經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)態(tài)精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識(shí)的探索者，寫作是一種獨(dú)特的藝術(shù)，我們?yōu)槟鷾?zhǔn)備了不同風(fēng)格的5篇經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)態(tài)，期待它們能激發(fā)您的靈感。

篇1

在經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展背景下，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)得以高速發(fā)展，但是環(huán)境也不可避免的遭到了破壞。環(huán)境惡化狀況在一天天的加重，大氣、水資源以及土地也遭到了不同程度的破壞。許多野生動(dòng)植物賴以生存的棲息地慘遭破壞，因此許多物種也在逐漸的消失；同樣也是人類為了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而對(duì)森林進(jìn)行過(guò)度的砍伐以及對(duì)礦產(chǎn)資源的瘋狂開采。上述的種種行為都有悖資源可持續(xù)發(fā)展理論，不僅影響著當(dāng)前環(huán)境的保護(hù)，也為人類以后的生存發(fā)展帶來(lái)了潛在威脅。環(huán)境保護(hù)問(wèn)題比較復(fù)雜，一般涉及三個(gè)方面，即技術(shù)、管理以及制度。技術(shù)方面就是我國(guó)對(duì)于環(huán)境保護(hù)沒(méi)有自己獨(dú)特的有效技術(shù)，常常使得結(jié)果差強(qiáng)人意；管理方面就是我國(guó)對(duì)于環(huán)境保護(hù)的不重視，沒(méi)有加強(qiáng)對(duì)于環(huán)境的監(jiān)視，也沒(méi)有獨(dú)立的環(huán)境保護(hù)部門；最重要的當(dāng)然屬于制度問(wèn)題了，制度可以規(guī)范人們的行為，也可以限制生產(chǎn)過(guò)程中對(duì)環(huán)境的進(jìn)一步破壞，但是由于我國(guó)制度的不完善，治理環(huán)境的結(jié)果也不太理想。

二、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的關(guān)系

（一）內(nèi)在的本質(zhì)關(guān)系

經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的內(nèi)在本質(zhì)關(guān)系，其實(shí)就是人與自然的關(guān)系。因?yàn)榻?jīng)濟(jì)的發(fā)展不足或是發(fā)展不當(dāng)，常常犧牲環(huán)境來(lái)彌補(bǔ)，這也是環(huán)境問(wèn)題出現(xiàn)的根源。那么解決環(huán)境的根源問(wèn)題，就必須調(diào)解好人與自然、人與人、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的關(guān)系，只有這樣才能使經(jīng)濟(jì)高速的發(fā)展，也可以讓環(huán)境得以保護(hù)。當(dāng)前，我國(guó)在積極地尋找一種有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的方法，人們都關(guān)心經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的協(xié)調(diào)發(fā)展，那只有走可持續(xù)發(fā)展道路──既要滿足當(dāng)代人發(fā)展的基本需要，又不損害后代人的發(fā)展需要；既滿足自身（包括國(guó)家和地區(qū)）的需要，又不損害他人（包括國(guó)家和地區(qū)）的發(fā)展需要；既滿足人類的需要，又不損害非人類物種的發(fā)展所需要。為此，我們要想處理好它們之間的內(nèi)在關(guān)系，就必須遵循可持續(xù)發(fā)展的要求，務(wù)必要做到真實(shí)有效。

（二）外在的協(xié)調(diào)關(guān)系

經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的外在協(xié)調(diào)關(guān)系，其實(shí)就是它們之間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，既存在著一種發(fā)展邏輯，又順應(yīng)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的客觀條件。當(dāng)今經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展體系中，我覺(jué)得環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)也該參與進(jìn)來(lái)，因?yàn)榄h(huán)境保護(hù)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，也是提升經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力的主要因素。國(guó)家在實(shí)行環(huán)境保護(hù)政策的過(guò)程中，雖然提高了企業(yè)的生產(chǎn)成本以及產(chǎn)品的價(jià)格，但同時(shí)也刺激了經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)，這也為環(huán)保技術(shù)的創(chuàng)新與發(fā)展提供了機(jī)遇。處理它們之間的外在關(guān)系，就是讓經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)始終都處于一種動(dòng)態(tài)均衡，既順應(yīng)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，也讓環(huán)境得以最大限度的保護(hù)。

三、經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的協(xié)調(diào)措施

（一）相對(duì)制度的構(gòu)建以及完善

為了使經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)相協(xié)調(diào)發(fā)展，制度的構(gòu)建以及完善是必不可少的。為此，我們必須要對(duì)原有的環(huán)境保護(hù)制度加以創(chuàng)新，要與市場(chǎng)機(jī)制緊密的結(jié)合起來(lái)，將政府的職能也體現(xiàn)出來(lái)。國(guó)家可以改變現(xiàn)有的GDP核算體系變成“綠色GDP”，然后將環(huán)境污染的負(fù)面影響加入到具體的核算中，從而改變現(xiàn)存GDP對(duì)環(huán)境保護(hù)的影響。環(huán)境保護(hù)是一項(xiàng)系統(tǒng)工程，只有在各方面制度的配合下，才能使環(huán)境保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)。

（二）體升環(huán)保人員的專業(yè)素質(zhì)

要提升環(huán)保管理人員和負(fù)責(zé)人的責(zé)任意識(shí)，才能在根本上進(jìn)行環(huán)境管理，使得環(huán)境保護(hù)策略更為徹底的執(zhí)行。目前我國(guó)環(huán)保體系還不夠完善，很多內(nèi)部人員對(duì)其認(rèn)知還不夠全面，僅僅在字面意思上有所涉獵，在之后的環(huán)保控制工作中就會(huì)流于形式；或者是工作人員不認(rèn)真，在工作中有所松懈，就會(huì)導(dǎo)致環(huán)境問(wèn)題沒(méi)有得到及時(shí)的反映以及處理。針對(duì)以上問(wèn)題，我們首先要加強(qiáng)環(huán)保人員的環(huán)保意識(shí)，讓他們學(xué)習(xí)相關(guān)知識(shí)；其次定期對(duì)環(huán)保工作人員進(jìn)行宣傳教育也是必不可少的，這樣會(huì)形成環(huán)保氛圍，讓他們清楚自己的責(zé)任；最后就是環(huán)保工作人員態(tài)度也應(yīng)該端正，只有熱愛(ài)這份工作才能完成的更加出色。

（三）社會(huì)以及其他方面的支持

環(huán)境保護(hù)是全社會(huì)都應(yīng)該關(guān)注以及支持的事情，它不是具體某一個(gè)人的，更不是某一類人的。我們要在全社會(huì)領(lǐng)域進(jìn)行環(huán)保宣傳，強(qiáng)化普通百姓的環(huán)保意識(shí)，為可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造良好的發(fā)展條件，同時(shí)也營(yíng)造了環(huán)境保護(hù)的社會(huì)氛圍，間接創(chuàng)造了環(huán)保經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)。其次，我們也應(yīng)該引導(dǎo)企業(yè)對(duì)環(huán)境進(jìn)行保護(hù)，讓他們通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新來(lái)提高自己的競(jìng)爭(zhēng)力，使他們充分地參與到環(huán)保市場(chǎng)中。這樣的環(huán)保手段不僅可以體現(xiàn)出企業(yè)的社會(huì)責(zé)任，也可以直接刺激到環(huán)保經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)。

