理他项权证的的审批事项，一律进市行政服务中心。企业在办理资产评估时，土地、房产等评估机构要严格按照市政府关于调整房地产评估收费标准和规范贷款抵押登记及土地分割办证行为的规定收取评估费。用已评估过的资产作抵押办理新的贷款时，若抵押物权属、性质没有发生变化，金融机构和抵押登记机关不得要求企业重新评估。

篇6

自20世纪80年代以来，许多经济学家依据制度-经济增长理论对制度与经济增长之间的关系进行了大量的计量研究。其中最具代表性的方法就是Daniel  Kaufmann、Aart  Kraay和Pablo  Zoiodo-Lobaton（2002）所采取的残差分析方法。该方法认为，（1）技术以及资源配置方式的改变所引起的绩效的变化都是制度变化引致的结果；（2）在劳动力、资本投入总量相对外生的环境中，通过估计生产函数所计算出来的残值或全要素生产率（TFP）反映了制度变迁对经济增长作用的大小；（3）在计算出残值（或TFP）之后，可以建立具体的制度变量模型，分析出它与设定的具体制度变量之间的关系，从而能够反映不同制度变化的作用。我们采用该方法来研究中国工业制度变迁的经济绩效。

我们首先建立工业经济生产函数Y=Ae[λt]K[α]L[β]，对该方程取对数得：

LnY=LnAO+λt+αLnK+βLn1+u

将1978～2001年区间的工业资本存量（K）、劳动力量（L）以及工业总产值（Y）带入方程计量，得到无规模约束函数：

LnY=7.107+0.08t+0.04LnK+0.06LnK　（1）

  （3.502）  （0.22）  （0.198）  （0.213）

R=0.998　Ad.R  Square=0.996　F=1655.748

表1　制度变量与全要素生产率

附图

资料来源：前3项根据《统计年鉴2002》计算，后1项根据计量算出。

正则化得到。α=0.4，β=0.6，由此建立残差方程：TFP（t）=exp[InY（t）-αINK（t）-βInL（t）]得到1978～2000年全要素生产率（TFP）。我们将与工业经济密切相关的制度变量界定为：市场化程度（MRL）、非国有化水平（NSOW）、开放程度（ORL），其分别定义如下：（1）市场化程度（MRL）。用投资的市场化指数表示，即用全社会固定资产投资中“外资、自筹资金和其他投资”三项投资占总投资的比重来表示；（2）非国有化水平（NOSW）。用非国有经济增加值占国内生产总值的比重表示。由于统计数据的限制，用工业总产值中的比重来表示；（3）开放程度（ORL）。经济运行的外向化水平，衡量一个国家或地区的开放程度的通行指标是对外贸易比率，即出口总额与国内生产总值的比率，它反映一个国家或地区参与国际贸易和分工的程度（参见表1）。以制度变量为自变量，TFP为因变量进行回归，可得到方程：

附图

可以看到方程显著性很好，但DW过大，显然存在自相关问题，即制度变量之间并不是相互完全独立的，市场化程度、非国有化水平、开放程度是在相互作用中变迁的。我们可以采用零回归方法来解决估计，以考虑变量之间的相互关联性，其中k是零回归的参数对方程进行处理。表2是随着k值的不同，得到的不同回归系数和R方的估计值。

表2　零回归k值和系数估计

附图

从表2可以看到当K=0.5时，各项系数相对稳定，由此得到新的回归方程（方程中QYS=TFP）

附图

从标准化方程可以看到，非国有化水平是引起TFP增长最为重要的因素之一。如果对方程（2）与（4）进行对比，可以进一步得到非国有化水平不仅是TFP增长最为核心的因素之一，也是引起市场化和开放程度制度变化的原因之一。

二、TFP变动趋势与所有制结构

如果将1978～2001年期间中国经济增长速度与TFP增长率结合起来分析，我们可以清楚地看到：（1）TFP增长率与GDP增长率呈现高度的正相关，TFP是决定经济增长的核心因素之一；（2）中国工业经济增长率和TFP增长率有两个波动周期，第一个波动周期是1978～1990年，其最高点在1984年，最低点在1990年；第二个波动期是1990～2000年，最高点是1992年，最低点是1999年。这种经济增长率和TFP增长率波动模式与我国工业制度改革的步伐是一致的：1984年工业体制改革在全国全面展开，承包制对于大中型企业资源配置效率的改善起到了核心作用。但是，承包制在制度上存在的先天性缺陷，使这种制度改革的边际收益逐渐递减，到1990年承包制的制度效应基本为负，使TFP转入最低点。1991年社会主义市场体系目标的确定、1992年股份制企业改革全面推广以及推动乡镇集体企业的政策大规模出台等一系列制度改革提高了整体TFP增长率，其后，虽然国家在1995年出台了一系列大中型国有企业改革措施，推行了“抓大放小”以及国有企业战略性调整等措施，但是股份制改革的制度边际效应递减现象是十分明显的，因此，自1996年后，整体工业TFP急剧下降，1999年到达谷底。

表3　国有工业和集体工业分阶段全要素生产率增长率状况

附图

注：各种生产要素产出弹性都为0.5

工业企业的整体TFP增长率为什么在20世纪90年代中期持续下降？制度变迁的边际效应逐步下降呢？这种计量结果与人们一般的感觉有很大的差异。因为1995年以来对国有企业所进行的改革力度是前所未有的，“建立现代企业制度”、“抓大放小”以及其他国有企业战略性调整措施应当大幅度提高国有企业的效率，继而提高整体工业经济效率。从表3的内容我们可以进一步看到工业企业整体TFP增长率20世纪90年代中期下降的最为直接的原因——TFP的所有制结构发生了巨大变化。1984年的改革使国有工业和集体工业的TFP增长率全面提升，到1988～1992年期间，国有企业的TFP却大幅下降使整体TFP增长率到1990到达谷底。1992～1996年集体企业很高的TFP增长率使整体工业的TFP增长率保持较高水平，但是该期间国有企业与集体企业之间的效率差距却已很大。1996～2001年，国有企业和集体企业的TFP增长率同时急剧下降使整体TFP增长率到1999年陷入谷底。

三、产业结构、市场结构与财务绩效

结合上述这些分析，我们可以看到适当发展非国有经济是未来工业经济增长的核心之一，其方法很多。一是大幅度提高非国有经济的自我发展，推进各种非国有资本进入生产领域；二是加大“抓大放小”力度，强化中小国有企业改制，推进一部分国有企业民营化；三是强化国有股份制企业股权多元化，使非国有股权增加。20世纪90年代中期以来，这些方法基本上是同时并举的，但是非国有经济比重的增加并没有遏止TFP增长率下降的趋势。其中的深层次原因需要我们进一步对中国不同产业的产权结构以及市场竞争等方面进行深入分析。

根据《中国统计年鉴2001》资料，用R代表重点企业年末生产能力与整个行业总产量之比，表示不同行业的市场结构。如果R＞1，表示重点企业的生产能力大于整个行业的产量，该行业产量过剩，其他企业的进入将使该行业的市场拥挤度以及过剩加剧。如果R＞1，表明该行业给小企业留有一定的空间，或者说市场的拥挤程度较弱。

从1998～2000年不同行业企业数量变化，我们可以看到，在R＞1的行业中，除食品加工、食品制造以及纺织业等行业以外，其他很多行业的企业数量并没有减少，反而增加了，例如服装及其他纤维制品业、化学纤维制造业以及电子设备行业。为什么出现了这种反常现象呢？我们结合各行业的所有制结构状况可以得到答案。

根据1998～2000年企业数量和2000年不同行业所有制结构状况的数据，我们可以以企业数量近几年的增加状况为标准，将行业分成两组与相应的所有制结构进行回归分析，一是将企业数量减少的行业与该行业的国有经济比重进行回归；二是将企业数量增加的行业与非国有经济比重进行回归，得到下列两方程：

