序論：寫作是一種深度的自我表達(dá)。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經(jīng)濟(jì)效應(yīng)論文范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

公共財(cái)政論認(rèn)為財(cái)政是以國家為主體,通過政府的收支活動(dòng),集中一部分社會(huì)資源,用于履行政府職能和滿足社會(huì)公共需要的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)(蘇明,2001)。應(yīng)該說,前兩種關(guān)于財(cái)政的定義各有所側(cè)重,前者突出了財(cái)政的社會(huì)分配和政府職能,后者強(qiáng)調(diào)了政府的活動(dòng)。而公共財(cái)政論則簡單明了地指出現(xiàn)代財(cái)政的公共性,為建立公共財(cái)政奠定了理論基礎(chǔ)。明確了財(cái)政概念,就可以對(duì)財(cái)政政策加以研究。財(cái)政政策是指以特定的財(cái)政理論為依據(jù),運(yùn)用各種財(cái)政工具,為達(dá)到一定財(cái)政目標(biāo)而采取的財(cái)政措施的總和。轉(zhuǎn)貼于（）簡言之,財(cái)政政策是體系化了的財(cái)政措施,它的目的就是實(shí)現(xiàn)財(cái)政職能。同時(shí),它也是國家根據(jù)一定時(shí)期政治經(jīng)濟(jì)形勢和任務(wù)制定的指導(dǎo)財(cái)政分配活動(dòng)和處理各種財(cái)政分配關(guān)系的基本準(zhǔn)則,是客觀存在的財(cái)政分配關(guān)系在國家意志上的反映。它是國家經(jīng)濟(jì)政策的重要組成部分,其制定和實(shí)施的過程也是國家實(shí)施財(cái)政宏觀調(diào)控的過程。在現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)條件下,財(cái)政政策又是國家干預(yù)經(jīng)濟(jì)、實(shí)現(xiàn)國家宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的主要手段。財(cái)政政策是隨著社會(huì)生產(chǎn)方式的變革而不斷發(fā)展的。

財(cái)政政策按其構(gòu)成體系可以分為國家預(yù)算政策、財(cái)政支出政策、稅收政策、國債政策、投資政策、補(bǔ)貼政策和出口政策等七大政策。由于研究數(shù)據(jù)和技術(shù)方法的限制,本文主要是研究前三種財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)。

二三種主要財(cái)政政策工具對(duì)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效應(yīng)的分析(一)國家預(yù)算政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的分析國家預(yù)算政策包括財(cái)政赤字政策、財(cái)政盈余政策和預(yù)算收支平衡政策三種形式,筆者主要討論財(cái)政赤字政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)。它對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響主要表現(xiàn)在三個(gè)方面。

1、財(cái)政赤字影響貨幣供給財(cái)政赤字對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響和赤字規(guī)模大小有關(guān),但更主要的還是取決于赤字的彌補(bǔ)方式,即向銀行透支或借款來彌補(bǔ)財(cái)政赤字。出現(xiàn)財(cái)政赤字意味著財(cái)政收進(jìn)的貨幣滿足不了必需的開支,其中有一種彌補(bǔ)辦法就是向銀行借款?？梢?財(cái)政向銀行借款會(huì)增加中央銀行的準(zhǔn)備金,從而增加基礎(chǔ)貨幣,全國公務(wù)員共同的天地－盡在（）

但財(cái)政借款是否會(huì)引起貨幣供給過度,則不能肯定。很多人用“財(cái)政有赤字,銀行發(fā)票子”這句話來形容財(cái)政赤字與貨幣供給的關(guān)系,而事實(shí)上,赤字與貨幣發(fā)行并不一定存在這樣的因果關(guān)系,財(cái)政赤字對(duì)貨幣供給的影響雖可能與赤字規(guī)模的大小有關(guān),但更主要的還取決于赤字的彌補(bǔ)形式。

2、財(cái)政赤字?jǐn)U大總需求的效應(yīng)凱恩斯主義所奉行的財(cái)政政策是運(yùn)用政府支出和稅收來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)。在經(jīng)濟(jì)蕭條期,總需求小于總供給,經(jīng)濟(jì)中存在失業(yè),政府通過擴(kuò)張性的財(cái)政政策刺激總需求,以實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)。增加政府支出、減少政府稅收的擴(kuò)張性財(cái)政政策必然出現(xiàn)財(cái)政赤字,因此,赤字就成為財(cái)政政策中擴(kuò)大需求的一項(xiàng)手段。財(cái)政有赤字,必然擴(kuò)大總需求,但其擴(kuò)大總需求的效應(yīng)有兩種,如前分析,一是財(cái)政赤字可以作為新的需求疊加在原總需求水平之上,使總需求擴(kuò)張;二是通過不同的彌補(bǔ)方式,財(cái)政赤字只是替代其他部門需求而構(gòu)成總需求的一部分。它僅僅改變總需求結(jié)構(gòu),并不直接增加總需求規(guī)模。完全以國債收入彌補(bǔ)的“軟赤字”,只要不超出適度債務(wù)規(guī)模,其擴(kuò)張效應(yīng)一般可被控制為良性的,即可以有意用作反經(jīng)濟(jì)周期的安排,在經(jīng)濟(jì)蕭條階段刺激需求,“熨平”周期波動(dòng),一般不致引起嚴(yán)重的通貨膨脹,這對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)是有現(xiàn)實(shí)意義的;第三,財(cái)政赤字與發(fā)行國債。發(fā)行國債是世界各國彌補(bǔ)財(cái)政赤字的普遍做法而且被認(rèn)為是一種最可靠的彌補(bǔ)途徑。但是,債務(wù)作為彌補(bǔ)財(cái)政赤字的來源,會(huì)隨著財(cái)政赤字的增長而增長。另一方面,債務(wù)是要還本付息的,債務(wù)的增加也會(huì)反過來加大財(cái)政赤字。

3、財(cái)政赤字的排擠效應(yīng)財(cái)政赤字的排擠效應(yīng)一般是指財(cái)政赤字對(duì)私人消費(fèi)和投資所產(chǎn)生的排擠影響。當(dāng)政府因支出龐大產(chǎn)生預(yù)算赤字時(shí),一般需發(fā)行公債向公眾借款。發(fā)行公債是國家信用的一種形式。在貨幣市場上,如果私人儲(chǔ)蓄量不變,則政府債券與企業(yè)債券等有價(jià)證券將共同競爭市場上有限的資金。當(dāng)公眾出于對(duì)國家債券的高度信任而爭購公債,政府在總儲(chǔ)蓄的占有上便處于優(yōu)勢。政府發(fā)債占總儲(chǔ)蓄的比重越大,就會(huì)有越多的非政府借款者因籌不到資金被擠出貨幣市場,加上赤字支出促使利率上升,全國公務(wù)員共同的天地－盡在（）

必然會(huì)排擠出一部分非政府投資,從而抵消政府赤字支出的部分?jǐn)U張性作用。但這種結(jié)果并不是絕對(duì)的,一方面政府赤字的排擠效應(yīng)會(huì)被政府?dāng)U大投資支出所產(chǎn)生的“乘數(shù)作用”所抵消;另一方面,“排擠效應(yīng)”如果與政府有意進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)合理化調(diào)整結(jié)合起來,則可以改善資源配置,對(duì)國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生有益的影響。