四、總結(jié)

篇2

一、贛州資金流量流向運(yùn)行狀態(tài)及特點(diǎn)

(一)經(jīng)濟(jì)景氣分析。資金總流量環(huán)比與資金總筆數(shù)環(huán)比之間的比較是經(jīng)濟(jì)景氣的重要指標(biāo)，當(dāng)筆數(shù)環(huán)比大于資金流環(huán)比時(shí)說(shuō)明經(jīng)濟(jì)處于下滑期，反之，則為上升期。從圖3分析，2008年—2011年除了有個(gè)別季度出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)下滑，贛州經(jīng)濟(jì)整體上處于上升期，但是2012年—2013年2季，贛州經(jīng)濟(jì)整體處于下滑期，2012年全年資金總流量環(huán)比小于資金總筆數(shù)環(huán)比，2013年1季度處于上升期，二季度重回下滑期，由于受外部經(jīng)濟(jì)影響，贛州經(jīng)濟(jì)上行出現(xiàn)了一些困難。

(二)資金效率分析。資金效率分析指標(biāo)通常采用資金總流量與GDP的比值來(lái)衡量，比值越小資金效率越高，比值越大資金效率越低。由于GDP代表的是實(shí)體經(jīng)濟(jì)，那么，這種比值也表示資金對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)效率。從圖4分析，2008年—2013年贛州資金效率可以劃分為兩個(gè)時(shí)段，一是2008年—2009年資金效率相對(duì)較高，資金總流量與GDP的比值分別為1.03和1.70。二是2011年———2013年資金效率邊際下降，資金總流量與GDP的比值分別增大到3.51、3.5、3.49且基本穩(wěn)定在這個(gè)比值水平。這表明資金對(duì)GDP的拉動(dòng)作用減弱，實(shí)體經(jīng)濟(jì)行為比例下降，不斷擴(kuò)大的資金量同時(shí)由物價(jià)因素、虛擬經(jīng)濟(jì)因素等表現(xiàn)出來(lái)。

(三)資金流動(dòng)特點(diǎn)。通過(guò)贛州資金流量、流向、經(jīng)濟(jì)景氣、資金效率四個(gè)指標(biāo)狀況分析，贛州資金流動(dòng)具有以下三方面特點(diǎn):①資金流動(dòng)呈階段性特征明顯;一是資金流量呈現(xiàn)兩種運(yùn)行狀態(tài)，即2008年—2009年2季度低量平穩(wěn)狀態(tài)和2009年3季度—2013年2季度資金流量放量擴(kuò)張狀態(tài);二是資金流向表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)承接與振興蘇區(qū)政策扶持的區(qū)域流向特征;三是資金效率由饑餓狀態(tài)變?yōu)檫呺H下降;四是經(jīng)濟(jì)景氣出現(xiàn)由上行轉(zhuǎn)下行走勢(shì)。②資金流量分布集中;贛州與省內(nèi)之間的交易占67.8%，與外省交易區(qū)域集中在北京、廣州、浙江、上海、福建等五省，占比24.3%。而其它省份僅占7.8%。③資金流表現(xiàn)出周期變化。從資金凈流入可以看出，2008年—2013年贛州資金流量每年年初資金流量由高到低呈下降走勢(shì)，每年的第三季度到達(dá)最低量，年末又迅速回升。

二、贛州資金流量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)性論證

資金流是隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展而來(lái)，區(qū)域規(guī)劃及產(chǎn)業(yè)發(fā)展是吸引外來(lái)資金的源動(dòng)力，為了更有力的說(shuō)明這一觀點(diǎn)，下面將運(yùn)用相關(guān)性與回歸分析來(lái)計(jì)量單位數(shù)量資金凈流入帶來(lái)GDP增長(zhǎng)數(shù)量。

(一)指標(biāo)選取與指標(biāo)檢驗(yàn)。①支付業(yè)務(wù)發(fā)展指標(biāo)。本課題采用贛州市支付系統(tǒng)清算資金中的資金凈流入作為支付業(yè)務(wù)發(fā)展的主要考察指標(biāo)(資金凈流入是資金流出量與資金流入量軋減后的差額。)即自變量。②地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。本課題選取贛州市生產(chǎn)總值(GDP)作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，即因變量。③變量指標(biāo)穩(wěn)定性檢驗(yàn)。由于資金凈流入變量與GDP為時(shí)間序列，因此需要進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，為此，采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)資金凈流入與GDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)，資金凈流入的ADF值D(X)為－5.9，GDP的ADF值D(Y)為－3.54，分別小于1%、10%顯著水平下的t統(tǒng)計(jì)值，為平穩(wěn)時(shí)間序列。

(二)資金凈流入與GDP增長(zhǎng)的相關(guān)程度。相關(guān)系數(shù)是測(cè)定變量之間線性相關(guān)關(guān)系密切程度的指標(biāo)，通常相關(guān)系數(shù)用字母r表示。計(jì)算資金凈流入與GDP之間的相關(guān)系數(shù)為0.7096，資金凈流入與GDP增長(zhǎng)的相關(guān)系數(shù)r為0.7096，說(shuō)明外來(lái)資金流入對(duì)贛州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的相關(guān)程度為中等線性相關(guān)，也就是說(shuō)贛州GDP的增長(zhǎng)對(duì)外來(lái)資金的依賴程度較大。

(三)構(gòu)建資金流量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)測(cè)模型。由上述相關(guān)分析可以看出，資金流量與GDP之間存在線性關(guān)系，可以進(jìn)一步建立資金流量與GDP的回歸模型，并通過(guò)樣本回歸方程對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行預(yù)測(cè)。①建立回歸方程:Y=β0+β1X+ε，其中，β0、β1為未知參數(shù)，β1為回歸系數(shù)，表示X每變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)所引起的因變量Y的平均變動(dòng)量，ε為隨機(jī)因素。代入數(shù)據(jù)，經(jīng)計(jì)算得出一元線性回歸方程為:依據(jù)判定系數(shù)r2對(duì)方程的擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn)，經(jīng)計(jì)算得出r2等于0.5036，屬于中等擬合。②下半年經(jīng)濟(jì)回歸預(yù)測(cè)。根據(jù)2010－2012年的資金凈流入情況，我們發(fā)現(xiàn)，2011年比2010年基本翻番，2013年與2012年的資金凈流入增長(zhǎng)趨勢(shì)跟2011年與2010年的相似，因此，我們參照2011年的同比增速來(lái)測(cè)定2013年后兩個(gè)季度的資金流量，3、4季度的資金凈流入量分別為185億元、213億元，對(duì)2013年度后兩個(gè)季度的GDP進(jìn)行預(yù)測(cè)，對(duì)應(yīng)的兩個(gè)季度的GDP預(yù)測(cè)值分別為326億元、344億元。從圖5看擬合效果，預(yù)測(cè)值與實(shí)際值之間的擬合度較高，從趨勢(shì)上看，2012年之前的擬合效果優(yōu)于2012年之后。

三、資金流量流向分析結(jié)論解讀

依據(jù)贛州資金流量流向運(yùn)行狀態(tài)和特點(diǎn)以及贛州資金流量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)性論證得出以下分析結(jié)論:(一)贛州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資金凈流入接近高度正相關(guān)，資金凈流入每增加1億元，GDP就增加0.624億元。并且GDP變動(dòng)中50.36%的部分是由資金凈流入帶來(lái)的影響。經(jīng)濟(jì)模型與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)之間的擬合度屬于中等擬合。

