论文增长与分布

论文增长与分布（共6篇）

论文增长与分布 篇1

1 人力资本与经济增长理论概述

卢卡斯首次将人力资本因素引入增长机制研究,开创了“新增长理论”的潮流。卢卡斯将人力资本引入以代替索洛模型中的技术变化的概念,他指出,人力资本积累是经济增长的根本源泉与动力,通过知识积累、技术创新以及专业化人力资本,可以产生规模效益递增,实现经济的长期稳定增长(1)。国内有些学者采用著名的柯布一道格拉斯生产函数对我国人力资本对经济增长的关系进行研究。如王金营(2001)通过对中国1978~1998年人力资本对经济增长作用的分析发现,经济增长中的16.9%来自于人力资本水平的提高(2)。边雅静、沈利生(2004)研究结果表明,西部地区的物质资本存量对经济增长的作用高于东部地区,而东部地区人力资本对经济增长的推动作用要大于西部地区(3)[5]。

综上所述,我们可以得到以下的启示:(1)人力资本是经济增长的基础和源泉;(2)我国人力资本地区分布差异与经济增长差异之间存在一定的关系。

2 人力资本与经济增长模型和数据的选择

2.1 模型的选择

本文采用卢卡斯专业化人力资本模型Yit=AitKαitHit1-αHEγit,可以变形为:

令y=Y/H,k=K/H,函数可记为:

那么方程两边取对数,则等价于:

其中lnyit=lnYit-lnHit,lnkit=lnKit-lnHit

在本文中,用lnYit代表i省在t年的GDP的对数,lnKit代表i省在t年的物质资本存量的对数,lnHit代表i省在t年的总人力资本存量的对数,lnHEit代表i省在t年的专业化人力资本存量的对数,lnAit代表i省在t年的技术水平的对数。lnyit代表i省在t年的GDP的对数与总人力资本存量的对数之差,lnkit代表i省在t年的物质资本存量的对数与总人力资本存量的对数之差。

2.2 数据的选择

本文以我国31个省1997~2007年的宏观经济数据为依据,测算人力资本对我国经济增长的贡献率。本模型需要的数据包括各省的经济增长、物质资本投入、总人力资本存量和专业化的人力资本存量四个方面。

3 人力资本地区分布差异与经济增长差异同步性分析

3.1 模型的建立和估计

在本文中,由于模型变量之间是投入产出关系,我们采用卢卡斯专业化人力资本模型,设定模型的形式为:

通过检验,得到面板数据的估计模型为:

对该模型进行参数估计,并将lnyit=lnYit-lnHit,lnkit=lnKit-lnHit代入估计模型中,可以得到:

其中β3it=1-β1it,从而得估计值如表1所示。

由表1可知,我国各省物质资本和人力资本分布的差异有:

(1)除北京外,所有地区物质资本存量的弹性系数β1都大于0,并且都介于0到1之间,这说明我国各省(北京除外)的经济增长与物质资本存量都具有正指数关系。同时表明在其它条件不变的情况下,物质资本存量每增加1%,其地区生产总值将会增加1%以内,因此在其它条件不变的情况下,适当地减少物质资本存量,反而会更快地促进其经济增长。在物质资本存量的弹性系数β1都大于0的情况下,最大的是内蒙古,达到了0.77;最小的是上海,仅为0.06。并且内蒙古、江苏、山东、河南、湖南、广西和甘肃等七个地区的物质资本存量弹性系数都大于0.6,介于0.6到0.8之间;天津、河北、山西、吉林、浙江、安徽、福建、江西、重庆、四川、贵州、陕西和新疆等十三个地区的物质资本存量弹性系数都大于或等于0.5,介于0.5到0.6之间;其它各省的物质资本存量弹性系数都小于0.5,介于0到0.5之间。

资料来源:由《1998-2008年中国统计年鉴》中的数据计算整理所得。

(2)北京、天津、山西、辽宁、黑龙江、上海、浙江、湖北、广东、云南和宁夏等十一个地区的专业化人力资本存量弹性系数β2都大于0,这表明这些地区的经济增长与专业化人力资本存量都具有正指数关系。其中北京和上海的专业化人力资本存量弹性系数β2都大于1,这表明在其它条件不变的情况下,北京和上海的专业化人力资本存量每增加1%,其地区生产总值将会增加1%以上,这更说明增加北京和上海的专业化人力资本存量处于规模报酬递增阶段。然而反过来看可知,在专业化人力资本存量弹性系数β2大于0的情况下,北京和上海的地区生产总值对专业化人力资本存量弹性系数1/β2都小于1,该种类型的其他地区的地区生产总值弹性系数值1/β2都大于1,这表明在其它条件不变的情况下,北京和上海的地区生产总值每增加1%,其专业化人力资本存量将增加1%以内;而该类其他地区的专业化人力资本存量将增加1%以上,处于规模报酬递增阶段,因而加快这些地区的经济增长速度将更有利于缩小这些地区的专业化人力资本存量与北京和上海的差距。另外,除了上面提到的十一个地区以外,我国其它各省专业化人力资本存量弹性系数都小于0,这表明这些省份的经济增长与专业化人力资本存量具有负指数关系,说明这些地区工业化程度较低,对专业化人力资本需求较少,这些地区的专业化人力资本供大于求,专业化人力资本流失严重,从而其对专业化人力资本的投资反而会阻碍其经济增长。

(3)我国各省的总人力资本存量弹性系数β3都大于0,这表明我国各省经济增长与总人力资本存量之间存在正指数关系。北京的总人力资本存量弹性系数值最大,为1.15(大于1);其次为上海,达到0.94;其他地区介于0.23到0.64之间。这表明在其它条件不变的情况下,北京地区的总人力资本存量每增加1%,其地区生产总值将会增加1%以上;而我国其它省份的总人力资本存量每增加1%,其地区生产总值将会增加1%以内。这表明北京地区的地区生产总值相对于总人力资本存量处于规模报酬递增阶段,因此还要加大人力资本投资以促进经济更快增长。我们反过来看可知,除北京以外,我国各省的地区生产总值对总人力资本存量的弹性系数1/β3都大于1,这表示在其它条件不变的情况下,我国各省(北京除外)的地区生产总值每增加1%,其总人力资本存量将会增加1%以上,其总人力资本存量相对于地区生产总值处于规模报酬递增阶段,因此在不同程度上加快这些地区的经济增长,将会有利于其缩小地区间的人力资本分布差异。

3.2 模型的平稳性检验

本文需要检验的变量有lnyit,lnkit,lnHEit,lnYit,lnKit和lnHit。代入数据,利用Eviews软件进行ADF检验,所得结果为:序列的ADF检验值概率均大于临界值概率,所以不能拒绝非平稳和存在单位根的假设,得出序列可能是非平稳的结论。因此需要接着对序列的一阶差分进行ADF检验,得出结果为:序列的ADF检验值概率均小于临界值概率,在1%的显著性水平下可以接受拒绝单位根的假设,因此四个序列均是一阶差分平稳序列,即一阶单整的。那么,直接采用OLS估计将会产生伪回归。所以,我们必须得考虑变量之间是否存在协整关系。如果协整关系存在,那么,表示各个变量之间存在一种长期均衡关系并且也一定存在变量之间的因果关系。下一步,就需要对变量之间是否存在协整关系进行检验,即协整检验。