(二)財(cái)政支出政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的分析為解決有效需求的不足,我國主要采取擴(kuò)大政府財(cái)政支出的財(cái)政政策,政府支出的結(jié)構(gòu)和支出規(guī)模是經(jīng)濟(jì)增長的核心變量。筆者也將主要從政府支出結(jié)構(gòu)來看其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。我們采用以財(cái)政支出項(xiàng)目為自變量的柯其分別表示財(cái)政支出結(jié)構(gòu)中某一項(xiàng)目支出增加1%時(shí)所引起的產(chǎn)出增加百分?jǐn)?shù),這樣我們就用產(chǎn)出彈性來描述財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)效應(yīng)以及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提高的調(diào)節(jié)作用。我們以《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2006)我國1989—2005年財(cái)政支出職能結(jié)構(gòu)分類統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間。相比較高,而在1996年非稅因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是最為不利的,稅收負(fù)擔(dān)相應(yīng)較輕,實(shí)際該年稅收負(fù)擔(dān)為10.3479%,與其他年份相比較低。經(jīng)過去除非稅因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響,修正后的稅收負(fù)擔(dān)與經(jīng)濟(jì)增長率之間呈現(xiàn)出更加緊密的關(guān)系,并且高經(jīng)濟(jì)增長年份修正后的稅收負(fù)擔(dān)較低,低經(jīng)濟(jì)增長年份修正后的稅收負(fù)擔(dān)較高,有一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。現(xiàn)在我們轉(zhuǎn)入,采用排除非稅因素影響后修正的稅收負(fù)擔(dān)和稅制結(jié)構(gòu)所得到的回歸效果比較好,調(diào)整的R2為0.317,F檢驗(yàn)值為6.115,各回歸變量的T檢驗(yàn)值均能通過95%的檢驗(yàn),從系數(shù)項(xiàng)來看,修正后的稅收負(fù)擔(dān)與經(jīng)濟(jì)增長率的彈性系數(shù)為-3.866,即表明稅收負(fù)擔(dān)上漲1%,經(jīng)濟(jì)增長率下降3.866%,稅制結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長率的彈性系數(shù)為0.6,即稅制結(jié)構(gòu)變化1%,經(jīng)濟(jì)增長率變化0.6%,影響系數(shù)較小。這樣的結(jié)果與理論上稅收負(fù)擔(dān)和稅制結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系基本相符,我國現(xiàn)行稅制是符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的。

從以上數(shù)據(jù)分析看,在我國現(xiàn)行稅制下,稅制結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是比較小的,修正后的稅收負(fù)擔(dān)則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響較大,這一點(diǎn)與國外的實(shí)證研究結(jié)果基本相同。從數(shù)據(jù)看,1994年的稅制改革應(yīng)該說是1983年稅制改革的延續(xù),1983年是稅制結(jié)構(gòu)和稅收負(fù)擔(dān)變化的一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn),通過設(shè)立所得稅,稅收負(fù)擔(dān)從1982年的11.25%,猛漲到1983年的18.55%,在隨后近10年時(shí)間內(nèi),稅收負(fù)擔(dān)不斷降低,最低時(shí)為10.167%,通過1994年的稅制改革,稅收負(fù)擔(dān)才得以不斷的提升,到2004年達(dá)到18.839%。也就是說通過1994年的稅制改革提高了稅收收入占GDP的比重,緩解了稅收占GDP比重一直下滑的局面。另外從稅制結(jié)構(gòu)角度看,1983年以前,由于企業(yè)以利潤形式上繳國家,沒有真正意義上的直接類稅收,直接稅占間接稅收入比重僅在10%左右,通過1983年改革,建立起所得稅體系,直接稅收入占間接稅收入比重上升到50%左右,隨后持續(xù)減低,尤其是在1994年增值稅體系的建立,直接稅收入占間接稅收入比重下降到1983年以來的最低點(diǎn)23.953%,隨后幾年逐漸升高,2004年達(dá)到39.0463%。從求解出的結(jié)果看,非稅因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響從1994年起越來越有利,非稅環(huán)境越來越有利,各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)體制改革的成效逐步體現(xiàn),反過來說稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用在不斷減弱,這種情況在1983年稅制改革前也出現(xiàn)過,所以面臨新的經(jīng)濟(jì)環(huán)境,稅收作用不斷減弱的情況下,稅制必須進(jìn)行改革。

篇(2)

中國要在本世紀(jì)實(shí)現(xiàn)全面建設(shè)小康社會(huì)的宏偉目標(biāo)，必須解決好經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)這兩個(gè)重要問題。一方面，保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速健康發(fā)展是解決我國所有問題的關(guān)鍵，要高度重視影響經(jīng)濟(jì)增長的因素；另外，我國是人口眾多的發(fā)展中大國，就業(yè)問題始終是國家關(guān)注的一件大事，所以我們一定要充分利用對(duì)外投資創(chuàng)造的各種效應(yīng)來增加就業(yè)機(jī)會(huì)、解決就業(yè)問題。于是，下文擬從促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)兩方面來探討對(duì)外投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

1.經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

(1)生產(chǎn)要素配置效應(yīng)。生產(chǎn)要素是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的源泉，而我國生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)比例嚴(yán)重失衡，一定程度上制約了我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，于是，必須通過國際交換，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的合理配置。為此，對(duì)外投資將發(fā)揮重要作用，這主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：①更好地利用國外自然資源。中國是一個(gè)自然資源比較短缺的國家，耕地和水，石油天然氣、森林、橡膠、銅鐵礦、等重要資源的人均擁有量遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平，特別是石油天然氣則是我國未來發(fā)展的戰(zhàn)略稀缺資源，現(xiàn)在已經(jīng)在大比例地進(jìn)口，有人估算到2010年，中國石油天然氣的進(jìn)口依存度將接近或超過50%（江小娟，2004），這是一個(gè)十分嚴(yán)峻的問題，我們不能完全依賴進(jìn)口，因?yàn)樗艿街T多不確定性因素的影響，通過對(duì)外投資參與國際資源開發(fā)，與那些資源豐富但缺少開發(fā)能力的國家合作，并且擁有對(duì)稀缺資源的股份，以保證我國重要資源供給的長期安全性。②更好地利用國外先進(jìn)技術(shù)。作為發(fā)展中國家，我國的綜合技術(shù)實(shí)力還是比較低的，人均技術(shù)水平也急待提高。到目前為止，我國利用國外技術(shù)資源的主要方式是引進(jìn)資金與技術(shù)，但隨著我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的發(fā)展壯大，僅憑國外引進(jìn)已遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，對(duì)外投資可通過兩種方式來利用國外技術(shù)資源。一種是國內(nèi)有實(shí)力的大企業(yè)到海外人力資源密集的地方設(shè)立研發(fā)中心或者設(shè)計(jì)中心，這不僅可以利用和發(fā)展原有的技術(shù)優(yōu)勢，還能夠保持和尋求新的技術(shù)優(yōu)勢（馬亞明等，2003）。另一種是到海外收購或兼并有核心技術(shù)的國外企業(yè)，通過利用已有的核心技術(shù)、顧客資源和品牌優(yōu)勢，我們可以提高技術(shù)效率和技術(shù)競爭優(yōu)勢，從而縮短時(shí)間、降低風(fēng)險(xiǎn)，迅速獲取經(jīng)濟(jì)效益（李蕊，2003）。③獲得更多國外資本。中國對(duì)外投資極大地拓寬了利用國外資本的渠道，因?yàn)樗粌H增加了我國的外匯收入，而且從東道國或國際金融市場上籌措到大量資金，由于實(shí)現(xiàn)了資本積累，從而突破了企業(yè)發(fā)展的資本瓶頸，結(jié)果企業(yè)可以擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模、優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)、促進(jìn)技術(shù)升級(jí)，實(shí)現(xiàn)企業(yè)良性發(fā)展。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)