(二)經(jīng)濟(jì)貨幣化影響增大，貨幣對(duì)GDP的拉動(dòng)降低，資金效率下降。經(jīng)濟(jì)行為中，實(shí)體經(jīng)濟(jì)行為比例降低。不斷擴(kuò)大的資金流同時(shí)也由物價(jià)因素、虛擬經(jīng)濟(jì)因素等表現(xiàn)出來(lái)。

篇3

關(guān)鍵詞：區(qū)域動(dòng)態(tài)人力資本；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；義烏市

中圖分類號(hào)：F207 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）14-0088-02

引言

2012年，義烏市登記流動(dòng)人口數(shù)為159.5萬(wàn)，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出常住人口。同時(shí)，2012年《中國(guó)城市競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》顯示，義烏市在中國(guó)最具競(jìng)爭(zhēng)力百?gòu)?qiáng)縣（縣級(jí)市）排行榜排名位列14名。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是資本投入、勞動(dòng)投入的增加、技術(shù)的進(jìn)步，這其中又以人的因素為首，人的素質(zhì)的提高才能推動(dòng)技術(shù)的快速進(jìn)步和產(chǎn)出的高速增長(zhǎng)。發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐表明人力資本是經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力。因此，從影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源頭因素來(lái)看，人力資本才是重要的因素，大量的流動(dòng)人口對(duì)義烏市的社會(huì)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)建設(shè)起到了巨大的推進(jìn)作用。

一、文獻(xiàn)綜述及概念界定

人力資本由舒爾茨（Schultz Theodore W，1960）首先提出，并經(jīng)貝克爾（Becker Gary，1964）等人的補(bǔ)充和發(fā)展，形成人力資本理論。20世紀(jì)80年代中期以來(lái)，以盧卡斯（Lucas，1988）和羅默（Romer，1986）為代表人物的“新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論”將人力資本作為同物質(zhì)資本一樣的獨(dú)立生產(chǎn)要素納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型之中，運(yùn)用微觀的方法分析了人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，認(rèn)為人力資本存量的差異會(huì)直接影響全要素生產(chǎn)力，從而影響長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。新貿(mào)易理論的代表克魯格曼（Paul Krugman）認(rèn)為，人力資本和物質(zhì)資本一樣，也受到產(chǎn)業(yè)集聚等因素的重要影響，生產(chǎn)要素通過(guò)流動(dòng)產(chǎn)生空間上的集聚，會(huì)對(duì)一個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響 [1]。

國(guó)內(nèi)對(duì)人力資本的研究起步較晚，中國(guó)經(jīng)濟(jì)正由粗放式增長(zhǎng)向集約式增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變，加之有豐富的人力資源，因此，國(guó)內(nèi)學(xué)者更加關(guān)注人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。侯亞非和王金營(yíng)以教育作為人力資本的外生變量來(lái)分析人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響 [2]；顧加寧對(duì)中國(guó)人力資本的集聚現(xiàn)狀進(jìn)行了實(shí)證分析 [3]；郭永昌分析了上海市閔行區(qū)外來(lái)人口的基本特征、集聚成因和空間集聚基本形式與演化過(guò)程，并在此基礎(chǔ)上提出大城市外來(lái)人口的重構(gòu)模式 [4]。

針對(duì)國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)人力資本的研究，本文提出的“區(qū)域動(dòng)態(tài)人力資本”在本質(zhì)意義上與舒爾茨的人力資本的概念相同，它是指某一區(qū)域動(dòng)態(tài)流動(dòng)的、受過(guò)一定教育的、具有某種學(xué)歷（教育水平）和技能特征的勞動(dòng)力。在本文的研究中，以流動(dòng)的務(wù)工經(jīng)商勞動(dòng)力作為研究對(duì)象，所具有的教育水平和技能稱之為人力資本。需要說(shuō)明的是，動(dòng)態(tài)人力資本應(yīng)包括人力的流入與流出兩個(gè)方向，但義烏數(shù)量眾多的中小企業(yè)提供較多的就業(yè)崗位，流出的人力資本相對(duì)流入的比例較小，因此在本文中將忽略流出人力資本存量。

二、義烏市動(dòng)態(tài)人力資本存量分析

動(dòng)態(tài)的務(wù)工經(jīng)商勞動(dòng)力的數(shù)據(jù)來(lái)源于義烏市2012年的流動(dòng)人口數(shù)據(jù)分析報(bào)告和境內(nèi)13個(gè)鎮(zhèn)街6 863份流動(dòng)人口問(wèn)卷調(diào)查情況匯總，得出義烏市流動(dòng)人口的結(jié)構(gòu)狀況 [5]。

（一） 以年齡、性別、學(xué)歷構(gòu)成的人力資本

經(jīng)濟(jì)學(xué)家加里·貝克爾在分析人力資本構(gòu)成時(shí)，不僅關(guān)注經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中人的學(xué)歷結(jié)構(gòu)，還特別重視與學(xué)歷結(jié)構(gòu)相關(guān)聯(lián)的年齡、性別構(gòu)成特征 [6]。

將調(diào)查的年齡、性別、學(xué)歷構(gòu)成的數(shù)據(jù)分析可以發(fā)現(xiàn)如下特點(diǎn)：從年齡特征看，年齡段以18—35歲為主，形成了勞動(dòng)力聚集的峰尖，說(shuō)明青壯年勞動(dòng)力是流入義烏務(wù)工經(jīng)商的主要群體。從學(xué)歷構(gòu)成看，文化程度普遍較低，主要以初中為主，占84.69%，大專以上學(xué)歷只占3.35%。因此可以認(rèn)為，具有中學(xué)教育學(xué)歷是進(jìn)入義烏市形成勞動(dòng)力供給的最低學(xué)歷臨界點(diǎn)。學(xué)歷水平的普遍低下，也造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過(guò)程中壓力的轉(zhuǎn)移，對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生不利的影響。

（二）以職業(yè)分布的人力資本

以學(xué)歷為主要觀察標(biāo)準(zhǔn)來(lái)衡量，義烏市動(dòng)態(tài)人力資本結(jié)構(gòu)屬于低水平，主要從事生產(chǎn)制造、服務(wù)行業(yè)工作，占總崗位數(shù)的62.29%，主要從事以體力勞動(dòng)為主的簡(jiǎn)單再生產(chǎn)工作或從事非（低）技術(shù)工作，屬于低端職業(yè)領(lǐng)域的人群。這種崗位選擇的特征表明，流入到義烏市的勞動(dòng)力主要集中在生產(chǎn)企業(yè)里，這與義烏市眾多的中小企業(yè)有著密切的關(guān)系，他們的職業(yè)選擇半徑不大，并且集中。