3.3 模型的协整检验

在前文己经提到过,卢卡斯的专业化人力资本生产函数变形后左右两边取对数等价于:lnyit=lnAit+αlnkit+γlnHEit,因此,在作协整检验时,只需检验三个变量的协整关系,即:lnkit,lnHEit分别与lnyit之间的协整关系。通过协整检验可知:每一行的原假设为不存在协整关系,由检验结果知,迹统计量和最大特征值统计量的检验结果是一致的,安徽、河北、湖北、湖南、吉林、江苏、江西、辽宁、内蒙古、宁夏、四川、山东、陕西、新疆、云南和浙江等十六个地区的lnkit,lnHEit分别与lnyit之间存在协整关系,即地区生产总值与各经济指标之间存在协整关系,这说明该类十六个地区的经济增长受这两个经济指标影响相对来说比较大;北京、重庆、福建、广东、甘肃、广西、贵州、海南、黑龙江、河南、青海、上海、山西、天津和西藏等十五个地区的lnkit与lnyit之间存在协整关系,而lnHEit与lnyit之间不存在协整关系,这表明该类十五个地区的经济增长受其它多种因素的影响诸如经济结构、技术创新、经济制度、环境政策等。

4 结论

通过以上的实证分析可以得到以下结论:

第一,我国各省(北京和上海除外)的经济目前仍然是投资驱动型增长,物质资本是促进经济增长的第一生产要素,人力资本对经济增长同样具有重要的促进作用。人力资本地区分布差异与经济增长差异之间存在一定程度的同步性。因此,增加人力资本存量对于促进经济增长具有正面的影响。同时,影响人力资本存量对经济增长的因素不仅包括教育投资,而且包括就业人口总量的变化。

第二,我国各省(北京和上海除外)目前的总人力资本存量中,非专业化人力资本占据了很大的比例,因此增加教育投资特别是增加高等教育投资,提高高等教育质量,引进智力资源显得尤为重要。

第三,我国各省的总人力资本存量对其经济增长的影响程度基本上各不相同。反过来也可以说,我国各省的经济增长对其人力资本分布差异的影响程度也是各不相同,互有差异的

参考文献

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论文增长与分布 篇2

摘要：长久以来，经济学家们一直给予重大关注的经济要素便是经济增长，而产业结构与经济增长之间的关系非常密切，二者之间的关系也成为众多学者研究的主题。本文通过收集广西玉林市第一产业、第二产业、第三产业及GDP的数据，系统的阐述玉林市产业结构和经济增长的现状，分析玉林市产业结构和经济增长存在的问题，并提出相关政策建议。

关键词：广西;产业结构;经济增长

广西玉林市的地理位置优势非常明显，位于广西东南区域，和广东接壤，背靠祖国的大西南地区，交通十分便捷，是对接协调广西沿海城市和广西区内腹地经济区最为重要的端点城市之一，作为中国大陆走向“东盟”的最重要大陆通道和节点，依靠多个经济圈互相重叠的巨大优势，玉林经济在近年来取得了巨大进展。由于产业结构与经济增长的关系十分密切，分析玉林市产业结构的现状及问题，能够帮助玉林及时发现问题，采取措施，更好地促进玉林地区的经济发展。

1广西玉林市产业结构及经济增长现状

1.1玉林市产业结构的现状描述

1.1.1产业结构的涵义对于产业结构的涵义，我国一般把产业结构定义为产业间的关系，即在社会再生产过程中，国民经济各产业之间的生产技术经济联系和数量比例关系。我国目前将产业按一定标准划为三次产业：第一产业是指广义上的农业，包括种植业、林业、牧业和渔业;第二产业是指广义上的工业，主要有采掘业、制造业、电力、煤气、水的生产和供应业以及建筑业等;第三产业是指广义上的服务业，其活动是为了满足人们生活中不同于物质需要的需要，主要包括除了第一、第二产业以外的其他行业。1.1.2玉林市产业结构比率玉林市产业结构的调整和优化，原则上按“三二一”模型的产业结构比例来调整和优化。具体调整模式为：逐年调整第一产业，使其比重逐步下降;以及调整工业为主体的第二产业，使其比重增大;而第三产业则在不断拓展优化。玉林市的产业结构比例调整为17.9:42.7:39.4。可见玉林市第二产业占比重较大，是经济增长的主要因素，其次，第三产业对地区的经济增长贡献也较大。当然与其他地区的经济发展还是有很大差距，因此三次产业需要不断地调整和优化，使得玉林市经济增长速度快速提升。1.1.3农业结构方面玉林市是农业大市，近年来坚持以工业理念引领农业发展，构建现代农业体系，带动生产总值增长，使得经济增长速度快速上升。玉林市的农林牧渔业变化不大，与的总值404.75亿元相比，总值增长到426.69亿元，其中农业产值占41%，林业产值占6.1%，牧业产值占42.4%，渔业产值占4.4%，其他相关占6.1%。1.1.4工业结构方面玉林市即将进入工业化中级阶段，工业占据玉林市经济发展主导地位，产品产值迅速增长，规模以上工业保持较快的增长态势。20玉林市工业生产总值由上年的12337038万元增加到14299751万元，占玉林市GDP比重大，工业的贡献率高达48.4%，推动着全市的经济发展。1.1.5第三产业结构方面玉林市大力投资项目，扩大对外贸易，拉动内需，促进传统服务业发展，以及形成多样化的新市场格局。消费市场逐渐兴旺，第三产业稳步上升，对经济增长起到很大的作用。年社会消费品零售总额545.71亿元，比20增长了62.8亿元。第三产业总值由年的428.01亿元增长到2014年的501.08亿元。

1.2玉林市经济增长现状

1.2.1玉林市经济发展现状玉林市通过中国-东盟自由贸易区、与港澳地区合作等大型活动的优势，利用原有基础优势以及政府优惠政策，加强国际合作，面向世界，打造新产业基地。制定战略部署，以玉柴为主导企业，建立汽车动力制造基地以及汽车零配件生产基地，带动工业企业发展;建立以服装、皮具、编织主体等劳动密集型企业群体，发挥玉林市大量劳动力资源;构建以玉林制药企业为主体的中药生产基地，以陶瓷产业为主体的陶瓷产品生产基地，还有水泥生产基地，以及将农产品发展成食品加工基地，加快产业升级。通过产业基地的构建，大力推进产业结构的调整和优化，大力发展优势产业群，促进玉林市经济发展。1.2.2经济总量增加，三次产业发展迅速从2014年玉林市国民经济和社会发展统计公报可知，2014年玉林市地区生产总值(GDP)达1341.75亿元，比上年增加了8.4%。其中，第一产业比上年增长了248.81亿元，对经济增长的贡献率是6.9%;第二产业比上年增加长了591.66亿元，对经济增长的贡献率是63.3%，工业的贡献率高达48.4%;第三产业比上年增加了501.27亿元，对经济增长的贡献率是29.8%。全市的财政收入则达128.17亿元，比同期增加了12.6%。总体来说，三次产业发展迅速，玉林市的生产总值逐步上升，2013年以前经济增长速度连续实现十位数以上，2014年经济增长速度下降至个位数。这些数据说明三次产业的结构和经济增长是有一定的关系。

2玉林市产业结构存在的问题

由数据分析可知，玉林市第一产业比重在逐年降低，但比重相对来说偏大，其劳动生产率也偏低;第二产业比重在不断增大，数据表明工业还没有得到充分的发展，效益没有最大化;第三产业发展较落后，且是由玉林市经济快速增长带动发展的，与第一产业、第二产业没有形成良好的相互关系。玉林市产业结构调整或升级相对缓慢，并且产业结构内部之间存在矛盾和不足之处。将玉林市产业结构和广西产业结构相比较，广西三产业的比重由的22.9%、37.9%、39.2%，到2014年的15.4%、46.7%、37.9%，第一产业的比重下降，第二、三产业的比重是呈上升趋势，而玉林市产业结构也是在不断变化，但与广西的`产业结构变化是有区别的。