結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級(jí)是當(dāng)前及今后一段時(shí)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)，由于我國還未實(shí)現(xiàn)工業(yè)化、信息化與現(xiàn)代化，加上我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，我們必須抓住對(duì)外開放的契機(jī)利用對(duì)外投資來實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。①促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造與升級(jí)?，F(xiàn)在國內(nèi)有相當(dāng)一部分產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)能力過剩，經(jīng)濟(jì)效益不好，企業(yè)發(fā)展滯緩，這主要是因?yàn)閲鴥?nèi)商品的供給與需求之間的失衡所致，并非完全歸因與產(chǎn)品的質(zhì)量、層次與水平。其實(shí)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的大部分產(chǎn)品適應(yīng)一些發(fā)展中國家甚至發(fā)達(dá)國家的市場需求。通過對(duì)外投資，在全球范圍內(nèi)重新配置這些生產(chǎn)能力，將使這些資產(chǎn)繼續(xù)發(fā)揮作用、促進(jìn)國內(nèi)結(jié)構(gòu)調(diào)整，減輕國內(nèi)企業(yè)困境。②促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。面對(duì)世界科技的迅猛發(fā)展，一國的綜合國力在很大程度上取決于科技發(fā)展水平，而高新技術(shù)則是其集中體現(xiàn)。然而，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)需要大量的技術(shù)開發(fā)投入，許多生產(chǎn)項(xiàng)目需要巨額投資，如果小批量生產(chǎn)，不能彌補(bǔ)前期的大量投資，企業(yè)就不會(huì)有投資的積極性。我國國內(nèi)市場雖然容量巨大，但相對(duì)于一些高新技術(shù)產(chǎn)品，國內(nèi)需求不足，必須以全球市場為目標(biāo)，才能進(jìn)行大規(guī)模生產(chǎn)和經(jīng)營。因此，通過對(duì)外投資到國外市場與對(duì)手一起競爭將加速我國企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，與此同時(shí)，國外企業(yè)的技術(shù)擴(kuò)散也為我們高新技術(shù)發(fā)展提供了示范作用。

2.就業(yè)效應(yīng)

就業(yè)是民生之本，擴(kuò)大就業(yè)是我國當(dāng)前和今后長時(shí)期重大而艱巨的任務(wù)。對(duì)外投資則是解決我國就業(yè)問題的一條主要途徑。它對(duì)就業(yè)的影響主要體現(xiàn)在如下兩方面：一是刺激效應(yīng)，二是置換效應(yīng)。前者是指對(duì)外投資導(dǎo)致國內(nèi)就業(yè)增加，后者則是指國內(nèi)就業(yè)被國外替代造成就業(yè)減少。對(duì)外投資主要通過增長出口來刺激就業(yè)，它在我國經(jīng)濟(jì)增長中的作用已越來越明顯，它的作用機(jī)制表現(xiàn)為以下幾個(gè)方面：第一、企業(yè)的跨國經(jīng)營特別是對(duì)外投資辦廠首先會(huì)帶來資本品的出口，從而帶動(dòng)國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的出口，這必然會(huì)給國內(nèi)就業(yè)產(chǎn)生拉動(dòng)作用；第二、對(duì)外投資中的境外加工貿(mào)易中，所需原材料、零部件、半成品大多是從國內(nèi)進(jìn)口，增加了對(duì)國內(nèi)產(chǎn)品的需求，關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)需求增加；第三、企業(yè)在對(duì)外投資的過程中，國際化競爭力增強(qiáng)，加深了對(duì)國際市場的了解，擴(kuò)大了本企業(yè)在國際市場上的知名度，從而會(huì)拉動(dòng)對(duì)母公司產(chǎn)品的出口，從而帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)；第四、我國對(duì)外投資多以制造業(yè)為主，相對(duì)而言，服務(wù)業(yè)的發(fā)展比較滯后，而在國外投資的競爭壓力將會(huì)提高我國的服務(wù)水平，由于服務(wù)業(yè)大都是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，對(duì)增加就業(yè)有十分重要的意義，因此，伴隨對(duì)外投資規(guī)模的逐漸擴(kuò)大，將對(duì)我國就業(yè)產(chǎn)生積極影響。

就對(duì)外投資的置換效應(yīng)而言，目前在我國的作用效果并不明顯。因?yàn)閷?duì)外投資對(duì)就業(yè)置換效應(yīng)的強(qiáng)弱與母國對(duì)外投資的動(dòng)因有密切關(guān)系，發(fā)達(dá)國家對(duì)外投資的一個(gè)重要?jiǎng)右蚴菍で罅畠r(jià)的勞動(dòng)力資源，而我國企業(yè)對(duì)外投資的主要原因是帶動(dòng)出口和更好的利用國外資源，使生產(chǎn)要素配置更趨合理，再加上我國本身所具有的勞動(dòng)力資源優(yōu)勢在長期內(nèi)不會(huì)改變，這決定了我國企業(yè)在跨國經(jīng)營中不會(huì)舍近求遠(yuǎn)，而會(huì)充分利用這個(gè)比較優(yōu)勢。所以對(duì)外投資對(duì)我國就業(yè)的置換效應(yīng)很小?？傊?，對(duì)外投資不會(huì)減少國內(nèi)的就業(yè)需求，相反會(huì)因?yàn)閷?duì)出口的帶動(dòng)和服務(wù)業(yè)的刺激而擴(kuò)大關(guān)聯(lián)行業(yè)的就業(yè)需求，所以對(duì)外投資有明顯的就業(yè)正效應(yīng)。

二、目前中國對(duì)外投資存在的問題

1.宏觀規(guī)劃和管理不夠完善

由于國家及政府鼓勵(lì)和支持國內(nèi)有實(shí)力的企業(yè)到國外投資，所以許多不具備條件的企業(yè)也急于進(jìn)入國際市場，參與國際競爭，但它們?cè)谄髽I(yè)制度、技術(shù)能力、人力資源、品牌優(yōu)勢等方面均未達(dá)到進(jìn)行國際經(jīng)營的實(shí)力。政府在政策措施和法律法規(guī)方面還存在諸多不健全之處，同時(shí)對(duì)企業(yè)到國外投資的資格認(rèn)定、業(yè)績?cè)u(píng)估、過程管理等方面也還有許多不完善，造成了對(duì)外投資的企業(yè)水平參差不齊，導(dǎo)致企業(yè)未達(dá)到對(duì)外投資的預(yù)期目標(biāo)。