（三）來(lái)源地和工作地觀察下的人力資本

為了分析義烏市對(duì)流動(dòng)的人力資本吸引狀況，筆者對(duì)流入的人力資本的來(lái)源地和在義烏的工作區(qū)域做了分析，顯示出兩個(gè)明顯的特點(diǎn)：一是在義烏市主城區(qū)工作的人占絕大多數(shù)，占73.51%，鄉(xiāng)鎮(zhèn)的吸引力還不強(qiáng)。二是流動(dòng)人口中來(lái)自省外的占89.41%，大多數(shù)來(lái)自江西、貴州、河南、安徽等地，這四省的流入人口占總數(shù)的57.93%，說(shuō)明義烏市的經(jīng)濟(jì)輻射能力比較有限，帶動(dòng)的是更不發(fā)達(dá)的地區(qū)；而經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)江蘇、廣東、北京、上海等地的人員流入很少，說(shuō)明義烏市很難吸引經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的高素質(zhì)人才。這在義烏市建設(shè)綜合貿(mào)易改革試點(diǎn)過(guò)程中對(duì)高素質(zhì)人力資本的需求是非常不利的。

三、義烏市人力資本與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的關(guān)系

各地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)顯示，人力資本與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成正相關(guān)關(guān)系，即人力資本存量越多、質(zhì)量越高，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平就越高。同時(shí)，一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整在很大程度上也是根據(jù)人力資本存量和結(jié)構(gòu)狀況進(jìn)行的；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)速度都是受到相應(yīng)素質(zhì)的人力資本和具有一定彈性的人力資本約束的。

（一）人力資本對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

人力資本可促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級(jí)，特別是有利于發(fā)展高科技產(chǎn)業(yè)。2012年，義烏市第三產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值略高于第二產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)所占比重最低，僅為2.63%。經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律證明，發(fā)達(dá)國(guó)家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)為主，而第三產(chǎn)業(yè)中的高科技產(chǎn)業(yè)比重較大。義烏市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然存在不合理之處，需要進(jìn)一步調(diào)整和完善，通過(guò)發(fā)展以高科技產(chǎn)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。同時(shí)，人力資本存量的提升可使高素質(zhì)的人力資源發(fā)揮優(yōu)勢(shì)，使用更先進(jìn)的機(jī)器、設(shè)備等，從而極大地提高了勞動(dòng)生產(chǎn)效率，節(jié)約生產(chǎn)成本。人力資本的轉(zhuǎn)化會(huì)推動(dòng)了勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高產(chǎn)業(yè)的資本收益率，使第三產(chǎn)業(yè)得到快速發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。因此，人力資本對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級(jí)有不可低估的影響。但是義烏市高素質(zhì)、高學(xué)歷人才多分布于學(xué)校內(nèi)，對(duì)科技的轉(zhuǎn)化效率存在一定制約。

（二）人力資本結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響

在對(duì)人力資本進(jìn)行計(jì)量研究時(shí)，更多的是按受教育年限將人力資本分為基礎(chǔ)人力資本和專業(yè)化人力資本。基礎(chǔ)人力資本代表勞動(dòng)力所必備的人力資本存量；相對(duì)基礎(chǔ)人力資本而言，專業(yè)化人力資本更強(qiáng)調(diào)知識(shí)、創(chuàng)新和研究能力（高素英，2009）。

在義烏2012年的調(diào)查中，基礎(chǔ)性人才占絕大多數(shù)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度比較大，因此，提高一般人才的質(zhì)量和數(shù)量，是構(gòu)建區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)力的基礎(chǔ)，將會(huì)有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。總體上加大對(duì)基礎(chǔ)性人才的投資，不斷提升他們的知識(shí)、技術(shù)和能力，提高區(qū)域整體人力資本的存量和質(zhì)量。除了要對(duì)現(xiàn)有的一般人才的開發(fā)與利用外，還要想方設(shè)法提高區(qū)域一般人才的數(shù)量，高職高專等職業(yè)技術(shù)學(xué)校肩負(fù)著培養(yǎng)一般人才的重任，要積極探索職業(yè)技術(shù)學(xué)校的培養(yǎng)模式，提升職業(yè)技術(shù)學(xué)校的教師水平和辦學(xué)水平。

相反，義烏專業(yè)性人才對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)比較低，其原因可能有兩個(gè)：一是高層次人才多是決策的制定者，而不是執(zhí)行者，其貢獻(xiàn)率不能直接體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)指標(biāo)上；二是因?yàn)楦邔哟稳瞬抛龅亩嗍莿?chuàng)造性的工作，成果的轉(zhuǎn)化有滯后性，有可能低估高層次人才的作用。因此，在高層次人才的發(fā)展上，筆者提出如下兩點(diǎn)建議：一是提升地區(qū)高層次人才的能力和素質(zhì)，不斷增強(qiáng)他們的創(chuàng)新能力，培養(yǎng)更適合義烏市場(chǎng)具體情況的人才，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出更大的貢獻(xiàn)；二是吸引其他地區(qū)的高層次人才來(lái)本地區(qū)工作，尤其是海外的高層次人才。

（三）人力資本影響區(qū)域中心城市及城市群的形成

義烏市作為金義大都市、浙中商圈的重要組成部分，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中承擔(dān)著物質(zhì)運(yùn)輸交換、要素流動(dòng)、信息溝通的重要功能。從國(guó)內(nèi)外的區(qū)域發(fā)展經(jīng)驗(yàn)可以看到，在區(qū)域的中心城市和城市群中，人力資本較為聚集，而且區(qū)域人力資本存量規(guī)模和結(jié)構(gòu)也直接影響了區(qū)域中心城市和城市群的輻射范圍，影響著區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。義烏市的動(dòng)態(tài)人力資本遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了金華市其他地區(qū)，在浙江省也位于前列，這些人才基礎(chǔ)都為義烏市承擔(dān)貿(mào)易中心功能、生產(chǎn)中心功能、服務(wù)中心功能、金融中心功能、信息中心功能發(fā)揮了重要的作用。

四、結(jié)論

人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用，不僅取決于人才數(shù)量的多少，而且取決于其使用環(huán)境、組織制度和激勵(lì)的有效程度。因此，吸引專業(yè)人才的集聚，需要提供廣闊的發(fā)展空間，建設(shè)適合人才發(fā)展的環(huán)境，完善用人機(jī)制，改善人才的工作環(huán)境；需要建立合理的人才流動(dòng)機(jī)制，注重對(duì)某些特殊領(lǐng)域?qū)ｉT技術(shù)人才的引進(jìn)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和人才增長(zhǎng)這種相輔相成的關(guān)系，意味著人才的重要性不僅能促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還對(duì)自身發(fā)展起到重要作用，好的人才發(fā)展模式會(huì)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成良性互動(dòng)。

義烏市人力資本流動(dòng)還存在區(qū)域流動(dòng)結(jié)構(gòu)不合理、人力資本區(qū)域流動(dòng)方向不均衡、人力資本區(qū)域利用效率低等問(wèn)題。人力資本區(qū)域流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)效應(yīng)總體上還有進(jìn)一步提高的空間，進(jìn)一步調(diào)整人力資本跨區(qū)域流動(dòng)的方式和結(jié)構(gòu)，合理規(guī)劃人力資本區(qū)域流動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略是推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根本動(dòng)力。

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篇4

關(guān)鍵詞：教育投入；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；動(dòng)態(tài)影響

2012年兩會(huì)提出要實(shí)現(xiàn)財(cái)政教育投入占生產(chǎn)總值比例4%的目標(biāo)，根據(jù)目標(biāo)測(cè)算，湖南財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)投入要達(dá)到671億元。同時(shí)，湖南還要全面實(shí)施《湖南省建設(shè)教育強(qiáng)省規(guī)劃綱要》，那么，如何評(píng)估教育投入效率、它與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系、動(dòng)態(tài)影響程度如何，均需要進(jìn)行科學(xué)的測(cè)度與定量分析，這樣才能為湖南省教育投入政策提供理論基礎(chǔ)和實(shí)證依據(jù)。