附图经济比重）

R=0.503　F=7.116

这两个计量方程虽然并不十分显著，但它们仍可以表明，行业数量的变化与行业的所有制结构有密切关系——国有企业在主导行业中的撤退是这些行业数量减少的主要原因，而非国有经济的扩展是这些行业企业数量扩张的主要原因。但是，由于回归是针对不同行业的，因此这种关系并不表明在同一行业中国有经济与非国有经济此消彼长的替代关系。相反这些关系反而反映了这样一个现象——国有经济比重很高的行业，行业企业数量减少率越高，新生的企业数量（一般为非国有经济）就越少；国有经济比重很低的行业，行业新生企业（一般为非国有经济）的数量越高，国有经济垄断的行业（煤炭采选业、木材及竹材采选业、石油天然气、石油加工、烟草加工等）企业数量的变化并没有带来非国有经济的进入。同时，我们结合各行业的市场竞争指数R的情况可以看到，在R＞1的行业中，除食品加工、食品制造以及纺织业以外，其他行业的企业数量并没有减少，反而增加。这表明：虽然很多行业已经出现了严重市场过度进入和过度拥挤的现象，但是，非国有经济企业仍然在不断的增加。这意味着存在这样一个“悖论”——在产权制度安排上更富有激励约束效率的非国有经济有“非”理性的投资冲动，不断地进入过度拥挤的行业。这种“非”理性我们可以用这些进入行业的财务指标进一步加以说明。对于近3年企业数量增加的行业，我们把特殊行业（如橡胶业、电子及通讯设备以及非金属矿物制品业）剔除后，将其企业数量增长率（QYZZL）与行业工业成本费用率（GYCBLRL）进行回归，得到下列方程：

附图

该方程可以初步说明，这些行业企业数量的增加并不是这些行业的投资效益很高导致的，相反，在财务状况越差的行业，企业进入越多（当然，这不能说是行业财务指标的恶化导致了新企业的进入，因为可能的因果状况是过度进入导致行业财务指标的恶化）。

在国有经济大幅度战略调整的同时，为什么非国有经济会大量进入没有财务效率以及市场过度进入的行业呢？答案不在于所有制结构，而在于以下几个方面：（1）很多财务指标很高的行业都被国有经济所垄断，而这些领域并没有向非国有经济开放；（2）随着民间资本的大量积累，以及金融投资的收益自1997年以来大幅度下降，使很多民间资本不得不过度地进入能够进入的原有产业领域，如服装、纺织以及电器等行业；（3）大量由地方政府支持和控制的集体企业在地方保护的作用下过度进入，并缺乏灵活的退出机制。事实上，正是上述的问题在相当大的程度上导致了中国近4年来宏观经济环境的恶化，其间最为明显的标志就是，由于非国有经济的投资空间急剧下降，投资的边际效应快速下降，投资收益由于市场的过度进入而具有强烈的不确定性和风险，非国有经济投资增长率大幅度下降。

结合上述分析我们可以得到中国自20世纪90年代中期以来工业TFP增长率下降的原因：在中国渐进性企业改革的进程中，产权制度的改革方向在20世纪90年代中期发生了根本性的变化，即从20世纪80年代宏观产权制度改革逐步转向微观企业治理结构的改革。这体现在1995年以前强调非国有经济的增量改革，承认非国有经济的合法性，在税收和资金等方面大力扶持集体企业、私营企业以及外资企业的发展，使很多行业（特别是轻工业行业）大幅度地向非国有经济开放，增量改革也就体现出巨大的边际效应。1995年以后，国有企业建立“现代企业制度”的改革目标以及“国有企业战略性调整”策略的确立使改革的重心偏向了存量改革，搞活“大中型国有企业”成为战略性任务，存量调整是非国有经济增加的重要力量。与此同时，增量改革方面虽然依然受到重视，并出台了很多扶植性政策，但是非国有经济的市场空间并没有得到扩展，一些具有较好财务绩效的行业依然被国有经济所垄断，非国有经济可以进入的产业空间日渐饱和，非国有经济进一步进入原有行业的边际效应大幅度下降。同时由于体制性冲突、金融收益率下降以及宏观经济环境恶化等因素，非国有经济过度进入原有行业和“非理性投资”的现象出现了。该现象直接导致非国有经济的TFP增长率以及整体工业TFP增长率的下降。

四、结论和建议

结合上述分析，我们不难看出：工业企业的TFP是决定工业经济增长核心因素，而决定工业企业TFP波动的核心因素之一是非国有经济的比重。自20世纪90年代中期，我国工业整体TFP增长率逐年下降，其中关键的原因之一是非国有企业的TFP下降。而非国有企业的TFP增长率下降的主要原因在于非国有经济进入的行业以及相应的市场状况并没有得到改善，反而出现了非国有资本过度市场进入和“非理性投资”的现象。由此，我们可以得出以下政策建议：（1）未来经济增长的核心以及提高整体TFP水平的关键在于加大国有企业改革力度并适当提高非国有经济的比重；（2）提高非国有经济比重的下一步政策措施的重点并不在于简单地肯定非国有经济的合理性以及提供各种税收资金的扶持，而是要为非国有经济提供进一步发展的产业空间；（3）提高非国有经济投资的产业空间的核心政策途径不应当只是在于对国有企业进行微观内部改制，通过“关、停、并、转”的方式减少国有中小企业的比重，通过股权多元化扩大非国有经济的比重，而且要将现有很多国有经济进行实质性垄断的行业向非国有资本进行全面开放，减少市场进入和退出的障碍，以改善市场竞争状况；（4）市场竞争的状况不能仅仅局限于对国有企业进行市场拆分和组建具有竞争性的国有企业集团，还必须大幅度开放市场，让非国有资本通过各种方式直接进入垄断性市场；（5）企业内部治理结构的改革以及企业内部产权结构的调整所取得的制度改革边际收益将会进一步大幅度下降，改革的思路应当在强化国有企业治理结构以及集体企业内部产权体系改革等微观产权结构调整的同时注重宏观产权结构的调整。

【参考文献】

①Dani  Rodric，Arvind  Subramanian  and  Francesco  Trebbi（2002），“Institutions  Rule:the  Primacy  of  Institutions  over  Geography  and  Integration  in  

Economic  Development”，NATIONAL  BUREAU  OF  ECONOMIC  RESEARCH，woking  paper9305.

②Hall，Robert  E，and  Charles  I.Jones，“Why  Do  Some  Countries  Ploduce  So  Much  More  Output  Per  Worker  than  

Others？”Quar-  terly  Journal  of  Economics，February1999，114（1），83-116.

③Daniel  Kaufmann，Aart  Kraay，and  Pablo  Zoiodo-Lobaton  （2002），“Governance  Matters”World  Bank  Working  Paper.

④杨小凯：《经济学原理》，社会科学出版社2000年版。

⑤戴维·梅斯：《经济计量学的应用》，商务印书馆1994年版。

篇7

关键词：中国工业经济增长方式；转变；影响因素

前言：

长期粗放的工业经济增长方式虽然一定程度上促进了我国工业经济的发展，但是也带来了严重的生态问题，在国家可持续发展战略的要求下，这种经济增长方式也已经不再符合时代要求。这就需要我国加强对其影响因素的研究，加快工业经济增长方式的转变，减少甚至避免对环境产生的影响，促进工业经济的健康发展。

一、中国工业经济增长方式转变情况分析

我国工业与一些西方发达国家相比，起步时间较晚，发展历程较短，在工业经济增长方式及其转变方面的研究相对欠缺。经过以往的发展经验和学者研究表明，我国工业经济发展的影响因素主要在国家经济政策、开放因素、生产要素等几个方面，因此，要想实现工业经济增长方式的转变，首先应加强对这些因素的控制。同时，传统的工业经济增长方式主要为粗放型，这一方式对环境影响较大，因此，应尽快将其转变为集约型增长方式，以减少资源消耗和环境污染，实现工业经济的可持续发展。另外，创新是一个国家发展的重要动力，因此，为实现增长方式的转变，还需要加强工业技术的创新，以解决目前存在的资源缺乏、消费结构不合理、就业困难等问题，保证工业经济良性发展。有学者认为，环境保护是目前我国工业经济增长方式转变过程中的最重要问题[1]。在实现增长方式转变的同时，还要充分考虑环境的承载阀值以及目前出现的环境问题等，转变过程十分艰辛。因此，还需要国家加强对这一工作的政策支持，以克服增长方式转变面临的困难，加快转变速度。

二、影响中国工业经济增长方式转变的因素分析

（一）税收政策因素分析

税收政策是进行社会经济管理和宏观调控的主要手段[2]。工业经济增长方式的转变会受到税收政策的影响，在税收水平较高的情况下，工业经济增长方式转变较为缓慢，在税收水平较低的情况下，工业经济增长方式转变则会加快。出现这种情况的原因主要分成三个方面。第一个方面是税收政策对人们消费水平的影响，较低的税收水平能够促进消费者整体收入水平的提升和消费能力的增长，从而增加在工业产品方面的消费，实现工业经济的增长，为其增长方式的转变提供稳固基础。第二个方面是税收政策对工业生产的影响，较低的税收水平能够为工业产业提供更好的发展空间，促进工业生产，加快增长方式的转变。第三个方面是税收政策对投资者的影响，较低的税收水平能够吸引更多的投资者将资金投入工业产业，加快其发展速度。因此，为了尽快实现工业经济增长方式转变，国家可以从税收政策的调整上着手，以满足其转变需求。