2.企業(yè)規(guī)模普遍較小

雖然我國對(duì)外投資企業(yè)的規(guī)模較以前有了大幅度提高，但與國外企業(yè)相比差距仍很大，在競爭中常常處于劣勢。企業(yè)的投資規(guī)模偏小直接限制了規(guī)模經(jīng)濟(jì)的形成和市場競爭力的有效發(fā)揮；另外工作人員少，大多數(shù)企業(yè)只有幾人或十幾人，很少有幾十人的，致使他們難以進(jìn)行有效的分工與協(xié)作，導(dǎo)致企業(yè)很難沿著正常軌道順利發(fā)展。

3.技術(shù)研發(fā)能力薄弱

由于我國對(duì)外投資企業(yè)的規(guī)模較小，資本相對(duì)稀缺，用于技術(shù)研究與開發(fā)的資金并不充裕，特別是對(duì)外投資主體多以資源開發(fā)和貿(mào)易性開發(fā)投資為主，它們?nèi)鄙偌夹g(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力與壓力，另者，我們對(duì)海外企業(yè)人才的培養(yǎng)也不夠重視，缺乏高素質(zhì)的技術(shù)與管理人才，結(jié)果我國對(duì)外投資行業(yè)的核心技術(shù)、創(chuàng)新水平、國產(chǎn)化程度并不高，核心技術(shù)仍來自于國外，自身沒有升級(jí)換代的能力，這意味著要受制于人，且在市場形式變化時(shí)沒有回旋余地。

4.企業(yè)管理水平偏低

由于中國企業(yè)在國外投資的歷史不長，經(jīng)驗(yàn)不多，所以對(duì)海外投資的管理存在許多不足。首先，中國對(duì)外投資的大部分企業(yè)都是國有企業(yè)，它們?cè)谌耸鹿芾碇型狈σ惶卓茖W(xué)合理的選人、用人及人員變換機(jī)制，多數(shù)民營企業(yè)也存在相同的問題；其次，對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)管理不規(guī)范、不嚴(yán)格，缺乏一套科學(xué)有效的風(fēng)險(xiǎn)控制制度；再次，企業(yè)投資決策欠妥。投資可行性研究報(bào)告缺乏足夠市場調(diào)研，對(duì)市場需求和產(chǎn)品規(guī)模論證不夠，投資企業(yè)的產(chǎn)品存在著市場需求較小或生產(chǎn)規(guī)模不經(jīng)濟(jì)問題，對(duì)重大事項(xiàng)的定奪缺乏影響力，在選擇合作伙伴方面經(jīng)驗(yàn)不足；最后，對(duì)經(jīng)營者激勵(lì)約束機(jī)制不健全，往往存在著經(jīng)營者謀取私利而損害企業(yè)利益的行為。

三、促進(jìn)中國對(duì)外投資良性發(fā)展的對(duì)策

1.加強(qiáng)政府宏觀規(guī)劃和管理，為企業(yè)對(duì)外投資創(chuàng)造良好的外部環(huán)境

要防止“定指標(biāo)”“下計(jì)劃”式的發(fā)展方式，避免盲目發(fā)展、一哄而上，政府要做到真正以企業(yè)為主體，以市場為導(dǎo)向，以提高經(jīng)濟(jì)效益、增強(qiáng)競爭力和長期發(fā)展?jié)摿槟康?，講求實(shí)效；同時(shí)政府要簡化審批手續(xù)，完善登記制度，加強(qiáng)對(duì)企業(yè)海外投資項(xiàng)目的監(jiān)管

2.制定和完善促進(jìn)企業(yè)對(duì)外投資發(fā)展的法律法規(guī)和政策措施

盡管我國已經(jīng)出臺(tái)了許多規(guī)章制度來規(guī)范對(duì)外投資企業(yè)的行為，也取得了顯著成效，但我們應(yīng)該清醒地看到由于世界經(jīng)濟(jì)增長的不穩(wěn)定性和國外投資狀況的不確定性，我國的企業(yè)還面臨著來自諸多方面的風(fēng)險(xiǎn)。國家應(yīng)鼓勵(lì)支持國內(nèi)有實(shí)力的各種投資主體開展對(duì)外投資，并在企業(yè)融資、稅費(fèi)負(fù)擔(dān)、權(quán)益保護(hù)等方面給予配套支持；另外要為企業(yè)提供風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制，形成境外投資風(fēng)險(xiǎn)保障機(jī)制，鼓勵(lì)企業(yè)前去投資。

3.加強(qiáng)企業(yè)自身建設(shè)，積極推進(jìn)企業(yè)改革

要實(shí)現(xiàn)對(duì)外投資的健康快速發(fā)展，營造良好的外部環(huán)境固然重要，但更加重要且急迫的是提高企業(yè)自身素質(zhì)，從根本上增進(jìn)企業(yè)的國際競爭力，具體而言，要至少作好以下幾項(xiàng)工作：其一、以現(xiàn)代企業(yè)制度為標(biāo)準(zhǔn)強(qiáng)化企業(yè)制度建設(shè)，形成企業(yè)多方利益主體的制衡機(jī)制，借鑒世界著名跨國公司的經(jīng)驗(yàn)，逐漸改進(jìn)完善企業(yè)制度；其二、加大企業(yè)研究開發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新力度，將自我技術(shù)創(chuàng)新同技術(shù)模仿改進(jìn)有機(jī)結(jié)合起來，不斷提高我國企業(yè)的自主創(chuàng)新能力；其三、形成人才選拔、任用、轉(zhuǎn)換、培訓(xùn)等一整套良性循環(huán)機(jī)制，使我國在同國外公司的競爭中始終保持人才優(yōu)勢。

參考文獻(xiàn)：

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[4]馬亞明等:技術(shù)優(yōu)勢與對(duì)外直接投資：技術(shù)擴(kuò)散的分析框架[J]南開經(jīng)濟(jì)研究，2003，（4）

[5]李蕊:跨國并購的技術(shù)尋求動(dòng)因解析[J]世界經(jīng)濟(jì)，2003，（2）

篇(3)

論文關(guān)鍵詞：臺(tái)資，農(nóng)業(yè)企業(yè)，投資，大陸，溢出效應(yīng)

 

一、 引言

農(nóng)業(yè)是海峽兩岸交流與合作的重點(diǎn)領(lǐng)域之一，在兩岸關(guān)系中處于十分重要的地位。農(nóng)業(yè)投資在兩岸經(jīng)貿(mào)關(guān)系發(fā)展中一直扮演著重要角色，尤其是在兩岸關(guān)系還未達(dá)到完全正?；男蝿菹?，農(nóng)業(yè)投資幾乎是臺(tái)灣農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)業(yè)資金和農(nóng)業(yè)人才與大陸農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素直接結(jié)合的唯一途徑和載體。農(nóng)業(yè)是臺(tái)商對(duì)大陸投資起步較早的領(lǐng)域，在祖國大陸改革開放的80年代初期，就有臺(tái)商開始在東南沿海地區(qū)進(jìn)行試探性的投資創(chuàng)業(yè)。經(jīng)過20多年的發(fā)展，目前已進(jìn)入快速發(fā)展時(shí)期，來大陸發(fā)展創(chuàng)業(yè)的臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)不斷增多，臺(tái)商投資大陸農(nóng)業(yè)的規(guī)模和水平都有很大的提高，兩岸農(nóng)業(yè)交流從大陸沿海地區(qū)拓展到中西部、北部地區(qū)，從畜牧業(yè)、種植業(yè)等向農(nóng)產(chǎn)品加工、休閑農(nóng)業(yè)等二、三產(chǎn)業(yè)延伸。兩岸農(nóng)業(yè)交流與合作逐步形成了寬領(lǐng)域、多層次、全方位的合作雙贏的發(fā)展模式，成為兩岸合作當(dāng)中最活躍和重要的領(lǐng)域。