一、教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系研究現(xiàn)狀

隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的到來(lái)，教育作為科技進(jìn)步的主要推動(dòng)力和人力資本投資的主要方式，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用不斷提升。教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系成為學(xué)術(shù)界研究熱點(diǎn)，并取得了豐富的研究成果。20世紀(jì)50年代，Solow提出了“技術(shù)進(jìn)步要素”論，間接地指出了教育對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)；Becker重視人力資本在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，建立了以勞動(dòng)要素分析為中心的人力資本理論[1]；Schultz（1961）認(rèn)為一國(guó)人力資本存量的提高能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[2]；后來(lái)Arrow的“干中學(xué)”理論對(duì)其進(jìn)行了補(bǔ)充規(guī)定。Uzawa（1965）提出內(nèi)生增長(zhǎng)模型，教育部門以線性技術(shù)生產(chǎn)人力資本，保證經(jīng)濟(jì)能夠?qū)崿F(xiàn)持續(xù)發(fā)展。Romer（1986）、Lucas（1988）等通過(guò)大量的研究，提出新增長(zhǎng)理論，認(rèn)為特殊的知識(shí)和專業(yè)化的人力資本是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。Mankiw（1992）提出“擴(kuò)展索羅模型”，Barro（1998）提出“擴(kuò)展新古典模型”，他們均把人力資本作為獨(dú)立的投入要素引入總量生產(chǎn)函數(shù)，清楚地表明通過(guò)教育的人力資本投資可導(dǎo)致產(chǎn)出提高，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展。教育投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用引起了西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界的高度重視[3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度的成果較少。陸根堯、朱省娥（2004）應(yīng)用菲德模型分為教育部門和非教育部門，教育對(duì)非教育部門存在外溢作用，測(cè)算得出教育對(duì)經(jīng)濟(jì)的全部拉動(dòng)作用系數(shù)為1.7493。葉茂林等（2011）利用教育生產(chǎn)函數(shù)對(duì)不同教育程度勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)進(jìn)行了實(shí)證計(jì)量。顏敏（2010）從教育投入影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制和路徑出發(fā)，通過(guò)關(guān)聯(lián)性和因果性分析得到教育投入對(duì)人均GDP的增長(zhǎng)有著顯著的正向影響。陳霞（2010）建立了GDP與高等學(xué)校經(jīng)費(fèi)投入、高等學(xué)校專任教師數(shù)與高等學(xué)校在校生數(shù)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，得出經(jīng)費(fèi)投入增加1%可導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增加1.257%[4]。趙樹寬等（2011）通過(guò)協(xié)整分析和方差分析構(gòu)建高等教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的VAR模型，高等教育經(jīng)費(fèi)投入每增加1%，將引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加0.251%，經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有持續(xù)的正向影響，是高等教育促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿5]。

從以上國(guó)內(nèi)研究可以看出，大多采用全國(guó)的數(shù)據(jù)整體分析中國(guó)教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，而有關(guān)湖南省教育投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的文獻(xiàn)廖廖無(wú)幾。另外，有關(guān)教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究大多是靜態(tài)分析，沒(méi)有分析動(dòng)態(tài)影響，本文借鑒C-D生產(chǎn)函數(shù)，設(shè)定時(shí)間虛擬變量，選取資本、勞動(dòng)力和教育投入等生產(chǎn)要素，建立非線性函數(shù)模型對(duì)湖南教育投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。

二、研究設(shè)計(jì)

1.模型構(gòu)建。根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)，產(chǎn)量取決于勞動(dòng)、資本和技術(shù)三大生產(chǎn)要素，而人力資本理論認(rèn)為教育能提高勞動(dòng)者的知識(shí)和技能，從而大大提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，也就是相當(dāng)于使初始勞動(dòng)力投入量成倍增加，因此可以將勞動(dòng)投入量細(xì)化為初始勞動(dòng)力L與教育投入E的乘積，但兩者的作用是不相等的，設(shè)定不同的彈性系數(shù)，同時(shí)考慮到時(shí)間的影響，設(shè)定時(shí)間虛擬變量，建立湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非線性回歸模型為：

其中，GDP代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，D為時(shí)間虛擬變量，K為資本投入量，L為勞動(dòng)投入量，E為教育經(jīng)費(fèi)投入量，A代表科技進(jìn)步，α、β、γ分別代表資本、勞動(dòng)力和高等教育投入要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)，λ為時(shí)間影響系數(shù)，i為虛擬變量個(gè)數(shù)。

對(duì)上式兩邊取自然對(duì)數(shù)，可得：

由于技術(shù)進(jìn)步難以界定和量化，但隨著時(shí)間的推移技術(shù)越先進(jìn)，設(shè)LnA（t）=A（0）+bt，為了消除其影響，得到一階差分方程：

2.變量設(shè)定及樣本數(shù)據(jù)來(lái)源。采用湖南生產(chǎn)總值反映湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP），以湖南普通高等教育經(jīng)費(fèi)支出衡量湖南教育經(jīng)費(fèi)投入（E）；用資本總量表示資本要素投入（K），用從業(yè)人員數(shù)表示勞動(dòng)力要素投入（L）?？紤]到通貨膨脹，需扣除物價(jià)上漲因素，GDP、K和E折算為以1978年為基期的不變價(jià)格經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。根據(jù)高等教育經(jīng)費(fèi)投入改革階段來(lái)設(shè)定時(shí)間虛擬變量，高等教育經(jīng)費(fèi)投入改革經(jīng)歷了三個(gè)階段：完全靠政府撥款階段（1949-1979年）；以財(cái)政撥款為主，社會(huì)籌集和高等辦學(xué)機(jī)構(gòu)為輔階段（1980-1998年）；高等教育辦學(xué)機(jī)構(gòu)自籌和社會(huì)籌集等多元化籌資為主，政府撥款為輔階段（1999-至今），需引入兩個(gè)虛擬變量。

選取1978-2011年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來(lái)自《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》和《湖南教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》[6]，數(shù)據(jù)處理及計(jì)算過(guò)程均使用Eviews7.2完成。

三、湖南教育投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析

通過(guò)對(duì)各樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，LnGDP、LnE、LnK和LnL四個(gè)變量的原序列和一階差分均具有單位根，是非平穩(wěn)的。但經(jīng)過(guò)二階差分后，四個(gè)變量平穩(wěn)，都是一階單整序列，并通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)因變量能被自變量的線性組合解釋，兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[7]。運(yùn)用Eviews使用普通最小二乘法（OLS）對(duì)各變量進(jìn)行回歸分析[8]，分析結(jié)果如表1所示：

表1 湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的回歸系數(shù)表

由表1可得到湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展與各投入要素間的動(dòng)態(tài)回歸方程為：