（二）最终消费率因素分析

根据凯恩斯宏观经济理论，可知最终消费和投资都对工业经济发展有重要影响，两者的增加都会引起工业经济的增长。因此，在投资等于储蓄时，会有一个临界值，若是最终消费小于这一临界值，则投资为促进工业经济增长的主要动力，反之，则最终消费为促进工业经济增长的主要动力。因此，为保证增长方式转变的顺利进行，政府还需协调好最终消费和投资的关系，妥善处理最终消费率对其的影响。

（三）市场化因素分析

改革开放以后，国家针对市场经济发展，制定了一系列相关政策，维护了市场经济的稳定，其中，非公有制经济在推动我国整体经济发展方面发挥了巨大作用。而非公有经济产值与工业总产值之比可以近似于市场化程度[3]。因此，市场化程度也是影响工业经济增长方式转变的重要因素，国家可以通过对市场化程度的控制，促进其快速转变。

（四）环保投资因素分析

工业经济增长方式的转变与环境保护之间具有密切的关系，在转变过程中，工业经济会受环保需求的影响，与环保投资之间产生特殊关系。例如在工业经济大幅度增长的情况下，增长方式转变速度也会加快，但也会不可避免的对环境造成破坏，不符合以环保为前提的转变目标。而在环保投资大幅度增长的情况下，环保力度会有所增强，但也限制了工业经济的增长，延缓了增长方式的转变速度。因此，在转变过程中，必须始终保证环保投资和工业经济增长处于协调平衡的状态，以环境保护为前提，加快工业经济增长速度，加强技术创新，降低环境保护政策对工业生产造成的成本负担，运用环保型材料和环保技术，实现资金和资源的合理节约，以促进工业经济增长方式的快速转变。

结论：

长期粗放型的工业经济增长方式的运用，已经对我国环境造成了严重的破坏，为了遵循国家可持续发展要求，保护生态环境，促进工业经济的健康发展，我国应加快工业经济增长方式的转变，合理控制对税收政策因素、最终消费率因素、市场化因素、环保投资因素等影响因素，加强技术创新，以健康的经济增长方式带动我国工业经济快速发展。

参考文献：

[1]查建平，郑浩生，范莉莉.环境规制与中国工业经济增长方式转变——来自2004~2011年省级工业面板数据的证据[J].山西财经大学学报，2014，5(5):54-63.

[2]查建平，唐方方.中国工业经济增长方式转变及其影响因素研究[J].当代经济科学，2014，5(5):61-126.

篇8

内容摘要：无论是在经济领域还是在管理领域中，我国学者都已开始重视对人力资源管理（Human Resouree Management，HRM）的研究，同时我国作为一个工业大国，深入探讨HRM对我国工业经济增长的贡献率也显得日趋重要。笔者通过建立HRM在我国工业经济增长贡献率演算模型，对我国2002-2011年工业原始数据进行了处理，并实证分析了HRM对我国工业经济增长的贡献率，最终得出了相应的分析结果，并根据分析结果提出促进我国HRM战略发展的建议。

关键词：格兰杰因果关系 经济增长 人力资源 贡献率

人力资本作为生产要素的重要环节，与物力资本等因素共同参与了企业的生产过程。但从管理层面来讲，HRM却并不主动参与企业的生产过程，其主要以为企业规划生产过程，从而提高企业生产效率来实现HRM 对企业生产过程的参与。由于HRM规划了企业的生产过程，因此生产过程可以准确的反应生产函数中的自变量或投入量，笔者正是依此关系展开了HRM对我国工业经济增长贡献率的实证研究。

我国工业经济增长中HRM贡献率的实证分析

笔者对我国2002-2011年经济数据指标进行了HRM模型分析（见表1），并测算出了HRM对我国经济增长的贡献率，但在现实经济情况中，由于负增长因素的存在，因此笔者在计算过程中设定了4个可能性测算，且笔者采用了抵消或克服其他生产要素贡献（劳动力投入贡献与资本投入贡献之和）的方式，测算出了HRM对我国经济增长的贡献率。在4个可能性测算中，笔者设定了e为HRM经济增长的贡献率、α为HRM经济增长的贡献、β为其他生产要素之和，则可得到我国工业HRM贡献率数据，如表2所示。

4个可能性测算为：一是，当a≥0，b≥0或者a≤0，b≤0时，在这种假设中HRM对我国经济增长的贡献率，就是HRM贡献占各生产要素贡献总和的比重；二是，b>0，a+b≥0或b0时；在这种假设中经济便会出现正增长，正是由于HRM贡献的正增长促使了经济正增长的出现，因此，此时HRM对经济增长的贡献率为100%，也就是e=100%；四是，b≥0，a+b

HRM贡献率与工业经济增长率的关系检验

笔者通过对我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间存在的关系进行检验，发现一阶差分Y和HRM在5%的显著性水平上，表明Y和HRM没有单位根，所以得到的Y和HRM必然是一阶单独的时间序列，因此，最后可以得出Y和HRM两者间存在长期平稳的协整关系，也就是说我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间存在长期平稳的协整关系。

通过对我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间，存在的长期平稳的协整关系进行研究，发现我国工业HRM贡献率变动因素和工业自身在一定时间内，对我国工业经济增长形成了显著的影响，其中工业经济增长的变动以滞后2年的HRM贡献率最为明显，而相对于选择其他滞后期工业经济增长的变动，其HRM贡献率影响力相对较弱。在此模型中模型误差修正项为φ，在模型中φ反应了该项系数误差修正模型本身纠正偏离平均误差值的作用范围，如假设纠正系数设定为1时，下一年纠正平衡状态则应是当年均衡误差（HRM贡献率和工业经济增长），通过纠正系数进行调整的。

通过演算在HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系检验模型中，模型系数为0.017107，这表明多种其他因素共同影响着我国的工业经济的增长率，但是当模型中的当期非均衡误差调整能力和自身纠正能力不足以被改变时，也就表明HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系，本文所建检验模型正是如此，检验结果如表3所示。本文所建HRM贡献率与我国工业经济增长误差修正模型（工业经济增长随HRM贡献率长短期变化而改变）为：

ΔY=0.000174-0.230412*ΔYt-1-0.431083*

ΔYt-2+0.006314*HRMt-1+0.014455*HRMt-2+

0.017107*εt-1。

Granger非因果关系检验

虽然工业经济增长与HRM贡献率之间存在着长期平稳的协整关系，但工业经济增长与HRM贡献率之间是否存在着因果关系，是否是由于工业增加值的变化引发了HRM贡献率的变化，还是由于HRM贡献率的变化引发了工业增加值的变化，还需要笔者进行进一步的研究。笔者依据表3的结果进行了Granger非因果关系检验，Granger非因果关系检验结果显示：第一行零假设的Granger因果关系检验，其F统计量的数值是其他各列的第一行数据；第二行零假设的Granger因果关系检验，其F统计量的数值是为括号内的数据，如表4所示。通过对Granger非因果关系检验结果进行分析，笔者发现：在选择1、2、3、4年的滞后期为基本条件时，Granger原因表现较明显（HRM贡献率构成工业增加值增长）；而基本条件选择为4年后时，Granger原因表现并不明显（工业增加值的增长构成HRM贡献率变化），这也进一步说明了我国工业增加值的增长并不是形成HRM贡献率增长的Granger原因，也可以理解为HRM贡献率是到我国工业增加值的单向Granger原因，证明了HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系。

政策建议

通过研究HRM对我国工业经济增长的贡献率，发现HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系。

首先，HRM管理部门要深层次的了解宏观人力资源管理制度与人才政策，以及HRM设置的必要性。

我国HRM管理部门要深层次的了解宏观人力资源管理制度与人才政策，以及HRM设置的必要性，从而让HRM在促进我国经济增长中发挥更好的作用。具体从HRM部门来讲，无论是具体的企事业HRM部门，还是独立的HRM公司来说，都应该从以人为本的角度出发重视HRM的发展，不断的为提高职工的综合素质和能力，为职工营造一个优越的工作环境，为增强职工自信心而努力，从而确保职工可以胜任更具挑战性的工作，以及为企业肩负更重要的责任。