2.1第一产业

2014年玉林市第一产业增加值占地区生产总值的比重为18.5%，高于广西，数据表明玉林市是一个相对落后的农业城市。分析其部结构，2014年玉林市农、林、牧、渔业或其他相关的比重为41%、6.1%、42.4%、4.4%、6.1%，传统农业所占的比例仍较大，其他产业比重有所增加。虽然第一产业内部结构有所调整和优化，种植业比例降低，其他产业比重提高，但是第一产业劳动生产率偏低，现代化的科技技术在农业运用上受到限制，农业的发展在区域上有所限制。由于农业的基础设施不完备，自然灾害，地理环境，农业产品结构单一且分布不合理，以及农产品受到各种内外因素的影响，如市场化不足、经营方式落后、市场竞争力不足等原因，使得第一产业内部结构存在许多问题，不能及时适应市场上的供需求变化，即使玉林市人口众多，土地面积大，但在收益上还是有所偏低，不光影响着第一产业所占比重，也影响玉林市的经济增长速度。

2.2第二产业

玉林市的工业在持续发展中，大力引进先进技术，大中小企业也在不断地增加，企业总体效益明显，工业对玉林市的增长贡献不断地提高，拉动全市的经济发展。比起广西工业贡献的水平，玉林市第二产业比重是偏低。根据统计年鉴可知，第二产业内部结构，中小型企业多于大型企业，先进技术有限，即使第二产业比重稳步地提高，实际上存在许多不足之处，如内部结构升级和转型慢，在技术和创新上的水平是很低的，新兴产业少，传统工业比重偏大。玉林市在高新技术产业这方面发展缓慢，对于推动产业结构升级和经济发展有一定的影响。从2014年工业增加值来看，玉林市的新兴产业处于初级阶段，加快玉林市工业现代化，需要进一步的调整和优化内部结构。

2.3第三产业

玉林市第三产业比重是37.4%，低于广西水平。玉林市第三产业发展相对落后，与国内外理论上情况相符合，且其内部结构也存在不合理的地方。玉林市以批发零售贸易、交通运输等传统服务行业为主，所占比重偏大，发展意识不够强，在其他市快速发展时，玉林市许多行业处于劣势，竞争力压力大;新兴现代服务行业发展缓慢，数量较少，服务水平较低，竞争力水平也较低。即使现代化服务业中，如信息服务、电子科技、金融、新闻、出版社等信息化行业发展较快，但其发育不足，吸纳就业潜力还未得到充足的发展。

3对策建议

玉林市的产业结构变动和经济增长相互影响。若玉林市科学、充分地利用中国-东盟自由贸易区、北部湾经济发展区、“一带一路”倡议机遇和本市的区域优势，对产业结构采取恰当的措施，则能更好地实现本市经济良好发展。产业结构的优化需要从整体规划，注重产业结构内部协调，制定适合玉林市经济发展的战略方向，走可持续经济发展道路。遵循“增强第一产业、大力发展第二产业、升华第三产业”的指导方向，调整和优化三次产业。

3.1从整体优化产业结构

玉林市产业结构的调整，需要从整体上来分析，有计划、有步骤地按某比例调整第一、二、三产业的比重，引导产业转移，提高整体经济效益。对产业结构建立完善的综合评价制度，定时对现有产业进行分析和评价，再由所得结果，采取相关措施，使各产业按经济规律相互竞争达到动态平衡，有效地实现动态优化。

3.2从产业结构内部调整和优化

3.2.1第一产业由传统型农业向现代集约化生态农业方向发展第一产业由传统型农业向现代集约化生态农业方向发展，提高农业竞争力，加快现代农业化。因地制宜，发挥玉林市地区特色，加大发展农业龙头企业的力度。从品种多样化、技术创新、知识与实践相结合进行研究，强力打造玉林市主导农业。大力引进投资，发展产业;通过各渠道进行筹资，建立农业园、示范企业，推动农业的现代化进程。3.2.2发展第二产业成为支柱产业，改造传统工业，走向新型工业化道路玉林市按照布局集中、土地集约、产业集聚、生态环保，积极引导企业向工业园集中，形成产业群。目前，玉林市大力发展新型工业园区，引进投资，优化传统，提高技术创新，加快新兴产业发展。着力发展机械、健康、水泥陶瓷、服装皮革四大行业，打造玉林市主品牌，提高市场竞争力，同时引导产业全面升级，加快传统工业向新兴型工业转化。3.2.3优化第三产业，促进现代化服务业发展制定适当的优化政策，创造良好的环境，加快对交通运输仓储、批发零售业、住宿餐饮业等传统服务业的改造，加快对现代服务业的开发，尤其是金融保险、旅游、房地产、通讯、咨询服务、科技服务等新兴服务业。大力发掘服务业新优势，提高服务行业的发展空间。通过参与交易会、博览会、西部大开发政策等大型活动，以及抓住“一带一路”倡议的机遇，促进玉林市经济、创意发展，将东部第三产业向玉林市转移，提高新兴服务业竞争力。

参考文献

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论文增长与分布 篇3

2009年12月, 江苏省委、省政府结合本省发展实际, 在国家七大战略性新兴产业的基础上, 明确提出重点发展新能源和智能电网、新材料、生物技术和新医药、节能环保、软件和服务外包、物联网六大战略性新兴产业。

(一) 江苏省战略性新兴产业空间分布现状

目前, 江苏省16个国家和省级高新技术园区集中了全省约40%的高新技术产业产值和60%的新兴产业产值。从六大战略性新兴产业的区域产业总体布局来看, 战略性新兴产业主要分部在苏南地区。2009年, 苏南的南京、苏州、无锡、常州、镇江5市战略性新兴产业产值占全省的比重达80%以上;特别是南京、苏州、无锡3个国家级创新城市战略性新兴产业产值总量超过1万亿元大关, 占全省的比重达68%以上。

从各产业的区域布局来看, 全省6大战略性新兴产业具有较强的地域集聚特征。特别是生物技术及新医药、节能环保产业、软件和服务外包、物联网等四大产业集聚现象更为明显。

生物技术及新医药产业:南京、苏州、泰州、连云港、常州等重点区域已经初步建起较为完善的医药研发和制造产业链。重点产区医药企业数占全省的比重超过80%, 销售收入占全省的比重约95%。常州、盐城、扬州等地区在生物农药生产上具有明显的品牌效应。同时, 宜兴环保科技工业园已发展成为生物环保产业的集中区。

节能环保产业:江苏省节能环保产业主要集中在南京、苏州、无锡、常州、盐城等地区。据有关部门统计, 南京、苏州、无锡3市节能环保产业主营业务收入占全省的比重达70%。其中, 南京节能环保服务业优势明显, 占全省的比重达50%。无锡环保装备产业占全省的比重达61%, 节能装备产品占全省的比重达36%。宜兴已形成以高塍镇和环保科技工业园为主体的环保产业集群。而盐城环保产业园建设启动迅速, 建湖、阜宁已分别形成高效电光源、环保滤料产业集群。

软件和服务外包产业:全省软件主要集中在南京、苏州、无锡、常州、镇江5市, 服务外包产业主要集中在南京、苏州、无锡。从软件业发展情况看, 据统计, 苏南5市软件企业数、从业人员数、软件业务收入、软件业务出口4项指标占全省的比重分别为92.2%、97.1%、98.7%和99.9%。从服务业发展情况看, 南京、苏州、无锡3市服务外包合同签约金额和执行金额占全国20个示范城市的38.8%和41%。总体来看, 江苏服务外包产业拥有南京、苏州、无锡3个国家级基地城市, 6个省级服务外包基地城市和15个省级服务外包示范区, 在建服务外包载体面积超过800万平方米。

物联网:江苏省物联网产业主要集中在无锡、苏州、南京3市。目前, 江苏已初步形成了以无锡为核心, 苏州、南京为支撑的物联网产业聚集区。

(二) 江苏省战略性新兴产业空间分布的特点

战略性新兴产业是依托高技术和高科技发展起来的新兴产业, 从其发展现状可以看出, 江苏省的战略性新兴产业主要分布在南京、苏州、无锡、常州、镇江、盐城等少数地区, 而且集聚的趋势随着优势的增加而越来越明显, 呈现出以下特点:

1. 集中在江苏省比较发达的城市。

这些大中心城市不仅具有行业结构多样性的特点, 而且在人力资源、科技信息、战略地位等方面都有很强的优势。R&D机构设立在这些地方, 可以更好地利用资源和信息。

从表中可以看出, 南京、苏州、无锡、常州等地的地区生产总值一直处于较高的位置, 而江苏省的战略性新兴产业也主要分布在经济比较发达的地区和资源比较丰富的地区。

2. 靠近高校或者是研究机构。

江苏省2009年按苏南、苏中、苏北地区分, 苏南地区R&D人员全时当量13413.2人年, 占78.8%;苏中地区1287.2人年, 占7.6%;苏北地区2315.6人年, 占13.6%。而江苏省战略性新兴产业主要分布在苏南地区。

3. 集中在高新技术园区。

高新技术园区是知识经济时代的特殊产物, 是国家为了促进高新技术产业的发展、科技成果的转化和吸引外国的R&D投资, 由政府部门专门划定的区域范围, 提供一定的优惠政策, 支持园区内企业技术创新的一种发展方式。这与工业园区不同, 高新技术园区里面的企业都要求做R&D活动的, 只有少数的企业是R&D产业链的延伸;而工业园区强调的是聚集经济, 对R&D活动没有太大的要求。

二、江苏省战略性新兴产业空间分布与经济增长的实证分析

(一) 江苏省战略性新兴产业空间分布与经济增长的实证分析———以新材料为例

由于数据的局限性, 本文选取江苏省战略性新兴产业中的新材料作为研究对象。

1. 指标与数据分析

本文以江苏省新材料集群的总产值和江苏省的GDP两个总量指标为依据, 研究江苏省新材料集聚对于当地经济增长的推动作用, 相关资料如下:

数据来源:江苏省统计局网站。

其中, 用X代表江苏省新材料的年总产值, 用JSGDP代表江苏省地区生产总值。

2. 数据分析方法

(1) H-P滤波。H-P滤波法主要用来把宏观数据处理为平稳数据, 以使经济分析更加的准确。这种方法最早由Hodrick and Prescott (1980) 在其分析战后美国经济周期的论文中首次使用。其主要原理如下:设{Yt}是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列, {YTt}是其中含有的趋势成分, {YCt}是其中含有的波动成分。则Yt=YTt+YCt, t=1, 2..., T。计算HP滤波就是从{Yt}中将YTt分离出来。一般的, 时间序列{Yt}中的可观测部分趋势{YTt}常被定义为下面的最小化问题的解:, 其中c (L) , 是延迟算子多项式c (L) = (L-1-1) - (1-L) , 将该式代入上式, 则HP滤波问题就是使下面的损失函数最小化问题, 即

最小化问题用[c (L) YtT]2来调整趋势的变化, 并随着λ的增大而增大。HP滤波依赖于参数λ, 该参数要事先给定。这里存在一个权衡问题, 要在趋势要素对实际序列的跟踪程度和趋势光滑程度之间做一个选择。当λ=0时, 满足最小化问题的趋势序列为{Yt}序列;随着λ的增加, 估计的趋势越光滑;当λ趋于无穷大时, 估计的趋势越接近线性函数。一般根据经验, 当数据为年度数据时, λ=100。

(2) 格兰杰 (Granger) 因果关系检验。Cranger因果关系检验法的基本思想是:如果X的变化引起Y的变化, 则X的变化应当发生在Y的变化之前。特别是如果X是引起Y变化的原因, 则必须满足两个条件:第一, X应该有助于预测Y, 即在Y关于其过去的回归模型中, 添加X的过去值作为独立变量应当有助于显著地增加回归模型的解释能力;第二, Y不应当有助于预测X, 其原因是如果X有助于预测Y, 同时Y也有助于预测X, 则很可能存在一个或几个其它的变量, 它们既是引起x的原因, 也同时是引起Y的原因。

3. 江苏省新材料制造业数据分析

(1) 对原始数据进行HP滤波处理

对表中的原始数据进行滤波处理, 分别记为TRXCL和TRGDP, 结果见下表:

与原始数据相比, HP滤波后的数据是平稳数据, 更能反映产业集群与经济增长之间的本质规律, 这在图2和图3中得到了直观的体现。

图中的蓝色曲线表示原序列, 红色曲线Trend表示分解出的长期趋势序列, 绿色曲线Cycle表示分解出的循环变动序列。从图中可以看出分解出的趋势序列比元序列光滑许多, 其呈现出的长期趋势更加明显。但是对TRXCL和TRGDP之间是否存在关联性还要进一步分析。

(2) 格兰杰 (Granger) 因果关系检验

对TRXCL和TRGDP进行Granger因果关系检验, 结果见表6。

根据检验结果, F统计值为113.255, p=0.00871<0.05, 因此拒绝原假设 (新材料不是GDP的原因) , 因此可以得出结论:在5%的显著性水平下, XCL是GDP的Granger原因, 说明江苏省新材料制造业产业集聚的总产值增加促进了当地的经济增长。

(3) 江苏省新材料制造业对区域经济增长的回归分析

为了消除数据异方差带来的影响, 本文对GDP和XCL进行对数化处理, 以江苏省的国内生产总值GDP的对数值ln (GDP) 为被解释变量, 新材料制造业集群的总产值XCL的对数值ln (XCL) 为解释变量进行回归分析, 为了得到以下结果:

回归分析表明:从回归结果可以看出, 模型的拟合度比较好, 在显著性水平为0.05的情况下, 各项系数均通过了t检验。因此该回归方程成立, 而且GDP对数的53%可以有新材料产值的对数来解释。

江苏省新材料总产值增加1%, 则江苏省的GDP增加0.53%。由此说明江苏省新材料产业集群对经济增长有明显的推动作用。

(二) 江苏省战略性新兴产业空间集聚与经济增长———以医药制造业为例

1. 基本模型的设定

令Y为区域产出水平, x为影响区域产出水平的产业集聚因素, 在不考虑区域间贸易及资本要素流动的情况下, 可以计算出特定区域产出与产业集聚因素之间的总量生产函数为:Y=F (x1, x2, ...xk, A)

其中, y为区域总产出, xi表示描述产业集群的第i项相对指标, A表示经济的制度和技术水平。

对上式进行全微分以及对数化处理之后得到如下基本模型:log (Y) =β0+β1+β2+...+βKlog (xk) +ε

2. 样本数据和指标说明

我们利用地方生产总值与全国GDP的比值来衡量区域的经济发展水平。很容易理解, 比值越大, 该地区在全国经济中所占的份额就越大, 而其他地区的份额就越小。我们选取了7项指标来刻画地方产业集聚的水平。这7项指标分别是地方某行业的工业总产值、工业增加值、固定资产净值、产品销售收入、利税总额、从业人数和企业数与全国某行业的工业总产值、工业增加值、固定资产净值、产品销售收入、利税总额、从业人数和企业数的比值。具体表示如下:

TIP=某省市行业的工业总产值/全国该行业的工业总产值

AIP=某省市行业的工业增加值/全国该行业的工业增加值

FA=某省市行业的固定资产净值/全国该行业的固定资产净值

PI=某省市行业的销售收入/全国该行业的销售收入

PT=某省市行业的利润和税金总额/全国该行业的利润和税金总额

WR=某省市行业的从业人数/全国该行业的从业人数

ER=某省市行业的企业数/全国该行业的企业数

3. 实证分析

数据来源:江苏省统计信息网、中国统计局网站。

首先对变量进行对数化处理, 这样既可以消除异方差, 同时又能直接反应自变量和因变量的弹性关系。从自变量的简单相关系数表中可以看出, 自变量间信息重叠程度较高, 因此我们采用因子分析方法提取公因子, 避免多重共线性。