從回歸模型的結(jié)果可以看出，給定顯著性水平為0.05，查得其自由度為57（樣本量減去解釋變量個(gè)數(shù)再減1）的臨界值為2.000，各解釋變量的t值均大于臨界值，且P值均小于顯著性水平0.05，各解釋變量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明湖南高等教育經(jīng)費(fèi)投入、資本、勞動(dòng)力和時(shí)間對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著影響。另外，可決系數(shù)為0.987，調(diào)整的可決系數(shù)為0.985，湖南區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展變動(dòng)的98%可由其影響因素解釋，解釋度很高。同時(shí)，給定的F值（431.19）遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其臨界值（F0.05（5，57）=2.37），且p值趨于0，模型通過(guò)了F檢驗(yàn)，這些都說(shuō)明湖南高等教育經(jīng)費(fèi)投入、資本、勞動(dòng)力和時(shí)間與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的線性相關(guān)關(guān)系。DW值接近2，方程不存在自相關(guān)。從動(dòng)態(tài)回歸方程的系數(shù)可以得出各變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向拉動(dòng)作用，產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.206、0.217和0.648，說(shuō)明湖南教育經(jīng)費(fèi)投入增加1%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將增長(zhǎng)0.206%，其貢獻(xiàn)低于資本和勞動(dòng)力。

運(yùn)用普通最小二乘數(shù)對(duì)不含有時(shí)間虛擬變量的湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行回歸分析，得到誤差平方和為656.507，自由度是N-3，即60。而含有時(shí)間因素的動(dòng)態(tài)模型的誤差平方和為434.653，其自由度為N-3-虛擬變量個(gè)數(shù)，即58，構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：

計(jì)算出的F值為14.47，而在5%的顯著性水平下，查F統(tǒng)計(jì)量表得F0.05（2，58）=3.14，14.47大于3.14，時(shí)間影響通過(guò)了F檢驗(yàn)，說(shuō)明添加了時(shí)間限制條件后，誤差平方和的變化大，考慮湖南高等教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響時(shí)加入時(shí)間虛擬變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析是必要的。

四、結(jié)論及政策建議

根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)，以湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展為被解釋變量，以教育經(jīng)費(fèi)投入、資本和勞動(dòng)力為解釋變量建立非線性回歸模型，模型利用1978-2011年的數(shù)據(jù)資料，運(yùn)用Eviews軟件對(duì)湖南教育經(jīng)費(fèi)投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響進(jìn)行了實(shí)證分析。得到結(jié)論：時(shí)間因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響是顯著的，設(shè)定時(shí)間虛擬變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析是必要的；高等教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用，教育投入每增長(zhǎng)1%，將會(huì)促進(jìn)GDP增長(zhǎng)0.206，但其作用不是很明顯，需要采取各種措施以促進(jìn)湖南教育經(jīng)費(fèi)投入與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

1.加大財(cái)政教育投入力度。從實(shí)證結(jié)論可以看到，財(cái)政教育投入的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，加大財(cái)政教育的投入力度，將會(huì)擴(kuò)大全社會(huì)教育投入，積累人力資本，促進(jìn)自主創(chuàng)新。雖然湖南省高等教育總經(jīng)費(fèi)投入每年呈現(xiàn)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，但與全國(guó)相比，其投入還顯得較少。2011年湖南高等教育總經(jīng)費(fèi)投入為649.76億元，只占全國(guó)總經(jīng)費(fèi)的3.86%。2010年，湖南財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入占GDP的比重只有3%，還未達(dá)到國(guó)家所規(guī)定的國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出占生產(chǎn)總值比例4%的目標(biāo)。因此，加大湖南省政府高等教育經(jīng)費(fèi)的投入尤為重要。

2.完善高等教育經(jīng)費(fèi)籌措法制保障。加大教育財(cái)政法規(guī)政策執(zhí)行的監(jiān)督力度，促使各級(jí)政府嚴(yán)格按照《教育法》規(guī)定，確保各級(jí)財(cái)政預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)支出達(dá)到“三個(gè)增長(zhǎng)”，保證教育經(jīng)費(fèi)持續(xù)穩(wěn)定地增長(zhǎng)，努力爭(zhēng)取實(shí)現(xiàn)國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入達(dá)到生產(chǎn)總值4%的目標(biāo)，完善依法多渠道籌措資金的高等教育財(cái)政體制，確?！扒_水滿”。

3.鼓勵(lì)推動(dòng)民辦教育發(fā)展。積極引導(dǎo)民間資金投資到教育領(lǐng)域，無(wú)疑是緩解湖南高等教育投入不足的一個(gè)良好舉措；民辦高校辦學(xué)比較靈活，可以將競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制引入教育領(lǐng)域，專業(yè)設(shè)置也較有針對(duì)性，有很強(qiáng)的社會(huì)適應(yīng)性。目前，民辦高校中的湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院在全國(guó)排名前十名，實(shí)力較為雄厚，主要培養(yǎng)技術(shù)人才，如模具制作、車工、電腦程序員等，很大程度上彌補(bǔ)了高校服務(wù)社會(huì)的人才缺口，培養(yǎng)了大批有一技之長(zhǎng)的專業(yè)技術(shù)工人。因此可以借鑒湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院的成功經(jīng)驗(yàn)，制定各種優(yōu)惠政策鼓勵(lì)社會(huì)力量辦學(xué)，大力發(fā)展民辦高校。

4.加強(qiáng)產(chǎn)學(xué)研結(jié)合。促進(jìn)高等院校等科研機(jī)構(gòu)與企業(yè)合作，把理論知識(shí)迅速轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的生產(chǎn)力。努力搭建高校、科研院所與企業(yè)之間產(chǎn)學(xué)研合作的橋梁，提升企業(yè)的研發(fā)能力，推動(dòng)企業(yè)自主創(chuàng)新。建立以企業(yè)為主體、市場(chǎng)為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系，是建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家和創(chuàng)新型省份的基本要求。因此，大力開展高校、院所與企業(yè)的產(chǎn)學(xué)研合作，發(fā)展高等學(xué)?？萍计髽I(yè)和企業(yè)集團(tuán)，加大高等學(xué)?？萍紙@區(qū)或生產(chǎn)力促進(jìn)中心的建設(shè)，將科技發(fā)明的優(yōu)勢(shì)快速地轉(zhuǎn)為效益和經(jīng)濟(jì)上的優(yōu)勢(shì)；另外，高等學(xué)?？梢詰{借自身在人力、科技、信息、實(shí)驗(yàn)設(shè)備等多方面的優(yōu)勢(shì)，開展多種形式的科技服務(wù)、合作項(xiàng)目以及信息咨詢等活動(dòng)，不斷拓寬高等教育經(jīng)費(fèi)來(lái)源渠道，增強(qiáng)資金總量的供給。

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篇5

[關(guān)鍵詞]環(huán)境質(zhì)量；非線性回歸模型；EKC；環(huán)境質(zhì)量綜合指標(biāo)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展

[中圖分類號(hào)]X82 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1002-736X（2015）06-0125-04

一、引言

經(jīng)濟(jì)與環(huán)境共處于一個(gè)自組織系統(tǒng)――環(huán)境經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。生態(tài)環(huán)境中包含各類生物與其他非生物的資源，為人類從事各種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)提供各種服務(wù)，是人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中對(duì)資源的開發(fā)、能源的利用以及廢棄物的排放都會(huì)對(duì)生態(tài)環(huán)境造成過(guò)度折舊與破壞。環(huán)境污染從客觀上成為了影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。因此，在一定程度上經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間相互作用與影響達(dá)到了難以分割的地步，現(xiàn)代社會(huì)人們對(duì)于二者也均有相應(yīng)要求，如何分析與解決經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展與良好的生態(tài)環(huán)境質(zhì)量之間的矛盾與沖突就成為環(huán)境經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)質(zhì)量發(fā)展等相關(guān)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)問(wèn)題。