二、臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)投資大陸的現(xiàn)狀與特征

1、臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)投資大陸農(nóng)業(yè)的步伐不斷加快。目前，在大陸發(fā)展的臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)日益成為大陸農(nóng)業(yè)的一個(gè)重要組成部分。截至2009年底的不完全統(tǒng)計(jì)，在大陸投資發(fā)展的臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)有6100多家經(jīng)濟(jì)學(xué)論文，投資大陸農(nóng)業(yè)的臺(tái)資達(dá)72億美元。截至目前，大陸在16個(gè)省（區(qū)市）設(shè)有海峽兩岸農(nóng)業(yè)合作試驗(yàn)區(qū)和臺(tái)灣農(nóng)民創(chuàng)業(yè)園，已發(fā)展成為臺(tái)灣農(nóng)業(yè)資金、優(yōu)良品種、技術(shù)、設(shè)備、管理經(jīng)驗(yàn)以及人才進(jìn)入大陸的持久、穩(wěn)定的高效合作平臺(tái)。目前，進(jìn)入園區(qū)發(fā)展的臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)已達(dá)5000多家，占在大陸臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)總數(shù)的82%左右，實(shí)際利用臺(tái)資58億美元，占臺(tái)資投資大陸農(nóng)業(yè)實(shí)際金額的81%左右[1]。來大陸投資的臺(tái)資農(nóng)業(yè)企業(yè)普遍取得了可觀的經(jīng)濟(jì)效益，為優(yōu)化大陸農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)做出了貢獻(xiàn)。

表1：1991-2009年大陸吸收的臺(tái)資農(nóng)業(yè)直接投資額（單位：萬美元）

 

年份

合計(jì)(萬美元)

1991

1741.6

1992

12469.9

1993

331684.1

1994

39622.1

1995

10927.1

1996

12292.4

1997

43343.1

1998

20346.2

1999

12527.8

2000

26071.4

2001

27841.5

2002

67230.6

2003

76987.8

2004

69406.6

2005

60069.5

2006

76423.4

2007

99705.5

2008

106913.9

篇(4)

全世界、研究機(jī)構(gòu)內(nèi)部、國家之間的科研合作程度均在增長，合作者通過合作開展了相互的學(xué)習(xí)并能在學(xué)術(shù)領(lǐng)域產(chǎn)生比個(gè)體更強(qiáng)的影響力。在一定的約束條件下合作確實(shí)能提升科研產(chǎn)出的質(zhì)量，同時(shí)通過合作發(fā)文整合合作雙方競爭力和技能，進(jìn)而能攻克難以解決的問題，提升成功的機(jī)會(huì)。而兩個(gè)地方之間的科學(xué)合作強(qiáng)度，一方面取決于互相學(xué)習(xí)的機(jī)會(huì)，另一方面則由合作所需的時(shí)間與金錢所決定，如研討會(huì)、學(xué)術(shù)會(huì)議、學(xué)習(xí)交流、研究室資源共享等形式的科研合作所形成的交通成本及耗時(shí)會(huì)隨著研究者之間的空間距離增加而增加。由此可見，交通及信息溝通方面的技術(shù)進(jìn)步通過簡化科研合作過程，降低遠(yuǎn)程信息溝通的交通成本及耗時(shí)促進(jìn)了科研合作這一增長趨勢。Hoekman的研究假設(shè)指出不僅是物理距離，地區(qū)邊界、國家邊界、語言邊界也會(huì)影響歐洲科研合作，但這一影響程度隨著時(shí)間減弱。那么中國技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科在NSFC項(xiàng)目資助下開展科研合作是否也如是?本文將沿用Hoekman的研究假設(shè)體系，形成本文的假設(shè)。假設(shè)1:對(duì)于技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科而言，隨著距離的增加，在NSFC項(xiàng)目資助下科研合作會(huì)隨之梯級(jí)式減少。假設(shè)2:技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科在NSFC項(xiàng)目資助下研究主體在跨越不同邊界時(shí)，科研合作會(huì)呈現(xiàn)出不同規(guī)律。

2數(shù)據(jù)來源及研究方法

科學(xué)研究產(chǎn)出包括發(fā)明、數(shù)據(jù)庫、專利、技術(shù)、專著以及發(fā)表的論文，其中科學(xué)期刊上發(fā)表的論文經(jīng)過同行評(píng)議從而保證了最基本的質(zhì)量及獨(dú)創(chuàng)性，從而發(fā)表的論文作為研究科學(xué)合作的載體以及一個(gè)體現(xiàn)個(gè)人學(xué)術(shù)價(jià)值的指標(biāo)，是科學(xué)研究的重要產(chǎn)出形式之一。關(guān)于論文的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源有三種方法:其中之一是文獻(xiàn)計(jì)量和數(shù)據(jù)庫中所提取的已發(fā)表的論文。合作是指在科研項(xiàng)目中兩個(gè)或更多學(xué)者之間的密切交互，這種交互是帶有一個(gè)或更多目的的，如為獲取資源而合作等。Cumming提出了五種科研合作行為:責(zé)任劃分、資源共享、知識(shí)轉(zhuǎn)移、學(xué)術(shù)會(huì)議、交互技術(shù)，觀察Cumming論文中的相關(guān)系數(shù)矩陣發(fā)現(xiàn)五種合作行為與六種項(xiàng)目產(chǎn)出之間的相關(guān)系數(shù)矩陣中，知識(shí)轉(zhuǎn)移與項(xiàng)目產(chǎn)出之間的6個(gè)相關(guān)系數(shù)均高于其他四個(gè)合作行為。進(jìn)而科研合作可以看作在公開發(fā)表物上的成對(duì)出現(xiàn)的地區(qū)名稱，所以對(duì)于本文所建立的數(shù)據(jù)庫而言，是在中國知網(wǎng)(以下簡稱CNKI)上發(fā)表的由NSFC項(xiàng)目資助下的共同發(fā)文的單位名稱。本文研究團(tuán)隊(duì)于2013年7月5日－12日期間在CNKI個(gè)人數(shù)字圖書館中，按照期刊檢索條件為“支持基金”，并在該選項(xiàng)中輸入技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科396名博導(dǎo)在1999－2012年間所獲475項(xiàng)NSFC項(xiàng)目的批準(zhǔn)號(hào)進(jìn)行摘要式檢索，共檢索到8156篇論文。采集檢索結(jié)果中的“作者”、“作者單位”、“年份”三項(xiàng)信息，所檢索出的信息逐一錄入“技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科基礎(chǔ)研究項(xiàng)目數(shù)據(jù)庫”。Katz總結(jié)了影響科學(xué)合作的十類因素，其中第十種就是空間距離的縮短。他提出分析位于不同空間位置上的合作關(guān)系應(yīng)包括三個(gè)步驟，參照Katz所提出的步驟，本文在第一步中構(gòu)造了技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科在NSFC項(xiàng)目資助下開展地區(qū)與地區(qū)之間的科研合作面板數(shù)據(jù)庫，同時(shí)對(duì)所使用的分析工具進(jìn)行了擴(kuò)展，如引入了引力模型開展靜態(tài)面板回歸和動(dòng)態(tài)面板回歸。