根据特征值大于1的原则, 提取2个公因子, 累计方差贡献率达到86%, 因此这2个公因子对原始变量的解释能力很强。然后进行因子旋转, 旋转后的因子载荷矩阵如下表所示:

从上表中可以看出, 一个公因子在利税比、产值比、销售收入比和增加值比这些变量中具有较大的载荷, 主要表现为资本分布对产业集聚的影响, 因此定义为产业集聚的资本因子;第二个公因子在企业数和从业人数比上具有较大的载荷, 表现为劳动分布对产业集聚的影响, 因此定义为产业集聚的劳动因子。

得到公因子后, 我们将用因子得分fac1 (以log K表示) 和fac2 (以log L表示) 代替原始数据进行回归分析, 得到的回归模型为:

得到的R2=0.71, F=8.9, 因此拟合效果较佳、回归方程显著。

由于第一个公因子也就是资本因子反映的是资本的聚集, 从回归方程可以看出, 资本在江苏省聚集的程度提高1%, 就会引起江苏在全国GDP的权重增加0.022%, 也就意味着别的地区的权重减少0.022%, 这样便产生了0.022%*2=0.044%的差距。第二个公因子即劳动力因子反映的是劳动力的聚集, 劳动力集聚程度提高1%, 便会使江苏省在国民经济中的比重增加0.0087%, 与其他地区便会产生0.0087%*2=0.0174%的领先优势。

同时可以看出, 资本在江苏省医药制造业中的集聚引起的经济增长比劳动力在江苏省医药制造业中的集聚效果明显, 说明战略性新兴产业是以技术和资本密集为主的产业, 因此加大对战略性新兴产业的资本和技术投入, 会极大地带动江苏省的经济发展。

三、结论

综上分析可知, 江苏省战略性新兴产业在空间分布上处于一种集聚的状态, 一般集聚在江苏省经济比较发达和科技研发能力比较强的市, 比如南京、苏州、无锡、常州等;或者是集聚在具有丰厚的自然资源的地区, 比如风能集中在沿海地区等。本文通过对江苏省战略性新兴产业空间分布集聚特征的实证分析, 可以得到战略性新兴产业的集聚能够带动江苏省经济的发展, 而且对于科技及资金的集聚效应要大于对劳动的集聚效应。因此, 政府在以后对江苏省的战略性新兴产业规划中, 应加大对空间分布方面的引导, 促进集聚效应的产生。

摘要：战略性新兴产业已经上升为国家的战略层面, 成为经济新的增长点, 对国家的发展强大发挥着越来越重要的作用。本文通过分析江苏省战略性新兴产业空间分布的现状, 找出空间分布上处于集聚的特点, 然后通过实证研究战略性新兴产业空间集聚对于江苏省经济增长的影响。

关键词：战略性新兴产业,空间分布,产业集聚,经济增长

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财政政策与动经济增长论文 篇4

面对严峻的挑战，党中央、国务院冷静分析形势，果断地作出了增加投资、扩大国内需求、开拓国内外市场和保持人民币汇率稳定等重要决策。大力加强基础设施建设，增加铁路、公路、通信等基础设施建设和住宅建设投资，并在防范金融风险、优化资金投向的前提下，适时适度扩大信贷规模和增加财政预算内支出。提高了部分商品出口退税率，努力保持外贸出口的稳定增长。同时妥善处理改革、发展、稳定三者的关系，有条不紊地推进国有企业、金融体制、粮食流通体制、住房制度等项改革和下岗职工再就业工程。这些措施已经和正在对经济发展产生积极作用，从6月份起多数经济指数已经出现企稳回升迹象。但是，由于亚洲金融危机还在进一步发展，今后一个时期我国经济和社会发展将面临越来越严峻的国际经济和金融形势，因此要实现全年8％的经济增长目标，还必须进一步加大宏观调控力度，采取更加积极有力的措施。

经济发展的历史表明，支持经济增长的因素主要是投资、消费和出口。去年我国经济增长8.8％，从需求拉动因素看，投资约占2.2个百分点，消费约占4.9个百分点，净出口约占1.7个百分点。今年以来，净出口对经济增长的拉动明显减弱，影响了经济增长目标的实现。从消费方面看，消费市场持续低迷。今年1—7月全国消费品零售总额同比增长7％，考虑到价格下降因素，实际增长9.2％，增幅同比回落1个多百分点。从当前消费需求走势看，消费品市场平淡，物价持续走低，城乡居民收入增势减缓的格局仍不会改变。再加上一些改革措施的出台和逐步到位，居民预计用于养老、医疗、教育、住房等方面的个人支出会增加，对于商品消费方面的花费更为谨慎。因此今年消费增长幅度至多能维持上年的水平，消费对经济增长的贡献率将稳中趋降。

去年我国外汇储备大量增加，外汇占款放出基础货币2300余亿元。今年由于亚洲金融危机不断加深，特别是日元大幅贬值对我国出口的直接影响，1—7月份外贸出口增长6.9％，增幅比去年同期回落了19.2个百分点。后几个月出口形势依然非常严峻，出口增长将大大低于去年，预计全年外贸出口与去年相比不可能有多少增加，出口对经济增长的拉动作用将明显下降。

从投资方面看，加快固定资产投资是推动经济稳定增长的主要因素。1—7月固定资产投资（不包括城乡集体和个体）比去年同期增长15.6％，近两个月已开始增速，但考虑到外商、集体和个体投资比去年下降的因素，全年投资对经济增长的拉动还不足以弥补外贸出口增幅大幅度回落造成的缺口。因此，要实现全年8％的经济增长目标，必须通过增加投资拉动经济增长。

在需求不足导致的经济增长乏力甚至经济萎缩时，市场经济国家一般采用两大调控手段：一是运用宽松的货币政策对经济运行进行调节。中央银行可以通过增加货币发行量、降低法定存款准备率、降低贴现率、在公开市场上购进政府债券等手段来扩大货币供应量，以刺激有效需求的增长。二是启动财政政策进行反周期操作。运用财政政策的最有效措施，就是增加财政支出。财政支出的增加不仅能直接增加社会需求，而且能带来工资和利润的增加，刺激个人消费和企业投资，拉动相关产业，间接增加社会需求。由此带来的总需求的扩张往往数倍于财政支出本身的扩张。这就是经济学通常所说的财政支出的乘数效应。一般来说，在经济的扩张阶段，运用货币政策对经济总量的调节作用比较明显，可以直接影响经济的增长速度；而在经济相对收缩阶段，扩张的货币政策对经济的刺激作用则比较迟缓。财政政策由于能直接扩大社会需求，不需要中间传导过程，时滞短，在经济处于收缩阶段时，对拉动经济增长作用明显。

实现今年经济增长8％的目标，并在今后较长时期内保持国民经济的持续快速健康发展，不仅是一个经济问题，而且具有重要的政治意义。它不仅能够增强全国人民克服经济困难和外国投资者对我国经济发展前景的信心，而且有利于香港经济的稳定。同时，还是缩短我国与世界发达国家经济发展水平差距的根本选择；是改善基础设施，调整生产力布局，优化产业结构的重要举措；是帮助国有企业摆脱困境，推动国有企业改革和其他各项改革顺利进行的基本保障；是不断提高城乡人民生活水平，解决城镇新增劳动力和国有企业下岗职工再就业的重要出路。因此，党中央、国务院决定，由财政部向国有商业银行增发1000亿元国债，用于国家预算内基础设施性建设专项投资，以刺激国内需求，拉动经济增长。