不同時(shí)期的學(xué)者從各自的角度對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行了研究和論述。早期人們認(rèn)為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的產(chǎn)出增加，必然導(dǎo)致環(huán)境資源的使用增加，同時(shí)向環(huán)境中排放各類廢棄物的量也增加，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然造成環(huán)境破壞。伴隨某些不可再生環(huán)境資源的消耗，經(jīng)濟(jì)發(fā)展必然受到影響甚至停滯或衰退。然而，人類社會(huì)具有復(fù)雜性，不斷進(jìn)步的技術(shù)為我們提供了各類替代資源以及廢棄物處理技術(shù)，頻發(fā)的生態(tài)災(zāi)難也讓人們更加關(guān)注對(duì)生態(tài)環(huán)境的改善與保護(hù)，這給經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的相互作用帶來(lái)了變化：低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，環(huán)境質(zhì)量隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而下降，但是，高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，環(huán)境質(zhì)量卻隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而提高。諸多學(xué)者運(yùn)用不同的模型對(duì)此理論進(jìn)行了驗(yàn)證或創(chuàng)新分析。目前，這一領(lǐng)域的實(shí)證研究多是基于EKC理論而展開。EKC是指環(huán)境質(zhì)量會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)首先惡化繼而好轉(zhuǎn)的趨勢(shì)，即環(huán)境污染狀況與人均GDP水平之間表現(xiàn)為“倒U型”的數(shù)量關(guān)系。雖然Grossman等、Seldon等、Cole等和Sun的實(shí)證研究驗(yàn)證了該理論的合理性，但是由于收到多種因素的影響，作為呈現(xiàn)典型倒“U”型的EKC在其他地域的普適性備受質(zhì)疑。在研究方法方面，以聯(lián)立方程模型為代表的結(jié)構(gòu)性方法是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來(lái)描述變量之間關(guān)系的傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法。但是通常情況下，經(jīng)濟(jì)理論并不足以對(duì)經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系提供嚴(yán)密的說(shuō)明，而且方程的左端和右端都有可能出現(xiàn)內(nèi)生變量，這使得參數(shù)估計(jì)和統(tǒng)計(jì)推斷變得異常艱難。向量誤差修正模型（Vector ErrorCorrection Model，VECM）作為典型的非結(jié)構(gòu)化的多方程模型成功解決了上述問(wèn)題。

另外，當(dāng)前的研究的范圍有兩種趨勢(shì)，一是僅進(jìn)行省、市層面的小規(guī)模分析，二是進(jìn)行國(guó)家或超大經(jīng)濟(jì)體層面的大規(guī)模分析。小規(guī)模分析忽略了經(jīng)濟(jì)與環(huán)境這個(gè)系統(tǒng)的復(fù)雜性，忽略了地區(qū)之間地理上或經(jīng)濟(jì)上的聯(lián)系；超大規(guī)模的分析規(guī)律性很強(qiáng)，卻又在對(duì)局部區(qū)域的指導(dǎo)功能上有所欠缺。西南地區(qū)作為七大地理分區(qū)之一，包括四川、重慶、云南、貴州和五省（區(qū)、市），不僅保持了地區(qū)之間地理上或經(jīng)濟(jì)上的聯(lián)系，而且還呈現(xiàn)出一定規(guī)模上的區(qū)域規(guī)律性。同時(shí)，西南地區(qū)自然資源類型復(fù)雜多樣，區(qū)域差異明顯；隨著國(guó)家西部大開發(fā)的推進(jìn)和新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的建立，西南地區(qū)的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化進(jìn)一步推進(jìn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度明顯加快，自然生態(tài)環(huán)境發(fā)生了較大變化。因此，為了推動(dòng)西南地區(qū)區(qū)域整體發(fā)展、改善自然生態(tài)環(huán)境，有必要以西南地區(qū)為研究對(duì)象，就該區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境質(zhì)量影響進(jìn)行分析?；谝陨峡紤]，本文基于西南地區(qū)五省（區(qū)、市）近年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，先對(duì)經(jīng)處理得數(shù)據(jù)進(jìn)行因果性檢驗(yàn)，然后基于AHP構(gòu)造測(cè)度區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的綜合指數(shù)，最后針對(duì)EKC假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證分析。鑒于此，本文在西南地區(qū)環(huán)境經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上首次實(shí)證研究了西南地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響。通過(guò)探究西南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的波動(dòng)規(guī)律，探索西南地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間是否存在EKC關(guān)系，本研究在定量分析的基礎(chǔ)上對(duì)于評(píng)價(jià)西南地區(qū)的環(huán)境經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀、推動(dòng)西南地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及提升西南地區(qū)的生態(tài)質(zhì)量具有重要價(jià)值。

二、基本理論概述

（一）因果檢驗(yàn)

Engle和Granger借助于協(xié)整理論與誤差修正模型（ErrorCorrection Model，ECM）建立了向量誤差修正模型（Vetor ErrorCorrection，VECM）。眾所周知，只要經(jīng)濟(jì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，就可以由自回歸分布滯后（Auto Regressive Distributed Lag，ARDL）模型推導(dǎo)出ECM；而在向量自回歸（Vector Auto Regression，VAR）模型中的每個(gè)方程都是一個(gè)ARDL模型，因此，VECM就是含有協(xié)整約束的VAR模型，其多應(yīng)用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列的建模。VECM可以用來(lái)檢驗(yàn)人均GDP與環(huán)境質(zhì)量指數(shù)之間的因果性。

其基本原理是：響應(yīng)變量的變化量是自身滯后期的變化量、其他輸入變量的變化量以及誤差修正項(xiàng)的函數(shù)?？紤]兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量（xt，yt）的包含滯后差分項(xiàng)和誤差修正項(xiàng)的VECM。模型表示如下：

式中：y為某種污染物的排放總量，為差分算子，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，ECTsub>t-1為誤差修正項(xiàng)。基于上述模型的因果性檢驗(yàn)的步驟為：

Step 1：對(duì)誤差修正項(xiàng)系數(shù)θ進(jìn)行t檢驗(yàn)；在給定的顯著性水平α下，如果不顯著，那么說(shuō)明人均GDP與本類污染物的排放總量之間并不存在長(zhǎng)期因果關(guān)系。

Step 2：對(duì)輸入變量的系數(shù)β1和β2進(jìn)行Wald卡方（x2）檢驗(yàn)；在給定的顯著性水平α下，如果不顯著，那么說(shuō)明人均GDP和本類污染物的排放總量之間并不存在短期因果性。

鑒于VECM要求多個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，而長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系存在的條件為經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)據(jù)序列具有相等的平穩(wěn)階數(shù)，因此應(yīng)當(dāng)首先利用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；然后采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)響應(yīng)變量與各輸入變量分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)；最后依照SIC和SC準(zhǔn)則，確定所構(gòu)建模型的最優(yōu)延遲階數(shù)。