其次，HRM管理部门要从微观上对HRM进行全新的认识，并在HRM中融入新元素。

我国HRM管理部门不仅要从宏观了解HRM，也要从微观上对HRM进行全新的认识，深入开展管理体制改革，并在HRM中融入新元素。在全国范围内营造一个全新的薪酬福利机制和绩效考评管理体系，为我国HRM综合水平的提升提供环境保障。绩效考评管理体系作为HRM最重要的子系统，虽然其执行过程中难度相对较大，但HRM却掌控着公司战略目标的核心，从HRM的本质意义上进行分析不难发现，绩效考评管理体系作为HRM的重要组成部分，不仅能够从根本上实现公司的战略目标，同时还能促进与改善公司的整体绩效成绩，为公司的竞争优势与核心竞争力的提升奠定坚实的基础；从HRM的运行目的来分析，HRM中的绩效考评管理体系亦是公司实现按劳分配的基础与前提，同时也为培训管理体系的创新与设计提供了科学依据。此外，薪酬福利机制作为HRM的另一个重要子系统，薪酬福利机制的主要目的就是发现职工与公司的共通点，从而自发的与职工分享成果，实现公司的战略目标。薪酬福利机制不仅能够有效的解决人力资源价值体系中收益分配问题，如果通过科学的处理，其还能够促进公司竞争力的全面提升。

再次，HRM管理部门需要更加重视HRM能够为企业经营、生产提供多少效益，及如何发挥HRM对企业经营、生产效率的带动作用。

我国HRM管理部门可在战略性的HRM构建核心体系指导下，通过对我国工业企业HRM战略体系进行重新的规划，除构建体系性结构的同时外，还应着重思考HRM战略体系的科学性，在稳固的HRM基础上，逐渐把科学的制度引入到HRM体系中来，有目的得开展HRM战略体系构建工作，实现我国HRM水平的全面提升。

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篇9

关键词水资源；工业经济；时空演变；山东省；LMDI分解模型

中图分类号F427文献标识码A文章编号1000-2537（2015）04-0007-06

水是自然界最基本的构成要素，是人类生存、经济建设和社会发展的基础性自然资源和战略性经济资源，是人类文明建设中最为关键的因素.然而，近年来由于工业经济规模持续增长使得水资源短缺和水资源污染问题成为影响区域可持续发展的障碍性因素.2012年，国务院印发《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》，明确要求：到2015年，全国用水总量力争控制在635km3以内，万元工业增加值用水量比2010年下降30%以上.2013年，我国用水量为618.34km3，其中工业用水量为140.64km3，约占全国总用水量的22.74%，我国用水总量控制形势严峻.同年，我国人均水资源占有量为2059.70m3/人，约为世界人均水平的28%，是全球13个人均水资源占有量最少的国家之一.我国年平均缺水量高达50km3以上，水资源供需矛盾突出.山东省是我国工业大省，产业结构偏向重工业化.2013年山东省工业用水量达2886km3，人均用水量为224.48m3/人，人均水资源量约为300.45m3/人.按照国际标准，人均水资源少于500m3/人的地区为极度缺水地区.因此，山东省水资源供需矛盾尤为明显.

当前对于工业经济增长与水资源关系研究体现在以下3方面：①研究尺度方面，美国、日本和荷兰等发达国家是研究主力[1]，大部分对水资源的研究归入可持续发展的范畴[2-3].我国主要研究全国重点城市、工业区和各省级行政区[4-14]，主要集中在北方地区；②研究视角集中于工业用水量主要影响因素[4，14-15]、工业用水效率[5-7，12，16]、工业用水与经济发展[17]等方面，工业总产值、工业规模和工业制成品出口额是影响我国工业用水量的主要原因；而效率变化率和水价是影响我国工业用水效率的主要因素；③研究方法主要是计量方法，利用数据分析预测[18-19]，少部分研究采用空间自相关方法[12].以上研究存在定量研究少、空间研究少特别是时间演化过程和空间分异格局研究不能结合的问题.本文探讨山东省近20年工业经济增长与水资源关系，对山东省水资源可持续利用提供借鉴.

1研究方法与数据来源

1.1LMDI分解模型

1.2水资源密集型行业测算

各行业的水资源使用情况可以用行业用水强度（Mi）和行业用水规模（Zi）测算.为测算水资源密集型行业，综合考虑行业用水强度和行业用水规模，构建行业用水指数（Yi）.首先，将数据进行标准化处理：

1.3数据来源与行业分类

本文分析的时间段为1996—2013年，各行业的用水量数据来源于《山东省环境统计年报》，各行业增加值和工业增加值数据来源于《山东省统计年鉴》.期间，《山东省环境统计年报》对工业内部的行业分类标准稍有不同，考虑到行业分类以及数据的统一性，本文将工业内部的行业划分为采掘业，食品、烟草加工及食品、饮料制造业，皮革、毛皮、羽绒及其制造业，印刷业，医药制造业，橡胶制品业，塑料制品业，金属制品业，电力、煤气及水的生产和供应业等18个行业.

2工业用水量状况分析

2.1工业用水量的整体变化分析

纵观1996—2013年，山东省18个行业工业增加值高速增长，2013年较1996年增长约28.74倍，年均增长率约为22.09%；山东省18个行业工业用水量的增长情况却不同，2013年较1996年增长约1.85倍，年均增长约6.36%（图1）.1996—2013年间，山东省18个行业的单位工业增加值用水量逐年下降，降幅达到9040%（图2）.

由图1和2可知，2000年以前，山东省工业规模较小，行业用水量相对较低并表现出缓慢上升的发展态势；行业增加值低，但是呈现平稳上升的趋势；同时期的水资源利用效益较差，单位工业增加值用水量较高，但是呈现急速下降的趋势，年均降幅约为22.62%.2001—2008年，山东省在发展中调整、优化产业结构，提高产业层次，行业用水量和行业增加值出现小幅度持续增长，年均增长率分别约为6.20%和19.46%；单位工业增加值用水量年均降幅约为12.49%.这主要得益于2006年起，山东省大力发展循环经济，通过关闭50kt以下的草浆造纸生产线、关停钢铁企业19家等措施实现减少工业用水量、降低单位工业增加值用水量.2009—2013年，山东省在行业用水量平稳增长的情况下，行业增加值大幅度增加，而单位工业增加值用水量缓慢下降，年均增长率分别约为5.39%，18.76%和-11.26%.

2.2基于LMDI分解模型的工业用水量的变化分析

1996—2013年间，山东省工业用水总量增加了36137817Mt，年均增长约6.36%.其中经济规模对工业用水总量增长的效应是65610.743Mt，产业结构对工业用水总量增长的效应是1751.732Mt，技术效率对工业用水总量增长的效应是-31224.659Mt（表1）.经济规模、产业结构、技术效率对工业用水总量增长的贡献度分别是181.56%，4.84%和-86.40%.由此推断，经济规模效应是引起工业用水总量增加的主要原因；技术效率效应是抑制工业用水总量增加的主要原因；产业结构效应虽然对工业用水总量的增加起到一定作用，但是作用相对较小.

2.3水资源密集型行业结构变动分析

山东省工业用水指数在1996—2013年间徘徊在较高水平（图3），但波动下降，降幅高达6716%.

根据Yi测算结果，山东省1996—2013年不同行业的行业用水指数按照从大到小进行排序，前7位山东省水资源密集型行业是石油加工及炼焦业，医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业，化工原料及化学制品制造业，纺织业，非金属矿物制造业，造纸及纸质品业.自1996年以来，山东省水资源密集型行业比重变化如表2所示.在所测算年份中，排在首位的石油加工及炼焦业的行业比重升降各半，但总体来看其行业比重呈现上升的趋势，1996—2013年累计行业比重变化达6.39%；医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业以及化工原料及化学制品制造业的行业比重下降显著，尤其是电力、煤气及水的生产和供应业累计行业比重变化高达-10.08%；医药制造业、纺织业、非金属矿物制造业的行业比重稳中有降；造纸及纸质品业的行业比重平稳上升.综上，减少山东省工业用水量，需要重点控制石油加工及炼焦业、造纸及纸质品业的用水量.

2.4工业用水强度的时空格局

单位工业总产值用水量表征了一个地区工业经济与工业耗水状况，同时也在一定程度上表示了工业用水强度.从整体上分析，山东省17地市单位工业总产值用水量近年来一直处于下降的态势（图4，表3）.2000，2006，2013年山东省17地市中工业用水强度为一级的地市数量大幅增加，二级的地市数量基本保持不变，三级和四级的地市数量减少，2013年三级和四级的地市数量为零，说明2000年以来，山东省工业用水强度总体下降.