增发1000亿元国债用于基础设施性建设专项投资，不仅十分必要，而且切实可行。第一，国民经济和社会发展急需增加基础设施性建设投入。当前我国基础设施整体水平依然不高，特别是农田水利、铁路交通、邮电通信、城市基础设施、城乡电网建设与改造、长江黄河中上游水土保持和植树造林等建设与国民经济发展和人民生活水平提高的要求还很不适应。加大基础设施建设力度，既能有效刺激国内需求，迅速带动经济发展，又能避免重复建设，有利于调整、改善投资和经济结构，实现经济的长期稳定增长。第二，目前中央银行基础货币供应偏少，居民储蓄增加较多，商业银行资金存差较大，物价总水平继续下降，是向商业银行发行长期国债的有利时机。今年1—7月货币回笼同比增加669.3亿元，外汇占款没有新的增加，按国民经济计划应当供应的基础货币发行不足，因此当前增发国债不会导致货币超计划发行，引发通货膨胀。到7月末，居民储蓄存款余额已达50749.8亿元，比上年同期增加7437.3亿元，比年初增加4469.8亿元。商业银行由于约束机制增强，对供过于求的工业项目贷款更加谨慎，因而存贷款差额较大，增加了银行运营成本。面向商业银行增发国债，有利于改善银行的经营状况，化解金融风险。在物价总水平继

续走低、银行利率五次下调的情况下，增发国债的成本也是比较低的。第三，中央财政是可以承受的。现在中央财政虽然比较困难，但当年财政赤字和债务余额占国内生产总值的比重都比较低，按国际口径比较，1997年财政赤字占国内生产总值的比重为1.5％，1998年年初预算确定的赤字加上增发的1000亿元国债在当年反映的赤字，比重大约为2.2％，低于国际公认3％的警戒线。1997年中央政府债务余额占国内生产总值的比重为8.1％，加上今年年初预算确定的国债和这次发行的1000亿元国债，预计今年年底的债务余额占国内生产总值的比重约为10.3％，也低于大多数国家的同一比重。因此，我国增发国债仍存有较大空间。从长远看，随着经济的发展、改革的深入，国家财政会逐步强大起来，还本付息的能力也会不断增强，只要运筹得当，不会出现政府债务危机和偿债高峰。

增发1000亿元国债，不仅可以直接增加投资，刺激国内需求，还能通过补充和增加基础设施建设项目资本金，为银行扩大贷款创造条件。初步测算，1000亿元国债的使用大致可以使银行配套增加贷款1000亿元。这样，总数约2000亿元的建设投入所形成的最终需求，据测算可拉动GDp增长两个多百分点，今年按发挥一半效果推算，将有助于实现经济增长8％的目标。

需要指出的是，这次增发国债用于加快基础设施建设，是在特定条件下采取的积极措施，与坚持适度从紧的财政政策并不矛盾。党的十五大和九届全国人大一次会议提出的在今后一个时期内，实施适度从紧的财政政策是完全正确的，应作为财政工作的中长期方针予以坚持。但目前我国受亚洲金融危机的影响不断加深，面临着经济增长乏力、通货紧缩的形势，必须实施更加积极有力的财政政策。这次增发国债是坚持适度从紧财政政策前提下，针对当前实际情况所做的适当调整，是扩大国内需求、拉动经济增长、熨平经济周期波动的必要措施，也是优化财政支出结构、改善和强化政府宏观调控的重要措施。采取这项措施的同时，必须要依法加强税收征管，严厉打击偷税、骗税，清理欠税，减少税收流失，以确保完成全年预算任务。

论文增长与分布 篇5

制造业对于国家经济的发展至关重要, 自改革开放以来中国的制造业已经超过30年的快速发展。制造业作为我国国民经济的支柱产业, 是我国经济增长的主导部门和经济转型的基础, 它直接体现了一个国家的科技生产力水平。经过改革开放后的发展, 中国制造业现在的分布形成三足鼎立, 形成了渤海湾、长江三角洲、珠江三角洲三大世界级的制造中心, 同时也产生了许多大型制造企业。由于制造业相对于农业、采掘业、服务业等其他产业而言, 具有更强的流动性, 因此, 对中国制造业的空间分布的变化引起了许多学者的关注[1] (胡绪华, 2012) 。从这些学者的研究成果看, 结论大致相同, 即在20世纪80年代中后期之前, 中国的制造业地理分布呈分散状态, 而在20世纪90年代, 则呈集聚之势, 且强度超过早期的分散。制造业集聚有两种途径, 一种是通过众多中小企业在一个地区形成地理集中;另一种是通过核心大企业带动众多关联中小企业的集聚, 大企业通常在某个地区对中小企业具有重要的影响作用, 一个大型核心制造企业对某一地区经济发展产生重要影响。自改革开放以来, 我国大型制造企业得到了快速发展, 这些大企业也促进了地区经济发展。

制造业发展状态是发展中国家工业化进展的重要标志, 我国制造业的发展对经济的增长具有重要作用[2] (吴仁洪、邹正青, 1990) , 金融危机之后, 发达国家为了复苏经济提出了再制造业化战略[3] (2013, 课题组) 。制造业是国民经济的支柱产业[4] (刘如海、张宏坤, 2003) , 制造业通过产业集聚、产业内分工、区域分工实现了其规模经济[5] (郭韶伟、唐成伟, 2012) 。制造业的大型企业集团通过自身的资金实力和人才优势可以形成显著的内部经济性, 又通过在一个区域内的集聚形成外部经济性, 如吴三忙、李善同 (2010) 借助重心分析方法研究了我国制造业的空间分布与区域经济增长, 认为东部地区大量制造业集聚促进了东部沿海地区的经济高增长[7];潘文卿、刘庆 (2012) 研究表明中国制造业通过固定资产投资、人力资本、政府支出、研发投入、交通与邮电基础设施等因素影响地区经济增长[8];谢品、李良智等 (2013) 提出了制造业的集聚与分工对区域经济增长倒U型关系的假说, 认为中西部区的制造业规模达到U型的顶峰[9]。在目前的大量文献中大多以整体行业规模来研究制造业对经济增长, 本文以中国制造业500强企业为样本从微观角度研究我国制造业规模、分布对区域经济增长的影响。

1 中国制造业500强区域分布

制造业500强的各省份分布数据资料主要来自于《中国企业联合会、中国企业协会》中国制造业500强的数据库。由于2004年之前并没有制造业500强的系统数据, 所以本文的中国企业500强包括2004~2012年的数据。从制造业500强的分布来看, 区域差异较为明显, 根据500强的企业数分析, 制造业500强主要集中在东部地区, 表现出明显的集聚特征。中部、西部、东北地区的制造业发展缓慢, 数量较少, 如图1。中国制造业500强企业空间分布总体上分布不均匀, 尤其是东部沿海省市, 以环渤海地区、长江三角洲地区最为集中。2004~2007年中部地区的数量比西部地区多, 2008年以后, 西部地区的数量略高于中部地区, 但是大体趋势还是没有变的。从各省、市、自治区的制造业500强的数量来看, 大城市占据优势地位。

以企业营业收入指标来看, 各个地区的制造业500强企业的销售收入总体上都在不断增加, 东部地区的增长速度是最快的, 而且远远高于其它地区。东北地区、中部和西部地区的销售收入也在增长, 但是增长幅度十分缓慢。在2008年之前, 收入呈现出稳定的增长, 2009年虽然也在增长, 但是增长幅度明显减小, 显然是金融危机的影响, 之后又呈现出了稳定的增长趋势。

2 模型、变量与数据处理

2.1 变量选取

本文主要研究制造业500强对地区经济增长的影响, 主要考察企业规模与分布对经济增长的影响, 我们知道企业通过行业集中经济外部性和规模扩大的内部经济性影响经济发展, 所以本文选择企业营业收入、各省份制造业500强企业个数作为关键变量, 此外, 选取地区固定资产投资、人力资本和地区的市场开放程度指标作为控制变量。固定资产投资总额对一国经济增长有重要的影响, 纵观改革开放30多年来我国经济增长的变动趋势, 不难发现在国民经济发展中, 拉动国民经济的发展, 固定资产投资起着至关重要的作用;人力资本是经济发展的直接推动力, 目前反映人力资本水平主要采用地区人口的受教育程度, 根据数据可得性, 本文用在校高中生人数反映地区的受教育程度;经营单位所在地进出口总额在一定程度上可能影响着区域的经济增长, 地区市场开放程度也是实现企业规模效应与技术溢出效应的重要因素。根据以上分析, 各指标含义如表1。