3研究結(jié)論

3．1隨著距離的增加，合作是否會(huì)隨之梯級(jí)式減少

距離所造成的合作障礙因素包括文化的、語言的以及組織間的差異性，因此大部分的交流強(qiáng)度在本質(zhì)上會(huì)隨著兩個(gè)交互主體之間的距離增加而削弱，同時(shí)因?yàn)榭蒲许?xiàng)目的順利推進(jìn)需要項(xiàng)目參與者頻繁地開展研討活動(dòng)，從而處于相同或鄰近地域的學(xué)者之間開展科學(xué)合作的可能更高，更傾向于空間上的集聚。從空間上看是否是這樣呢?從圖1中展示的是1999－2013年期間8156篇論文中合作發(fā)文單位所在城市(同一城市內(nèi)部的除外)對(duì)子，可以看出中國技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科在NS-FC資助下開展科研合作的地理分布主要集中在經(jīng)度23°117''''E至45°75''''E以及緯度104°067''''N至126°65''''N的不規(guī)則梯形區(qū)域里，這一區(qū)域的四個(gè)頂點(diǎn)分別為成都、廣州、上海、哈爾濱。另外，華東地區(qū)是七大地區(qū)的重要合作伙伴，這便引發(fā)了如下問題，即圖1中僅是展示的是城市之間的合作，若從地區(qū)層面來看，又呈現(xiàn)出怎樣的更為深入的現(xiàn)象和規(guī)律呢?Hoekman對(duì)2000－2007年期間的WOS數(shù)據(jù)庫中33個(gè)歐盟國家的313個(gè)地區(qū)的合作發(fā)文數(shù)據(jù)進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)就總體而言，樣本的科學(xué)合作發(fā)文在顯著性水平為5%時(shí)，地區(qū)邊界效應(yīng)要強(qiáng)于國家邊界效應(yīng)，而后者又強(qiáng)于語言邊界效應(yīng)，這三者的彈性系數(shù)依次為:－3．342、－1．645、－0．969，其研究結(jié)果表明合作發(fā)文具有地域性，且“遠(yuǎn)程邏輯”與“地域邏輯”并存。本文對(duì)Hoekman的遠(yuǎn)程邏輯進(jìn)行細(xì)化，對(duì)應(yīng)圖2中的地區(qū)③間合作以及地區(qū)內(nèi)不同城市間合作，而地域邏輯對(duì)應(yīng)圖2中的地區(qū)內(nèi)相同城市不同學(xué)校間合作。圖2中三種合作占比在2003年以前呈振蕩態(tài)勢，以2004年為界地區(qū)間合作占比與地區(qū)內(nèi)相同城市不同學(xué)校之間合作占比兩折線開始呈現(xiàn)明顯的交錯(cuò)上升態(tài)勢，地區(qū)間合作占比的最低值為2009年的0．067，而地區(qū)內(nèi)相同城市不同學(xué)校間合作占比的最低值出現(xiàn)在2005年為0．052，地區(qū)間不同城市間合作占比最高值于2012年達(dá)到0．051，這兩個(gè)占比的最低值均大于地區(qū)內(nèi)不同城市間合作占比的最大值，且從2005年開始后者一直遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于前兩者，說明技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科的NSFC項(xiàng)目資助下在發(fā)文上呈現(xiàn)出的“同城”偏好④以及“跨區(qū)”偏好，并隨著時(shí)間的推進(jìn)得到了加強(qiáng)。這兩個(gè)偏好的發(fā)現(xiàn)恰恰與Pan不謀而合。盡管當(dāng)前交互工具有較快發(fā)展，但科研合作中的引力定律仍成立，意味著科研工作者更傾向于尋求與他們位于同一區(qū)位的合作伙伴。然而遠(yuǎn)程合作卻并不少，且相互作用的強(qiáng)度呈指數(shù)衰減。由圖2發(fā)現(xiàn)假設(shè)1部分成立，即合作會(huì)減少，但不是梯級(jí)式的，而是發(fā)生了主體的躍遷，即跨區(qū)偏好和同城偏好之間的偏好躍遷。