从空间上分析，以莱芜市、济宁市为代表的传统重工业城市的单位工业总产值用水量较高；而胶东半岛地区的单位工业总产值用水量较低.2000年，单位工业总产值用水量最多的地市集中在鲁西北地区，以德州市和聊城市为主，其次是鲁中地区和鲁西南地区，胶东半岛地区以及日照市、临沂市的单位工业总产值用水量最低.德州市天衢工业园、聊城市嘉明工业园、凤凰工业园以化工、纺织、医药制造和印刷业为主，多是山东省水资源密集型行业，随着生产规模持续扩大，工业用水量不断攀升，工业用水强度大.2006年，单位工业总产值用水量最多的地市主要是莱芜市和济宁市，威海市、日照市、临沂市单位工业总产值用水量明显增加.莱芜市和济宁市依靠自身资源优势大力发展钢铁业、煤炭业，莱钢集团、兖矿集团快速发展，工业用水量占全市总用水量的比重较大.2006年莱芜市工业企业用水12031万m3，其中地表水5110万m3，约占总用水量的42.47%，加之其生产设备老化、技术效率较低，导致其工业用水强度高.在“工业强省”的号召下，威海市、日照市、临沂市加速推进工业化进程，其化工业、造纸业等迅速发展，工业用水强度明显增加.2013年，山东省工业用水强度明显下降，除莱芜市、济宁市以及菏泽市单位工业总产值用水量在6～20dm3/元外，其余地市的单位工业总产值用水量均未超过6dm3/元.莱芜市、济宁市以及菏泽市工业用水强度较2006年出现下降，均在20dm3/元以下.宣传推广发展循环经济，使得各地市重视资源能源的循环利用与节约利用；科学技术的进步提高了水资源的利用效率；钢铁产业整合发展，“转方式，调结构”优化山东省产业结构，提高技术效率，推动经济发展向可持续发展转变，工业用水强度大幅度下降.

3结论与建议

3.1主要结论

利用LMDI分解模型和ArcGis软件，通过定量划分2000，2006和2013年山东省17地市工业用水强度的等级，分析山东省1996—2013年工业用水量与工业经济的关系及其空间格局，得出如下结论：

（1）近17年来，山东省行业增加值和行业用水量持续增长，而单位行业增加值用水量持续下降，降幅高达90.40%；

（2）经济规模效应是山东省工业用水量增加的主要原因，产业结构效应对工业用水量的增加有一定作用，但是作用较小，技术效率效应是抑制工业用水量增加的主要原因，三者对工业用水量增长的贡献度依次是18156%，4.84%和-86.40%；

（3）1996年以来，山东省水资源密集型行业主要有石油加工及炼焦业，医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业，化工原料及化学制品制造业，纺织业，非金属矿物制造业，造纸及纸质品业；（4）1996—2013年，山东省工业用水强度一直呈现下降趋势；从空间分布来看，以莱芜市、济宁市为代表的传统重工业城市的单位工业总产值用水量较高；而胶东半岛地区的单位工业总产值用水量较低.济南市、泰安市、淄博市等地市的单位工业总产值用水量逐渐降低.

3.2对策建议

目前，山东省仍处于工业化中期阶段，工业经济增长所带来的水资源短缺压力将持续存在.根据本文研究，提出以下对策建议：

（1）深入调整优化工业结构，协调工业发展与水资源的关系.加快非金属矿物制造业、造纸及纸质品业等高耗水行业产业重组，降低石油加工及炼焦业，电力、煤气及水的生产和供应业等七大水资源密集型行业的比重，提高低水耗行业产业的比重，在节水降耗的同时实现工业经济快速健康发展.

（2）深入研发推广高新技术，降低工业发展对水资源的依赖.贯彻落实清洁生产，促进以环境为导向的再循环经济体系的产生；同时，营造发展新技术、开发新能源的优质环境，支持企业采用新工艺、自主研发节水降耗新技术，大力推动科技成果转化为生产力，降低工业用水量，提高水资源利用效率.

篇10

2017年是我国“十三五”规划的关键年，针对工业领域的突出问题，還需持续推进供给侧结构性改革，坚持实施创新驱动，促进新旧动能顺利转换；同时也要顺应国际经贸规则，重塑我国工业竞争新优势，保障工业经济平稳健康运行。

工业领域新旧动能顺利转换，是新常态下保障工业平稳健康运行的关键，既需要积极培育壮大新兴产业，也需要借力“互联网+”主动改造提升传统产业。

一是各地聚焦发展的新兴产业在高度对接《中国制造2025》重点领域的同时，也要考虑当地产业基础，体现当地产业特色。

二是积极创建制造业创新平台、产业技术创新联盟等，解决从实验室产品到产业化之间所谓的“死亡之谷”的问题，提升技术创新能力。

三是采取产业投资基金等形式，优化政府对企业技术改造升级的投资方式。

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在“十一五”的前4年，尽管随着全市产业结构的调整和优化，工业在三次产业结构中的比重降至1/4，但工业直接或间接创造的增加值仍然巨大，工业的发展速度影响着整体经济的发展速度。工业增加值由2006年的1740.8亿元增加到2009年的2282.2亿元，增加值率保持在20%以上的增速。工业经济效益保持较高水平，2009年全市工业企业经济效益综合指数达到210.87%，比2005年提高39.85个百分点;实现利润总额531.2亿元，比2005年提高117.65亿元，比2005年增长28.5%。表2为北京工业相关经济指标。针对北京工业增长的现状，学者连玉明和武建忠［1］指出了北京市工业经济增长存在的问题。

北京市工业企业技术进步现状分析

据北京科学技术委员会的分析报告［2］，北京工业企业，特别是大中型工业企业是国民经济的主要支柱，也是科学技术转化生产力的主要执行部门。也就是在北京统计年鉴缺失对工业整体科技水平统计的情况下，北京大中型企业可以反映北京工业科技技术进步水平。

科技投入总量及增长情况。如表3所示，2006－2008年北京科技活动经费总量相对稳定，保持较高水平;2007年有所下降，但是从2006年的1147736万元增长到2008年的1470411万元，增幅为28.11%，说明其总的趋势呈现平稳增长。但是，从其相对指标来看，北京市科技活动经费占地区生产总值的比重较小，其科技投入的强度还应加大。科技人员的人均科技活动经费保持在20万元以上，较为稳定。R＆D活动费为基础研究、应用研究和试验发展活动，R＆D投入有利于北京创造与创新能力的增强，是科技投入的重要组成部分。从表4看，北京R＆D经费的支出量呈逐年增长的趋势，由2006年的588451万元增长到2008年的709677万元。从数据上看，“十一五”计划的第一年(即2006年)北京加大了R＆D经费的投入，之后北京市R＆D经费支出一直保持高水平，占地区工业生产总值的比重保持在3%左右。对比2%是“创新驱动”标志的国际惯例，可以说北京R＆D投入的强度还是很大，反映了北京科技水平应该算比较高的。R＆D人员的人均经费保持在20万元左右，较为稳定。

科技投入的来源。虽然科技经费投入包括科技活动经费投入，财政科技投入，R＆D经费投入，大中型企业等的投入，但它们的来源大体上主要有政府、企业、金融机构贷款等几种情况，其中科技活动经费投入的来源渠道是比较全面的，以它为主要对象进行分析。从表5可以看出“十一五”前4年，企业的科技投入占主导地位，保持在90%以上，可以说北京技术开发经费筹集来源的主要渠道为企业自筹方式，企业的科技投入主体地位得到巩固。从来自政府的资金来看，政府的资金保持在3%左右，亦趋于稳定，政府的资金所占经费筹集总额的比例高于全国2%的比例。这说明，北京政府较为重视科技发展，重视科技投入的力度，表现了对工业发展的支持［3］。从来自金融机构的投入来看，目前北京市的金融机构投入主要表现为科技贷款，“十一五”前四年中，银行贷款占科技经费筹集总额的比重是很低的，2007年、2008年两年都没有超过1%，2006年也仅为5.72%。要注意的是，金融资金在科技创新中，主要完成科技成果转化为现实生产力的任务，是科技与经济结合的关键环节，应该对其有足够重视，加大投入力度［4］。

科技创新成果。从技术创新成果来看，北京大中型工业企业2008年完成科技项目3333项，新产品开发项目2332项，R＆D发展项目2462项，专利申请4622项，见表6。整体水平逐年增长，反映多数大中型工业企业都重视并着力进行技术开发项目的研发，肯定技术创新对企业发展的作用。

科技劳动力。截止到2008年，北京大中型工业企业年末从业人数达699676人，其中科技活动人员达55976人，在科技活动人员中，科学家和工程师的人数达到39962人，见表7。从劳动力投入来看，北京大中型工业企业劳动力投入总量在2009年有微幅下降。但是从业人员素质稳步提升，从业人员中科技人员所占比重及科学家、工程师所占比重逐年增加，可以说北京工业的生产经营效率和效益正在改善，企业注重技术效率的劳动投入。