2.2 模型设定

借鉴生产函数的基本形式, 同时考虑地区集聚效应的外部性和企业内部性、生产要素投入等因素, 设定模型如下:

上式中, i代表地区, t代表年份, yit是被解释变量, 代表地区经济发展水平, 分别用地区生产总值 (GDP) 和地区经济增长率 (GR) , SALE-it, NUMit, INVit, OPENit, HUMit分别代表各省份的500强企业销售收入、500强企业个数、地区投资、地区市场开放度和地区人力资本, 变量含义如表1。β0, β1, β2, β3, β4, β5是待定参数。

2.3 数据来源与处理

本文的数据来源于《中国企业发展报告》 (2005~2007) 、《中国企业500强发展报告》 (2008~2013) 和《中国统计年鉴》。制造业500强企业的销售收入、企业个数的相关数据来源于企业发展报告, 全社会固定资产投资总额、进出口总额以及人力资本等数据来源于统计年鉴。在数据处理过程中对于数据不全或缺失太多的省份予以剔除, 如西藏地区的数据不全且500强企业数为0, 在计量分析中不包括在内。为了消除价格因素带来的影响, 用2000年的GDP指数进行平减, 即以2000年为基期的GDP指数 (2000年=100) 进行平减。同样, 企业的销售收入以工业生产者价格指数 (2000年=100) 进行平减。为了避免数据的剧烈波动, 消除可能存在的异方差, 考虑到对时间序列进行对数化处理不改变时间序列数据的特征, 对上述两个被解释变量GDP、GR和5个解释变量SALE、NUM、INV、OPEN、HUM分别进行对数化处理。

3 计量结果与分析

对于面板数据的分析, 比较常用的有3种方法, 分别是随机效应 (Random Effect) 模型、固定效应 (Fixed Effect) 模型和混合数据普通最小二乘法 (Pooled OLS) 。其中, 随机效应模型和固定效应模型都考虑到了不同地区之间的差异, 它们的差别在于随机效应模型假定这种地区之间的差异服从某一随机分布, 可以用一个随机变量来表示, 而固定效应模型则假定这种差异是固定不变的, 可以用一系列的常数来表示。混合数据普通最小二乘法与前两者都不同, 这种方法假定所有的地区都是同质的, 完全不考虑地区之间的差异。由于面板数据既包括时间序列数据又包括横截面数据, 可能产生异方差问题, 从而使普通最小二乘法 (OLS) 可能导致结果失效, 因此, 本文在数据可得的前提下尽量采用随机效应和固定效应进行估计检验, 用以消除异方差现象。表2~表5是利用STATA软件分析出来的随机效应模型和固定效应模型的计量结果, 并分析如下:

3.1 随机效应模型结果分析

对本文方程采用随机效应模型计量结果如表2、表3。从表2、表3报告的结果来看, 制造业500强的企业规模与地区经济发展水平和地区经济增长率有显著的正相关关系。表2显示, 500强企业规模的系数为正且都通过了1%的检验, 组间相关系数、组内相关系数和混合相关系数均大于0.5。根据模型1、模型2, 当500强企业规模增加1%地区国内生产总值增加0.2%, 再从模型3、模型4、模型5来看, 当控制了地区投资总额、市场开放度、人力资本变量后, 500强企业的规模对地区经济水平的弹性大幅减小, 这说明了制造业500强对地区经济发展的规模效应是通过企业增加投资、人力资本增加和对外开放发生作用。表3显示制造业500强的规模对地区经济增长的弹性大于地区经济总量的弹性, 当加入地区投资、市场开放度、人力资本等因素后, 其弹性减弱并且显著性水平也逐渐降低, 从表3的模型3、模型4、模型5可以发现区域投资是区域经济增长贡献的主要来源, 这与众多的研究成果一致, 地区人力资本对地区经济增长具有消极影响, 这从另一方面说明了人力资本加剧了地区经济间的经济差异。

注: (1) 以上结果是以地区经过2000年不变价平减后的GDP为因变量的回归结果。 (2) ***1%水平上显著, **5%水平上显著, *10%水平上显著。

注: (1) 以上结果是以地区经济增长率为因变量的回归结果。 (2) ***1%水平上显著, **5%水平上显著, *10%水平上显著。

3.2 固定效应模型结果分析

对本文方程采用固定效应模型计量结果如表4、表5。根据表4报告的结果分析, 制造业500强的规模对地区经济发展水平具有积极影响, 并且都通过了1%~5%的检验, 对于地区经济发展水平而言, 制造业500强的规模增加1%地区的GDP总量将会增加0.19%左右, 这一数据与随机效应模型分析的结果基本一致。根据表4中的模型3、模型4、模型5显示, 地区投资对地区GDP的影响最大, 其次是开放度和人力资本的影响, 再从R2来看, 其系数均大于0.5, 说明方程的拟合度较好。表5是以地区经济经增长率为因变量的固定效应回归结果, 模型1~模型5的报告结果显示制造业500强的规模对地区经济增长有积极影响, 模型1和模型2显示, 当制造业500强企业规模增加1%, 地区经济增长将增加0.5%左右, 说明制造业对区域经济增长有明显的促进作用, 模型3、模型4和模型5中的区域投资指标的系数均大于0.4, 而企业规模的系数则大幅减小并通过了1%水平的显著性检验, 进一步说明了制造业500强的规模效应通过投资传导促进了地区经济的增长, 模型5中的人力资本系数小于0且通过1%显著性检验, 说明制造业通过人力资本的集聚加大了地区经济增长的差异, 这也进一步验证了随机效应 (表3) 的分析结果。

注: (1) 以上结果是以地区经过2000年不变价平减后的GDP为因变量的回归结果。 (2) ***1%水平上显著, **5%水平上显著, *10%水平上显著。

注: (1) 以上结果是以地区经济增长率为因变量的回归结果。 (2) ***1%水平上显著, **5%水平上显著, *10%水平上显著。

3.3 模型的稳健性分析

从随机效应与固定效应的结果来看, 二者的结果大多一致的, 其结果表明制造业500强对地区经济增长具有明显的规模效应, 在增加地区投资、人力资本和市场开放因素以后, 清晰的显现了制造业500强的规模效应与地区投资之间存在传导机制。在比较二者的结果之后, 我们也发现固定效应模型要好于随机效应模型, 这一结果与经验事实也较为一致, 我们知道, 我国的地区之间的差异较大, 各个地区的经济发展水平与经济增长的影响因素不可能完全一致, 但是各个区域内部在一定时期内的影响因素是相对稳定的。同时我们还有一个发现, 即表3和表5中的各个地区的制造业500强的企业数量的系数为负且基本上通过了显著性检验, 一种可能性解释是制造业500强企业通过集聚效应促进地区经济增长, 由于所选企业数量是一定的, 即只有500个, 因此, 企业规模效应越强, 或者说规模越大, 企业的集聚程度越强, 我们所看成到的企业数量的负效应就越明显。以上二种效应的结果和理论预期基本一致, 符合本文的预期目标, 说明本文的模型是稳健的。