3．2跨越不同邊界時(shí)，合作是否會(huì)呈現(xiàn)出不同規(guī)律

牛頓第三定律可用于揭示位于空間上不同點(diǎn)的主體之間的交互問題，利用引力模型分析影響區(qū)域網(wǎng)絡(luò)中科研合作的決定性因素，兩個(gè)地區(qū)之間的合作強(qiáng)度取決于兩個(gè)地區(qū)各自的發(fā)文量及兩地區(qū)之間的物理距離。分別借助靜態(tài)面板和動(dòng)態(tài)面板展開進(jìn)一步分析，可借助靜態(tài)面板對(duì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科NSFC項(xiàng)目資助下所開展的科研合作進(jìn)行分析，關(guān)于距離與科研合作相關(guān)關(guān)系的代表性文獻(xiàn)使用引力模型建立靜態(tài)面板的總結(jié)如表1所示。Montobbio總結(jié)了距離的四種測度:地理距離(包括三種計(jì)算方法:兩地區(qū)中人口最多的城市之間的經(jīng)緯度距離，也可用兩地區(qū)的中心城市之間的經(jīng)緯度距離，亦可用兩地區(qū)的最大城市之間加權(quán)的距離來衡量);考慮了交流成本的“時(shí)差”距離;文化歷史相關(guān)的距離;技術(shù)距離。由Montobbio的相關(guān)系數(shù)矩陣表發(fā)現(xiàn)第一種距離中的三種類型的距離在顯著性水平為5%下，三者兩兩之間的相關(guān)系數(shù)均為0．99，從而使用其中任何一種即可，同時(shí)結(jié)合表1的歸納，本文采用的是與Pan相同的測度形式，即以兩個(gè)地區(qū)中心城市之間的直線距離作為引力模型中的距離度量。根據(jù)技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理博點(diǎn)的分布，參照全國城鎮(zhèn)體系規(guī)劃(2006－2020年)的劃分，中國七大地區(qū)的中心城市最終確定為⑥:沈陽(東北)、上海(華東)、武漢(華中)、廣州(華南)、重慶(西南)、和西安(西北)，本文中地區(qū)之間的直線距離采用地區(qū)中心城市之間的直線距離作為度量。本文所使用的引力模型與表1中Hoekman以及Ponds的形式相同為:Cij=kPα1iPα2jdβij，據(jù)此建立計(jì)量模型如下:lnco．pubij=α0+α1lnpubi+α2lnpubj+α3lndisij+vit(1)式1中co．pubij為地區(qū)i(第一作者所屬單位為地區(qū)i)與其他地區(qū)j的合作發(fā)文量，pubi表示地區(qū)i在NSFC項(xiàng)目資助下在CNKI上的總發(fā)文量，pubj表示地區(qū)j在NSFC項(xiàng)目資助下在CNKI上的總發(fā)文量，disij用兩地直線距離⑦表示。α0表示截距項(xiàng)，誤差項(xiàng)為vit，i=1，…，7為橫截面下標(biāo)，t=1，…，13為時(shí)間單元下標(biāo)。經(jīng)過LLC單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)co．pub、pub、dis均不存在單位根，說明不存在偽回歸，可以使用OLS進(jìn)行靜態(tài)面板回歸分析⑧，結(jié)果如表2所示。(1)地區(qū)合作的距離效應(yīng)、自我效應(yīng)、尋他效應(yīng)與滯后效應(yīng)空間上的鄰近性對(duì)于科研合作具有重要性，但在地區(qū)間的重要程度不同，一個(gè)地區(qū)的知識(shí)生產(chǎn)不僅受到其周邊地區(qū)的正向影響，而且與其所處的研究網(wǎng)絡(luò)中關(guān)系鄰近地區(qū)的影響，Scherngell研究發(fā)現(xiàn)兩個(gè)組織之間的距離每增加100km，兩者的合作會(huì)減少27．8%。表2對(duì)某個(gè)地區(qū)其他地區(qū)之間合作發(fā)文的計(jì)量模型進(jìn)行了靜態(tài)面板回歸，發(fā)現(xiàn)七個(gè)地區(qū)的距離與合作發(fā)文量之間的相關(guān)系數(shù)在1%的顯著性水平下均為負(fù)值并介于－0．16至－0．31之間，即距離disij與雙邊合作co．pubij呈負(fù)相關(guān)關(guān)系又即存在“距離效應(yīng)”。其中華南地區(qū)的距離系數(shù)最弱為－0．1615，說明短期內(nèi)空間上的鄰近性對(duì)于該地區(qū)開展合作的意愿并不強(qiáng)烈。而華東地區(qū)的距離系數(shù)最強(qiáng)為－0．3017，表明在短期內(nèi)空間距離仍是影響該地區(qū)開展科研合作的關(guān)鍵因素，意味著該地區(qū)開展區(qū)際間合作時(shí)地域空間的鄰近性顯得更為重要。地區(qū)i及其他地區(qū)j的合作發(fā)文量co．pubij與該地區(qū)自身發(fā)文量pubi之間呈正相關(guān)關(guān)系，其中在顯著性水平為1%時(shí)，華東地區(qū)自身發(fā)文量每增加100篇，其與其他六個(gè)地區(qū)的合作發(fā)文量便會(huì)增加64．83篇，在七個(gè)地區(qū)中“自我效應(yīng)”最強(qiáng)?！白晕倚?yīng)”強(qiáng)即當(dāng)對(duì)方合作發(fā)文量一定時(shí)，某地區(qū)自身發(fā)文量越多則其會(huì)吸引其他地區(qū)參與合作發(fā)文的意愿越強(qiáng)。西北地區(qū)的“自我效應(yīng)”最弱，其相關(guān)系數(shù)雖也為正，但不顯著。自身發(fā)文量彈性系數(shù)低于0．3的地區(qū)有東北(0．2899)、華北(0．2998)、華南(0．2609)，高于0．3的地區(qū)為華中和西南其系數(shù)值分別為0．3368和0．3442。地區(qū)i的合作伙伴j的發(fā)文量pubj也會(huì)對(duì)這兩個(gè)地區(qū)間合作發(fā)文量co．pubij產(chǎn)生影響，但卻呈現(xiàn)出正向和反向兩種情況:如華東地區(qū)合作伙伴發(fā)文量會(huì)對(duì)華東地區(qū)的合作發(fā)文量產(chǎn)生反向影響，相關(guān)系數(shù)為－0．0191(雖然并不顯著)。華南和西南的合作伙伴發(fā)文量雖然會(huì)對(duì)這兩個(gè)地區(qū)合作發(fā)文量產(chǎn)生正向影響即為正相關(guān)系數(shù)，但卻不顯著。東北和西北的合作伙伴發(fā)文量與這兩個(gè)地區(qū)合作發(fā)文量的彈性系數(shù)均高于0．3，在顯著性水平均為1%時(shí)分別為0．3270和0．4707，其中西北地區(qū)的“尋他效應(yīng)”最強(qiáng)，即當(dāng)該地區(qū)自身發(fā)文量一定時(shí)，其合作伙伴發(fā)文量越大，則西北地區(qū)尋求與合作伙伴共同發(fā)文的意愿越強(qiáng)。表2的分析均為技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科基礎(chǔ)研究合作的短期規(guī)律，那么長期條件下又會(huì)呈現(xiàn)出怎樣的規(guī)律呢?借助動(dòng)態(tài)面板開展進(jìn)一步分析，引入co．pubij的滯后項(xiàng)，建立模型如下:lnco．pubij=α0+α1lnL．co．pubij+α2lnpubi+α3lnpubj+α4lndisij+vit(2)由于引入被解釋變量的滯后一期項(xiàng)，進(jìn)而造成了估計(jì)的內(nèi)生性問題，可采用由Blundell和Bond所提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(SYS－GMM)(由于其具有更好的有限樣本性質(zhì)，減小了一階差分GMM估計(jì)量的偏誤而被廣泛應(yīng)用)。本文利用了更多的樣本信息，可以控制某些解釋變量內(nèi)生性問題的一步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)SYS－GMM對(duì)式(2)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見表3所示。當(dāng)引入滯后一期合作發(fā)文量作為解釋變量后，發(fā)現(xiàn)華南、華中、西南的Sargen值均低于0．05，分別為0．0000、0．0139、0．0049，表明未通過Sargen檢驗(yàn)即存在工具變量的過度識(shí)別問題。表3中僅有東北、華北、華東、西北四個(gè)地區(qū)的動(dòng)態(tài)面板估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。觀察表3發(fā)現(xiàn)東北地區(qū)的滯后一期合作發(fā)文量會(huì)對(duì)當(dāng)期合作發(fā)文量在顯著性水平為5%的條件下存在正向影響，相關(guān)系數(shù)為0．