北京工业技术进步存在的问题分析。2009年，中国科学院创新发展研究中心的学者们曾对北京工业技术进步存在的问题进行了归纳［5］。

经济增长与技术进步相关性分析

测量模型的建立。测量地区或产业的技术进步与经济增长的关系需要解决两个关键问题，一是选择测量函数，二是基础数据的选择和处理。生产函数法将经济增长(产出)表达为资本投入、劳动投入和技术进步的函数，常用的是Cobb－Douglas生产函数法，中外学者常基于该生产函数法的改进来测量技术进步与经济增长的关系。余宏和钱士茹［6］(1997)根据弹性系数的特性分别定义弹性系数α和β为资本投入量K和劳动投入量L的函数，改进了传统的C－D生产函数中关于α+β=1的假设，使建立的模型能够较真实的反映经济发展的实际情况，本文选择了此改进的生产函数。基础数据源于1997年至2010年的《北京统计年鉴》，其中产出采用增加值指标。劳动投入采用从业人员平均人数指标。资本投入采用了资本存量指标，资本存量的计算采用了永续盘存法，基年的资本存量采用推算的方法来估算，利用王玲［7］(2003年)在《中国工业行业资本存量的测度》一文中，对1998－2002年中国工业行业资本存量的测算结果，并假设北京工业企业的资本存量K占全国工业行业资本存量K的比例，与其GDP占全国GDP的比例相等，推算出1998年北京工业企业资本存量，再推导出1996年北京工业企业的资本存量。当年投资额采用两年间固定资产原值的差即本年新增固定资产的值，折旧经比较采用了宋海岩［1，8］在官方公布的名义折旧率3.6%的基础上加上经济增长率(北京市当年的GDP增长率)作为实际折旧率，并利用价格缩减指数，对所有的数据统一换算成以1996年不变价格为基准。本文运用SPSS17.0软件进行多元线性回归分析，据此建立的测算北京工业经济增长的C－D生产函数模型如下:Y=11.826K1.155L－3.724e0.122te0.00018K+0.029L(1)

技术进步对经济增长的贡献率。由公式(1)可推导出产出和各要素投入的增长率，及各要素的贡献率的公式。计算结果如下:在增长率方面，1996－2009年期间，北京工业产出年均增长率在30.37%，同期资本投入增长率为8.28%;由于职工平均人数总体的下降趋势，劳动力投入增长率为－2.47%。从工业经济增长的因素来看，北京工业自1996年以来，年技术进步增长率为15.34%，技术进步对工业增长的贡献率为50.51%，资本投入的贡献率为27.26%，由于其总体的负增长，劳动力投入的贡献率为－8.13%，测算结果如表8所示。图1反映了1996－2009年北京工业各要素的贡献位次，及“九五”、“十五”、“十一五”前4年北京工业各要素的贡献位次，反映了近14年来北京市工业技术进步情况，对未来发展具有指导意义。图2展现了北京工业技术进步贡献率的趋势，可以看出趋势图近似于以2002年为对称轴图形。从图2中可以看出2000－2004年间，北京工业技术进步贡献率有很大波动，在2001年达到顶峰，贡献率达到570.32%，在2003年又骤降到谷底，贡献率为负，跌至－630%。2000－2004年北京工业技术进步贡献率不稳定，经历了大起大落，呈近似为正弦曲线波动。剔除波动过大、起伏不稳的2000－2004年，单单看1997－1999年、2005－2009年的发展，不难发现这些年份的技术进步贡献率变化不大，相对较为稳定，一直保持在30%－40%的技术进步贡献率水平，期间有微幅下降，而后又恢复至30%－40%的水平。也就是说，若没有政策导向的指引、缺少刺激经济发展的契机，北京工业技术进步贡献率一般仅在30%－40%之间，与发达国家、发达地区50%－70%的水平还有一定的差距，与“十二五”规划中提出的55%的科技进步贡献率的目标也存在着差距。据此可以得出:若除去2000－2004年技术进步波动起伏不稳的年份，1996－2009年北京工业企业总体的技术进步水平趋于稳定，技术进步对经济增长的贡献波动在30%－40%之间。

经济增长与技术进步的相关性分析。实证分析的结果量化了北京工业技术进步对于经济增长的贡献率，而且能够揭示二者之间的相关性。图3显示了北京工业增加值增长率，和由公式(1)推导计算出的技术进步增长率自1996－2009年的变化趋势，显然步调一致的变化趋势又一次很好地证明了经济增长和技术进步具有强相关性。就北京工业的实际情况而言，经济增长促进了技术进步。北京工业经济近14年的高速发展，制度上的创新是主要动因，其次是非国有经济的迅速成长带动了整个工业经济的增长，另外坚持对外开放的政策引入了大量外资。制度上的创新、民营经济的发展，以及外资的流入不仅带来了北京工业的经济增长，同时也为技术进步带来了提高的契机。伴随外资流入的新技术，管理理念的更新、更加灵活的市场机制，使得北京工业企业的整体技术水平、管理水平和经济效益不断提高，快速增长的经济总量也为技术进步提供了必要的资金保障，这从第2节中北京工业的科技经费和R＆D经费投入总量、年增长率，和各自占工业增加值的比重均处于上升中可得到证实。所以，在工业经济高速增长的同时，技术进步率也大大提高，如在2005年高速经济增长使技术进步率达到20%以上，而技术进步率在此之前始终低于20%以下。另外，经济增长也制约了技术进步的进一步提高。目前，很多专家学者指出北京工业经济增长存在的一大问题是经济总量增长趋缓。受此影响，高端产业首当其冲。

目前高端产业发展尤为缓慢，其主要表现在规模以上工业的比重逐年下降。就2009年的数据来看，规模以上高技术制造业实现增加值367亿元，比上年同期下降2.6%，现代制造业实现增加值657亿元，增长4.4%，分别慢于规模以上工业平均增速8.3个和1.3个百分点。高技术产业和现代制造业分别占全市比重为21.2%和38%，分别比2008年下降2.6个和0.6个百分点［9］。这些数据反映了北京工业经济增长放缓影响到了工业高端产业和技术进步，反之亦然。从投入角度来看，经济增长源于资本的投入、劳动的投入和技术进步。对北京工业而言，技术进步是经济增长的主要源泉，但贡献率未达到产业发展目标。北京工业的技术确实在不断提高，全市产业结构的调整和优化使得工业在三次产业结构的比重虽已降至1/4，但是工业直接或间接创造的增加值仍然巨大，技术进步在这中间必定发挥了巨大作用。由于中关村科技园区、上地信息产业基地的建设推动了工业技术的发展，高新材料的研制、日益完善的汽车工业等都使人们意识到技术进步的存在，感到技术进步强烈的外显性。

然而，技术进步的外显性并没有带来内生的经济增长，这说明北京工业企业技术进步存在问题，技术进步对工业经济增长促进作用没有得到充分发挥。据此推测，导致技术进步对经济增长的贡献不显著的因素可能是由于技术进步与经济增长之间缺少纽带，使得技术进步与经济增长脱节;或是技术进步脱离市场，不能带动经济增长。如果能找到技术进步与经济增长的对接点，则北京工业以后的技术进步贡献率会有显著的提升。熊彼特提出的技术创新或许能够提供这样的对接点，只有当技术进入生产领域、流通领域并能创造出价值时才能成为技术创新。所以，技术进步只有通过技术创新才能促进经济增长。

篇12

关键词：中小企业 经济增长 区域差距 经验分析

中小企业地区分布与区域经济增长

改革开放以来，中小企业尤其是民营中小企业、乡镇企业的发展对我国经济增长做出了很大贡献。根据《2001年中国中小企业发展报告》提供的权威数字，我国中小企业以其48.5%的资产，安置着69.7%的职工就业，提供着57.1%的社会销售额，还为国家创造了43.2%的税收。特别是小企业，以其32.7%的资产，承担着52.7%的就业岗位，为社会提供了42.6%的销售额，为国家创造了28.7%的税收。国内外经济发展的经验证明，中小企业已经成为一国（或地区）经济增长的主要推动力量。

中小企业不仅对我国整个国民经济、而且对我国区域经济增长产生重要影响。中小企业作为区域经济增长的微观经济主体，其成长性总是与宏观层面的经济增长紧密联系的。大量事实表明，中小企业发展势头比较好的地方也正是经济发展比较快的地方。我国东部地区经济发展迅猛，从微观经济层面来看，是该地区产生了大量的中小企业由此而推进市场经济制度的有效运作，成为经济增长的主力。中西部的中小企业发展相对落后，中西部的经济发展也相对滞后。