4 结论与建议

本文以2004~2012年中国制造业500强为样本研究大企业规模与分布对中国地区经济发展与经济增长的影响。我们的研究发现: (1) 中国制造业500强企业主要集中在我国东部地区, 从发展趋势来看还有进一步向东部地区集中的迹象, 且规模上东部地区远远大于中西部地区, 从理认上分析, 符合经济发展规律, 市场提高了要素的生产效率和资源配置效率, 但加大了地区之间的经济差距; (2) 制造业500强对地区经济发展与经济增长具有明显的规模效应, 由于大型企业集团在经济资源上具有明显的集聚效应, 通过要素集聚产生规模经济性, 企业规模扩大产生内部经济性, 对于地区而言通过企业间的关联与集中产生外部经济性。 (3) 制造业500强对地区经济增长的作用机制是通过投资拉动实现, 前文的分析表明, 地区投资是制造业500强企业对区域经济增长贡献的主要来源, 由此说明, 我国的经济增长是投资拉动型的。

目前, 我国已成为世界第二大经济体, 但是企业的整体竞争力还有待进一步提高, 我国进入世界500强的企业数量逐年增加, 但是具有世界级竞争力的大型制造型企业远远不够, 要加快培育具有世界竞争力的大型制造企业。自改革开放以来, 我国的经济增长主要是投资增长型的, 要实现经济高增长的可持续必须加快制造业的转型升级, 实现投资增长型经济向技术进步型的转变。此外, 本文的研究没有考虑中小企业的影响, 中小企业对地区经济增长也具有重要作用, 这也是本文研究的局限性。

摘要：自改革开放以来, 我国制造业得到了快速发展, 对国家经济高速增长做出了贡献。本文实证研究了20052013年中国制造业500强企业规模、区域分布对中国地区经济经济增长的影响。研究发现:中国制造业500强企业主要集中在我国东部地区, 且有进一步向东部地区集中的趋势;制造业500强对促进地区经济增长具有明显的规模效应;制造业500强对地区经济增长的促进机制主要是通过投资拉动实现。

关键词：制造业500强,区域分布,规模效应,经济增长

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论文增长与分布 篇6

《消防科学与技术》目前是中文核心期刊和中国科技核心期刊, 已被美国《化学文摘》、《剑桥科学文摘》 (工程技术) 、《乌利希期刊指南》、俄罗斯《文摘杂志》、波兰《哥白尼索引》和《中国学术期刊 (光盘版) 》、《万方数据———数字化期刊群》、《中国学术期刊文摘》 (中、英文版) 、《中文科技期刊数据库》、《中国科技论文统计源期刊》等国内外著名期刊检索数据库收录。

《消防科学与技术》论文稿源大多分布于国内消防部队、科研院所、设计院、高等院校等。其中, 各级消防部队近三年每年的总投稿量均在1 000篇以上, 但正刊发表率不是很高。在国务院《关于加强和改进消防工作的意见》和公安部《全国公安机关“十二五”科技强警工作规划》的大背景下, 如何进一步提高消防部队来稿的论文质量, 在保证消防科技论文总体质量及杂志学术地位的前提下, 进一步提高消防部队论文的发表率, 进而为消防部队一线建设提供更好的服务, 是值得思考和研究的问题。

笔者对《消防科学与技术》杂志2011-2013年论文的作者机构分布及其质量等情况进行统计和分析, 提出保证《消防科学与技术》杂志稿源质量及进一步提高消防部队论文质量的建议, 探讨在保证杂志学术性的前提下更好地为消防部队一线服务的对策。

1 2011-2013年《消防科学与技术》杂志论文统计

1.1 稿源统计

2011-2013年《消防科学与技术》每年收稿情况及稿源机构分布情况, 见表1、表2所示。

1.2 论文发表情况统计

2011-2013年《消防科学与技术》发表的论文按机构统计情况, 见表3所示。

2 数据分析

从表1~表3可知, 投稿量方面, 消防部队年度占比约为64.2%, 科研院所年度占比约为7.5%, 高等院校年度占比约为23%;论文发表方面, 消防部队年度占比约为67%, 科研院所年度占比约为9.5%, 高等院校年度占比约为18%;总发表率方面, 消防部队年度占比约为43%, 科研院所年度占比约为46%, 高等院校年度占比约为31%;正刊发表率方面, 消防部队年度占比约为25%, 科研院所年度占比约为37%, 高等院校年度占比约为30%。

分析可见, 消防部队的论文投稿量占比很高, 但其总的论文发表率和正刊发表率均不是很高;科研院所及高等院校的投稿量占比不是很高, 但其总的论文发表率和正刊发表率却很高。分析其原因, 主要有以下方面:

(1) 科研院所和高等院校在基础研究方面具有优势。科研院所和高等院校作为专门的科研及教学机构, 拥有众多的科研专家和学者, 拥有较为完善的科研试验设施和科研基础, 同时也承担着众多的科研项目, 研究的时间安排较为规律和充裕, 比较容易产出技术性较强的研究论文。

(2) 基层消防部队的科研时间和基础不足。消防部队虽然也不乏高学历和技术强的技术人员, 但因体制编制等原因, 基层部队日常监督检查、灭火及救援工作繁多, 科研时间难以保证, 加上消防部队主要偏重于技术应用, 其科研基础薄弱, 导致其承担或参与的基础性科研项目不多, 尽管也不乏消防应用及实践创新, 但促使其形成较高质量学术及技术论文的基础和素材不足。

3 提高消防部队论文质量的建议

(1) 进一步激发和培养基层消防部队技术人员的写作意识和积极性。目前, 消防部队年度考核制度使得广大技术干部进一步提高了技术归纳和总结的意识, 但基层干部的日常工作繁忙, 防灭火任务繁重, 使其写作时间难以充分保障, 导致积极性不高。建议适当扩充基层消防部队技术干部编制, 继续引进专业、高素质的技术人才, 并进一步合理划分工作职责, 使部队尤其是基层部队的专业技术人员有更多的时间进行技术研究, 从而积淀更多的论文写作技术基础和素材。

(2) 除了日常的工作交流外, 还要进一步加强消防部队和消防科研院所及相关高等院校的技术交流及合作, 并建立长效合作机制, 既使得科研机构实时了解一线部队的现实需求, 也使得更多的消防部队技术干部有更多的机会参与到相关技术或科研项目的研究中。这样可以提高消防科研项目研究的针对性, 更好地贴近消防一线实战需求, 也可使部队技术干部积累更多的技术经验和科技论文的题材, 为其写出高质量的技术或学术论文提供有力的保障。

(3) 《消防科学与技术》杂志发挥平台优势, 进一步加强服务消防部队一线的意识和力度, 拓展服务内容和渠道。一是编辑部要定期或不定期地走访消防部队, 实地了解部队一线的工作实际及现实工作热点, 并与其探讨和确定论文写作主题和切入点;二是通过实地交流或网络信息传递的方式介绍本刊不同栏目论文的写作要求, 包括总体内容及格式要求, 以提高消防部队论文写作的针对性和适用性;三是较充分地了解一线部队技术干部的现实状况, 征求其对消防杂志的内容及形式方面的需求和建议, 以使《消防科学与技术》更好地为消防一线提供服务。

4 结束语

《消防科学与技术》作为我国消防领域的学术性期刊, 肩负着促进消防科技交流及消防学科建设的重任, 同时, 各级消防部队的技术干部是《消防科学与技术》杂志的重要作者群和读者群, 如何在保证杂志学科地位的情况下为消防部队一线进一步提供良好的服务也是杂志工作者必须进一步思考和研究的课题。

摘要：调查研究《消防科学与技术》杂志近几年来论文的机构分布及其质量等情况, 提出保证《消防科学与技术》杂志稿源质量及进一步提高消防部队论文质量的建议, 探讨在保证杂志学术性的前提下更好地为消防部队一线服务的对策。

关键词：消防,科技期刊,消防论文,消防管理

参考文献

[1]王铁强, 邢玉军.消防科技期刊的发展现状与展望[J].消防科学与技术, 2005, 24 (4) :488-490.

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[3]王铁强.消防科技期刊发展促进科技强警战略实施[J].消防科学与技术, 2008, 27 (11) :837-839.