（二）層次分析法

在AHP中，為了使決策判斷定量化，常常根據(jù)一定的比率標(biāo)度將判斷定量化。一種常用的1～9標(biāo)度方法表示。依據(jù)矩陣?yán)碚摚涸O(shè)λ1，λ2，…，λn是矩陣A=（aij）n×n的特征值，當(dāng)A具有完全一致性時(shí)，λ1=λmax=n，其余特征值均為零；當(dāng)A不具有完全一致性時(shí)，

λ1=λmax >n，其余特征值有如下關(guān)系：∑ni=1λi=n-λmax。在AHP中，引入一致性指標(biāo)CI來(lái)作為測(cè)度判斷矩陣偏離一致性的指標(biāo)，其表達(dá)公式為：CI=λmax - n/n-1。衡量不同階判斷矩陣是否具有滿意的一致性，須引入判斷矩陣的平均隨機(jī)一致性指標(biāo)RI值。當(dāng)階數(shù)大于2時(shí)，判斷矩陣的一致性指標(biāo)CI與同階平均隨機(jī)一致性指標(biāo)RI之比稱為隨機(jī)一致性比率，記為CR。當(dāng)CR=CI/RI

（三）EKC假設(shè)

EKC假設(shè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境質(zhì)量單向影響，而環(huán)境質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展雙向影響。通常情況下，EKC在實(shí)證研究中存在二次型、三次型和對(duì)數(shù)行等多種模型?？紤]簡(jiǎn)化模型：

三、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量動(dòng)態(tài)關(guān)系的模型研究

（一）區(qū)域環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的確定

真實(shí)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r與環(huán)境質(zhì)量現(xiàn)狀需要用“好”的評(píng)價(jià)指標(biāo)來(lái)表征，因此評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的建立是構(gòu)建經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量動(dòng)態(tài)關(guān)系計(jì)量模型的關(guān)鍵。參考相關(guān)文獻(xiàn)，結(jié)合具體實(shí)踐，本文選取人均實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Gross DomesticProduct，GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。環(huán)境質(zhì)量指的是在一定的范圍和時(shí)間內(nèi)，環(huán)境的總體或某些要素對(duì)人類的生存、生活和發(fā)展的適宜程度，一般包括大氣、水質(zhì)和噪聲方面的環(huán)境質(zhì)量。因此對(duì)于環(huán)境質(zhì)量的衡量，可以采用污染集中度或者排放量、資源開采量等因素。本研究選取單位GDP污染物排放量作為衡量環(huán)境質(zhì)量的指標(biāo)，具體包括單位GDP工業(yè)廢水排放總量、單位GDP工業(yè)廢氣排放總量，單位GDP工業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量等。

為確定區(qū)域環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)，本文采用AHP方法確定各污染物排放量的權(quán)重。首先根據(jù)各污染物排放總量對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度的不同構(gòu)造判斷矩陣；然后，利用MATLAB數(shù)據(jù)軟件對(duì)判斷矩陣進(jìn)行特征值求解和處理，得到各自權(quán)重；最后，對(duì)判斷矩陣進(jìn)行一致性檢驗(yàn)，必須滿足完全一致性才能進(jìn)行后續(xù)操作。到此，得到區(qū)域環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的測(cè)算公式如下所示：

（二）區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展一環(huán)境質(zhì)量動(dòng)態(tài)關(guān)系模擬

結(jié)合上述前期工作，基于人均GDP與各污染物排放總量的數(shù)據(jù)，以前者為響應(yīng)變量，以后者為輸入變量，繪制散點(diǎn)圖，運(yùn)用不同函數(shù)模擬人均GDP和環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的數(shù)量關(guān)系。鑒于上述，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)區(qū)域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量影響模型的構(gòu)建過(guò)程如圖-1所示：

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)的來(lái)源與處理

歷年的GDP總量與GDP指數(shù)均來(lái)源于對(duì)應(yīng)年份的相應(yīng)省份的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。但是，由于部分統(tǒng)計(jì)年鑒并未公布全部相關(guān)數(shù)據(jù)，導(dǎo)致部分?jǐn)?shù)據(jù)出現(xiàn)缺省，本文采取應(yīng)對(duì)之策是利用非缺省數(shù)據(jù)的年均增長(zhǎng)率作為缺省數(shù)據(jù)的估計(jì)值。同時(shí)為處理的方便，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，計(jì)算公式為：

其中：i為年份；j為某類污染物；yij為無(wú)量綱化后的賦值，xij為原始數(shù)值，max{xij}和min{xij}分別為污染物j排放總量的最大值和最小值。

（二）計(jì)量模型的構(gòu)建與分析

基于近年來(lái)西南五?。▍^(qū)、市）相關(guān)數(shù)據(jù)和上述模型構(gòu)建流程，平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：在給定的顯著性水平α=0.05下，該區(qū)域的人均實(shí)際GDP、單位GDP32業(yè)廢水排放總量、單位GDP32業(yè)廢氣排放總量、單位GDP32業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量等7個(gè)時(shí)間序列均為一階單整序列；協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在給定的顯著性水平α=0.05下，各變量之間均存在一個(gè)協(xié)整方程，即人均實(shí)際GDP和單位GDP工業(yè)廢水排放總量、單位GDP工業(yè)廢氣排放總量，單位GDP工業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量之間均存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；按照SIC和SC準(zhǔn)則，最終確定向量誤差修正（Vector Error Correction，VEC）方程的最優(yōu)延遲階數(shù)為1。至此，進(jìn)行每個(gè)變量之間的長(zhǎng)短期因果性檢驗(yàn)，其具體結(jié)果如表-2所示。由表-2可知，在給定的顯著性水平α=0.05下，t檢驗(yàn)結(jié)果顯著，說(shuō)明各種工業(yè)污染物的排放會(huì)對(duì)上期長(zhǎng)期趨勢(shì)的偏離產(chǎn)生反應(yīng)，即人均實(shí)際GDP是造成污染物排放變化的長(zhǎng)期原因；在給定的顯著性水平α=0.1下，x2檢驗(yàn)結(jié)果顯著，說(shuō)明各種工業(yè)污染物的排放會(huì)對(duì)上期短期趨勢(shì)的偏離產(chǎn)生反應(yīng)，即人均實(shí)際GDP是造成污染物排放變化的短期原因。

結(jié)合MATLAB軟件，得到各指標(biāo)權(quán)重分別為0.277、0.249、0.166、0.1、0.125和0.083；同時(shí)判斷矩陣最大特征值為6，CI=CR=O，通過(guò)了完全一致性檢驗(yàn)。

基于上述指標(biāo)權(quán)重和公式（3），構(gòu)建環(huán)境質(zhì)量綜合指標(biāo)。在此基礎(chǔ)上，經(jīng)多次模擬試驗(yàn)證實(shí)：運(yùn)用Quadratic函數(shù)對(duì)人均實(shí)際GDP和環(huán)境質(zhì)量綜合指標(biāo)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行模擬的效果更佳。最后，為更加相近地剖析西南五省市自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的演變規(guī)律，經(jīng)多次試驗(yàn)觀察，分別以Inverse、Cubic、Power等函數(shù)形式擬合單位GDP工業(yè)廢水排放總量、單位GDP工業(yè)廢氣排放總量，單位GDP

業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDPZ.氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量與人均實(shí)際GDP之間的趨勢(shì)關(guān)系。實(shí)證結(jié)果如表-3所示。并由之可以看出，標(biāo)準(zhǔn)的EKC曲線并不符合西南地區(qū)的實(shí)際。