从表1可以看出，我国中小企业主要分布在东部。2002年，东部中小型工业企业单位数比重、工业总产值比重两项指标分别为68.47%、78.07%，其中，小型企业的这两项指标分别为68.84%和79.39%，占了大部分。中小企业最多的六个省（市）分别是：广东（21674个）、浙江（21615个）、江苏（20797个）、山东（12469）、河南（9350个）和上海（9248个），除河南外，全部为东部沿海省（市），占全国中小企业总数量的55.08%、总产值的65.56%。从近10年来的发展经验看，中小企业发展越快的地方，经济越发达。中小企业单位数和总产值排名前10名的省份，基本是GDP发展最快的10个省份。

中小企业与区域经济增长

中小企业是推动区域经济发展的重要力量，但这种推动作用到底有多大，以及在区域经济发展差距中中小企业的贡献大小是多少，我们希望能够有效地、定量地测算出来，这样，我们可以从数量上更明晰地看出中小企业对区域经济发展的影响。

模型设计

我们假定，企业分为大型企业、中型企业和小型企业三类规模类型，经济增长由它们三者的产出来决定。于是我们就用工业总产值恒等式来考察各类企业对经济增长的贡献程度：

Y=L+M+S ………（1）

式中，Y、L、M、S分别代表工业总产值、大型工业企业的总产值、中型工业企业的总产值和小型工业企业的总产值。

对（1）式两边分别对时间求导，可得：

Y`=L`+M`+S` ………（2）

其中，Y`=dy/dt，其余类似。对（2）式进行整理，有：

Y`/Y=L`/Y+M`/Y+S`/Y ………（3）

工业总产值的增长率Y`/Y分解到小型企业的部分为S`/Y，通常称为小企业对经济增长的拉动度，该部分占工业总产值增长率的百分比，即S`/Y`，称为小企业对工业总产值的贡献度，其余类似。我们可以用（3）式测算不同规模类型的企业总产值增长在工业总产值增长中贡献的大小。

利用（1）式，我们假设Y1为甲地的工业总产值，Y2为乙地的工业总产值。则两地的工业总产值的差异等于两地各类企业的总产值差异：

Y1-Y2=（L1-L2）+（M1-M2）+（S1-S2）

………（4）

则（S1-S2）/（Y1-Y2）是小企业在两地总产值差异中的贡献大小，其余类似。

结果分析

从表2中可以看出，2002年在三大地带的工业经济增长中，中小型企业的作用是十分明显的。东部地区的中小企业对工业经济增长的贡献超过大型企业，贡献率达到60%，小型企业的贡献率超过了50%。中西部地区的中小企业对经济增长的贡献低于大型企业，但仍占了将近一半的贡献份额。由此，可以得出初步结论：中小企业在我国三大经济地带的经济增长中起着重要作用，相对中西部地区而言，东部的中小企业对区域经济增长的贡献更大。

从表2可以看出不同规模类型的工业企业对三大地带工业经济发展差异的贡献。无论是东部地区与中部、西部地区之间还是中部地区与西部地区之间，中小企业尤其是小型企业是造成工业经济增长差异的重要因素。在东部与中部经济差距构成中，小型企业的贡献率最高达55.13%（1995年），最低为42.70%（2001年）；在东部与西部经济差距构成中，小型企业的贡献率最高达54.63%（1995年），最低为42.96%（2001年）；在中部与西部经济差距构成中，小型企业的贡献率最高达52.49%（1995年），最低为44.39%（2002年）。总的来看，在地区经济发展差异构成中，小型企业所作的贡献超过大型企业。可见，小型企业在我国经济增长差异构成中具有举足轻重的作用。

总之，以上的分析表明，中小企业发展的地区不平衡性使东部地区经济以快于中西部地区的速度增长，从而拉大了东部与中西部经济的差距。

结论性评论

本文从微观经济主体企业的角度，运用数量分析方法，定量地研究了中国的地区经济发展差距不断扩大的现象。我们发现，中小企业尤其是小企业在我国区域经济增长中起重要作用，无论是东部经济发达地区还是中西部欠发达地区亦是如此。中小企业尤其是小企业发展的地区不平衡性是我国区域经济增长差异形成的主要因素。要实现中国区域经济的均衡增长，实现区域产业组织合理化，各地区必须从战略的高度大力发展中小企业尤其是小型企业，而促使中小企业集群发展是提高区域经济竞争力的有效途径。同时也必须大力实施大、中、小企业协调发展战略，特别是地区之间的中小企业合作。

参考资料：

1.苑鹏，乡镇企业产业组织与区域发展的结构变迁与调整研究[J]，经济研究参考，2002

2.许庆明、黄晖，工业企业规模结构与区域经济增长[J]，生产力研究，2003

3.程玉春，对我国工业组织的区域比较实证分析[J]，中国工业经济，2002

4.林毅夫、刘培林，中国的经济发展战略与地区收入差距[J]，经济研究，2003

作者简介：

篇13

春江水暖鸭先知。遭受危机冲击首当其冲的是企业，保增长必须优先保证的也是企业。__市坚持把保增长作为学习实践活动最需要取得的实效，咬定发展不动摇，谋定后动不折腾，凝心聚力，稳商援企，全力助推工业经济逆势增长，取得明显阶段性成效。元至4月，全市实现规模工业总产值57.6亿元，增长40.9%；规模工业增加值16.7亿元，增长61.3%；全社会固定资产投资20.5亿元，增长31%；财政总收入2.41 亿元，增长22.2%；地方一般预算收入1.19亿元，增长29.8%；元至三月外贸出口总额968.2万美元，增长11.4%；实际利用外资230万美元，增长8%。

一、政策带动，营造企业发展“暖春”环境。一是挖掘优惠政策潜能。认真研究和梳理国家出台的促进经济增长和扶持企业发展的各项政策，按照更灵活、更宽松、更开放的原则，在国家政策和法律法规允许的范围内，在税收、土地、融资等方面给予企业和投资者最大限度的扶持，促进资本、技术、人才等要素资源向经济发展的关键环节和重点领域集中，真正用好、用活、用足各项投资优惠政策，充分运用政策的潜力，为经济发展服务。二是放大优强企业优势。全市筛选确定32家优强企业和成长型企业，从发展环境、资金扶持、要素保障、项目申报、服务审批等方面为重点企业和外来客商提供特殊政策和“直通车”服务，鼓励企业在困境中求生存、谋发展。目前，__已有年产值过亿元的工业企业18家，年税收过20__万元的企业4家、过100万元的企业32家。截至3月末，全市规模工业企业达到151家，同比净增40家。三是催生企业扩规升级。制定出台支持重点投资项目加快建设的政策措施，对符合国家产业政策和投资导向的重点招商引资项目和技改扩规企业，建立专班协调机制、实行提前介入制度和建立限时办结制度，积极协调项目前期咨询、市场准入、规划选址、征地环评等工作，全程跟综，提供高效快捷的服务。目前，全市新开工20__万元以上工业项目9个，计划投资8.83亿元，其中投资过亿元项目5个。

二、银企互动，破解企业发展融资瓶颈。一是引导金融信贷投入走向。研究出台《__市金融机构支持市域经济发展货币信贷工作指导意见》和《__市金融机构支持地方经济发展奖励办法》，督促和指导各金融机构加大对市域经济的投入力度，缓解企业贷款融资难。积极创新信贷产品，对产品有市场、经营有效益、发展有潜力、管理较规范、还贷守信用的科技型、外向型、成长型中小企业和非公有制经济，建立一套行之有效的贷款审查、信用评级、抵押担保、资金定价等信贷管理制度，及时给予合理的信贷支持，促进企业做大做强。重点加大对食品酿造、纺织、化工、建材、电子材料等优势产业技术改造和新上项目的支持力度，满足项目资金和流动资金的信贷需求。目前已协调市内金融机构为全市工业企业提供贷款4.04亿元。二是完善企业诚信体系。加强企业信用信息的采集和利用工作，建立中小企业资信获取长效机制，在全社会开展征信知识问卷调查，深入到相关单位、企业采集信息，了解企业经营情况，构建全方位、多渠道的中小企业信息通报平台，提高对中小企业授信的效率，加大中小企业征信体系建设和a级信用企业培植工作力度，帮助企业及时获得信贷支持，有效缓解中小企业解决融资难问题。截至目前，采集企业信息有效信息398户，其中新采集167户，更新企业信息231户，全部录入人民银行总行《企业信用信息基础数据库》，信息完成数量和质量名列宜昌第一，其中的电信缴费信息、法院诉讼信息和环保信息等非银行信息在宜昌市乃至湖北省尚属首次。三是搭建银企对接平台。在全市组织开展“银行行长企业行”活动，组织全市金融机构主要负责人和信贷经理，主动到有信贷需求、20__年纳税10万元以上工业企业，或者去年投产，或当年准备投产的招商引资企业，进行实地考察，面对面开展信贷洽谈，零距离交流供求状况。截至目前，全市金融机构主要负责人和信贷部门负责人深入9个镇（街办），实地参观考察62家有信贷需求的企业，根据不同企业的规模、资信状况、贷款需求额度等方面有针对性地进行解剖，并为企业量身设计贷款方案。截至目前，全市金融机构制定企业信贷投放计划20.59亿元，惠及122家企业。

三、政企联动，引领企业发展危中转机。一是深入调研，共商应对危机之良策。市“四大家”领导带队先后深入__酒业、三宁化工、中石化湖北分公司、中冶重工等重点企业和项目建设现场办公，帮助企业分析市场和产品，在调整产品结构中寻求商机，在应对危机中加强技术改造，在精细化管理中增加效益，切实帮助企业排忧解难。4月末，全市11个工业行业大类中，除有色金属冶炼及压延加工业、木材加工及家具制造业2大行业外，其余9大行业均呈两位数增长态势，其中

化学原料及化学制品制造业、塑料制品业及机械制造业3大行业增幅超过60%，分别为87.8%、76.4%和62.7%。二是优化服务，营造抱团取暖好环境。牢固树立“产业第一、企业家老大”、“企业的要求就是我们的追求”等理念，积极构建政企互动平台，经常性、多层次开展党政企等各方面的交流互动，满腔热情支持企业发展，满怀深情帮助企业解决困难，饱含深情帮助企业做大做强，为企业发展营造良好的政务环境；按照“流程最短、环节最简、效率最高、服务最优”的目标，大力推进行政审批流程再造，进一步减少审批环节，简化审批流程，构建服务“绿色通道”；进一步完善市领导重点项目联系制度，继续推行“一个项目、一名领导、一套班子、一抓到底”的“四个一”项目建设工作机制。三是建强队伍，培育企业人才后备军。全面树立“企业家的成长决定我们的增长”的理念，筹备建立企业家俱乐部，主动对接国内外企业管理新理论、新方法、新经验，主动寻求与国内名牌大学合作，定期组织开展企业家学习培训、实地考察学习活动，培养一批适应现代市场经济和国际竞争要求的一流企业家。加强后备人才培养，建立企业家后备人才信息库，将后备人才管理列入企业发展规划，引导激励一批年轻企业管理人员早成才、快成才、成大才，形成企业家队伍的“梯队”结构。

篇14

春江水暖鸭先知。遭受危机冲击首当其冲的是企业，保增长必须优先保证的也是企业。××市坚持把保增长作为学习实践活动最需要取得的实效，咬定发展不动摇，谋定后动不折腾，凝心聚力，稳商援企，全力助推工业经济逆势增长，取得明显阶段性成效。元至4月，全市实现规模工业总产值57.6亿元，增长40.9%；规模工业增加值16.7亿元，增长61.3%；全社会固定资产投资20.5亿元，增长31%；财政总收入2.41

亿元，增长22.2%；地方一般预算收入1.19亿元，增长29.8%；元至三月外贸出口总额968.2万美元，增长11.4%；实际利用外资230万美元，增长8%。

一、政策带动，营造企业发展“暖春”环境。一是挖掘优惠政策潜能。认真研究和梳理国家出台的促进经济增长和扶持企业发展的各项政策，按照更灵活、更宽松、更开放的原则，在国家政策和法律法规允许的范围内，在税收、土地、融资等方面给予企业和投资者最大限度的扶持，促进资本、技术、人才等要素资源向经济发展的关键环节和重点领域集中，真正用好、用活、用足各项投资优惠政策，充分运用政策的潜力，为经济发展服务。二是放大优强企业优势。全市筛选确定32家优强企业和成长型企业，从发展环境、资金扶持、要素保障、项目申报、服务审批等方面为重点企业和外来客商提供特殊政策和“直通车”服务，鼓励企业在困境中求生存、谋发展。目前，××已有年产值过亿元的工业企业18家，年税收过2000万元的企业4家、过100万元的企业32家。截至3月末，全市规模工业企业达到151家，同比净增40家。三是催生企业扩规升级。制定出台支持重点投资项目加快建设的政策措施，对符合国家产业政策和投资导向的重点招商引资项目和技改扩规企业，建立专班协调机制、实行提前介入制度和建立限时办结制度，积极协调项目前期咨询、市场准入、规划选址、征地环评等工作，全程跟综，提供高效快捷的服务。目前，全市新开工2000万元以上工业项目9个，计划投资8.83亿元，其中投资过亿元项目5个。

二、银企互动，破解企业发展融资瓶颈。一是引导金融信贷投入走向。研究出台《××市金融机构支持市域经济发展货币信贷工作指导意见》和《××市金融机构支持地方经济发展奖励办法》，督促和指导各金融机构加大对市域经济[的投入力度，缓解企业贷款融资难。积极创新信贷产品，对产品有市场、经营有效益、发展有潜力、管理较规范、还贷守信用的科技型、外向型、成长型中小企业和非公有制经济，建立一套行之有效的贷款审查、信用评级、抵押担保、资金定价等信贷管理制度，及时给予合理的信贷支持，促进企业做大做强。重点加大对食品酿造、纺织、化工、建材、电子材料等优势产业技术改造和新上项目的支持力度，满足项目资金和流动资金的信贷需求。目前已协调市内金融机构为全市工业企业提供贷款4.04亿元。二是完善企业诚信体系。加强企业信用信息的采集和利用工作，建立中小企业资信获取长效机制，在全社会开展征信知识问卷调查，深入到相关单位、企业采集信息，了解企业经营情况，构建全方位、多渠道的中小企业信息通报平台，提高对中小企业授信的效率，加大中小企业征信体系建设和a级信用企业培植工作力度，帮助企业及时获得信贷支持，有效缓解中小企业解决融资难问题。截至目前，采集企业信息有效信息398户，其中新采集167户，更新企业信息231户，全部录入人民银行总行《企业信用信息基础数据库》，信息完成数量和质量名列宜昌第一，其中的电信缴费信息、法院诉讼信息和环保信息等非银行信息在宜昌市乃至湖北省尚属首次。三是搭建银企对接平台。在全市组织开展“银行行长企业行”活动，组织全市金融机构主要负责人和信贷经理，主动到有信贷需求、2008年纳税10万元以上工业企业，或者去年投产，或当年准备投产的招商引资企业，进行实地考察，面对面开展信贷洽谈，零距离交流供求状况。截至目前，全市金融机构主要负责人和信贷部门负责人深入9个镇（街办），实地参观考察62家有信贷需求的企业，根据不同企业的规模、资信状况、贷款需求额度等方面有针对性地进行解剖，并为企业量身设计贷款方案。截至目前，全市金融机构制定企业信贷投放计划20.59亿元，惠及122家企业。

三、政企联动，引领企业发展危中转机。一是深入调研，共商应对危机之良策。市“四大家”领导带队先后深入××酒业、三宁化工、中石化湖北分公司、中冶重工等重点企业和项目建设现场办公，帮助企业分析市场和产品，在调整产品结构中寻求商机，在应对危机中加强技术改造，在精细化管理中增加效益，切实帮助企业排忧解难。4月末，全市11个工业行业大类中，除有色金属冶炼及压延加工业、木材加工及家具制造业2大行业外，其余9大行业均呈两位数增长态势，其中化学原料及化学制品制造业、塑料制品业及机械制造业3大行业增幅超过60%，分别为87.8%、76.4%和62.7%。二是优化服务，营造抱团取暖好环境。牢固树立“产业第一、企业家老大”、“企业的要求就是我们的追求”等理念，积极构建政企互动平台，经常性、多层次开展党政企等各方面的交流互动，满腔热情支持企业发展，满怀深情帮助企业解决困难，饱含深情帮助企业做大做强，为企业发展营造良好的政务环境；按照“流程最短、环节最简、效率最高、服务最优”的目标，大力推进行政审批流程再造，进一步减少审批环节，简化审批流程，构建服务“绿色通道”；进一步完善市领导重点项目联系制度，继续推行“一个项目、一名领导、一套班子、一抓到底”的“四个一”项目建设工作机制。三是建强队伍，培育企业人才后备军。全面树立“企业家的成长决定我们的增长”的理念，筹备建立企业家俱乐部，主动对接国内外企业管理新理论、新方法、新经验，主动寻求与国内名牌大学合作，定期组织开展企业家学习培训、实地考察学习活动，培养一批适应现代市场经济和国际竞争要求的一流企业家。加强后备人才培养，建立企业家后备人才信息库，将后备人才管理列入企业发展规划，引导激励一批年轻企业管理人员早成才、快成才、成大才，形成企业家队伍的“梯队”结构。