3574，表明東北地區(qū)上一期與其他地區(qū)的合作文量每增加100篇，下一期的合作發(fā)文量便會(huì)增加35．74篇?？烧J(rèn)為東北地區(qū)存在“滯后效應(yīng)”即前一期的合作發(fā)文量L．co．pubij會(huì)對(duì)后一期的合作發(fā)文量co．pubij產(chǎn)生顯著性影響作用，這與Defazio以及Jonkers的研究結(jié)論相吻合。Defazio利用GMM模型對(duì)1990－2004年間歐盟項(xiàng)目資助的科研網(wǎng)絡(luò)中296位學(xué)者在基金資助下的科研合作進(jìn)行了回歸分析，發(fā)現(xiàn)在資助期結(jié)束后，科研網(wǎng)絡(luò)中的合作對(duì)科研產(chǎn)出呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且上一期的論文產(chǎn)出對(duì)后一期的論文產(chǎn)出在顯著性水平為1%下呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)介于2．40－2．55之間。Jonkers在2009－2011年期間對(duì)阿根廷布宜諾斯艾利斯的CONICET科研機(jī)構(gòu)124位受訪者所做的問卷調(diào)查所得數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析后，同時(shí)前期發(fā)文量與當(dāng)年國際合作發(fā)文量之間在顯著性水平為5%下呈正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)為1．01?？梢园l(fā)現(xiàn)這兩項(xiàng)研究結(jié)果中的相關(guān)系數(shù)均高于本文表3中的相關(guān)系數(shù)值。華東地區(qū)、西北地區(qū)的滯后一期合作發(fā)文量對(duì)當(dāng)期合作發(fā)文量的彈性系數(shù)在1%顯著性水平下分別為0．3310和0．2713。而華北地區(qū)的“滯后效應(yīng)”不顯著，東北地區(qū)的滯后效應(yīng)最強(qiáng)。另外，當(dāng)解釋變量系統(tǒng)中引入滯后一期合作發(fā)文量后，其他解釋變量的彈性系數(shù)也相應(yīng)發(fā)生了變化，四個(gè)地區(qū)中僅有華東地區(qū)的所有解釋變量的彈性系數(shù)不僅作用方向沒有改變且作用強(qiáng)度加大了，稱為華東模式:短期內(nèi)華東地區(qū)的距離效應(yīng)(顯著)、自主效應(yīng)(顯著)均在長期內(nèi)得到了強(qiáng)化，而短期內(nèi)不顯著的負(fù)向?qū)に?yīng)在長期內(nèi)卻變得顯著了。這表明華東地區(qū)在當(dāng)前及以后一段時(shí)期內(nèi)仍是具有吸引力的合作伙伴，該地區(qū)作為技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科基礎(chǔ)研究的重要知識(shí)基地，吸引其他地區(qū)與其合作的引力會(huì)更強(qiáng)。長期內(nèi)距離效應(yīng)變得不顯著的地區(qū)為華北、西北，表明短期內(nèi)華北、西北兩個(gè)地區(qū)尋求合作伙伴的距離障礙在長期里卻會(huì)“消融”，這種現(xiàn)象也發(fā)生在5thEUFP項(xiàng)目的公共科研合作中，Scherngell認(rèn)為主要原因可能是政府要求每個(gè)科研項(xiàng)目中必須有國際合作伙伴。由于本文的樣本數(shù)據(jù)為中國國內(nèi)數(shù)據(jù)，基于此可以認(rèn)為NSFC不僅應(yīng)加強(qiáng)國際地區(qū)間合作，更應(yīng)首要加強(qiáng)國內(nèi)(地區(qū))合作。但多長時(shí)間才能出現(xiàn)距離的消融卻是一個(gè)問題，部分取決于NSFC能否以及多大力度在項(xiàng)目資助政策上鼓勵(lì)合作研究，若是則距離消融的時(shí)長會(huì)大大縮短。Montobbio采集了1990－2004年間11個(gè)發(fā)展中國家與7個(gè)發(fā)達(dá)國家的USPTO專利申請(qǐng)者的14684項(xiàng)合作開發(fā)的專利，利用引力模型進(jìn)行回歸分析發(fā)現(xiàn):創(chuàng)新力越高、人口越多的國家的預(yù)期合作越多，越多的當(dāng)?shù)匦枨髸?huì)降低空間距離對(duì)開展合作的影響，反映在相關(guān)系數(shù)上絕對(duì)值減小。這一原因也可用于解釋為何長期中西南、華東的距離障礙卻未消融，即西南和華東地區(qū)的技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科在NSFC項(xiàng)目資助下開展科研合作的需求更多地集中在地區(qū)內(nèi)部。長期內(nèi)華北地區(qū)合作伙伴的發(fā)文量對(duì)華北地區(qū)合作發(fā)文量不會(huì)產(chǎn)生顯著影響，相關(guān)系數(shù)為－0．0994(不顯著)，表明條件充分的時(shí)華北地區(qū)可能會(huì)向華東模式演進(jìn)，而條件之一便可能是技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理博導(dǎo)的時(shí)空遷徙，本文統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示在統(tǒng)計(jì)期內(nèi)發(fā)生遷徙的博導(dǎo)中有16．7%的遷徙進(jìn)入華北地區(qū)。而跨省合作的現(xiàn)象并不顯著，但對(duì)于技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理學(xué)科而言其開展科研合作是否也如是呢，且又呈現(xiàn)出什么樣的細(xì)化特征?本文對(duì)20個(gè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理博士點(diǎn)所在城市開展合作發(fā)文占比為前三四分位數(shù)的鄰省合作占比、同省合作占比以及不相鄰省域合作占比三個(gè)指標(biāo)在圖3中進(jìn)行了展示。發(fā)現(xiàn)圖3中大橢圓以及小橢圓所包括的點(diǎn)呈現(xiàn)出“剪刀差”走勢。城市內(nèi)合作占總體合作的占比大于20．00%的為:哈爾濱40．98%，南京32．93%，長沙29．02%，合肥27．92%，北京26．65%，西安24．24%，天津23．08%，上海21．13%，武漢20．25%，成都20．00%。圖3中，對(duì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理博士點(diǎn)所在的20個(gè)城市按照不相鄰省域合作占比值由高到低對(duì)三個(gè)指標(biāo)同時(shí)進(jìn)行了排序，發(fā)現(xiàn)福州、南昌、長春、杭州、哈爾濱、南京、北京、沈陽、長沙、成都這10個(gè)城市中的不相鄰神域合作占比折線與同省合作占比折線形成了一個(gè)大“剪刀差”趨勢，且由前至后開展鄰省合作的意愿和頻率均很低，說明隨著這10個(gè)城市的不相鄰省域合作意愿的減弱，同省合作的傾向卻得到了加強(qiáng)。相對(duì)而言，福州、南昌、長春三市的不相鄰省域合作傾向幾乎是占絕對(duì)主導(dǎo)的。而重慶、武漢、合肥、西安、太原這5個(gè)城市的不相鄰省域合作占比折線與鄰省合作占比的折線也形成了一個(gè)小“剪刀差”趨勢，且由前至后開展同省合作的意愿均很低，說明這五市開展鄰省及不相鄰省域合作的意愿及頻率均相對(duì)較強(qiáng)。綜上所述，研究結(jié)論顯示不論是從地區(qū)層面，還是省域?qū)用妫l(fā)現(xiàn)假設(shè)2成立。

4主要結(jié)論及展望

篇(5)

信息產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)論文3900字(一)：基于投入產(chǎn)出的安徽省信息產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)論文

運(yùn)用投入產(chǎn)出理論，將信息產(chǎn)業(yè)細(xì)分為信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)，以安徽省2007年和2012年42部門投入產(chǎn)出表為例，揭示了信息產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)、影響力系數(shù)、感應(yīng)度系數(shù)等指標(biāo)，并對(duì)安徽省信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和產(chǎn)業(yè)波及效應(yīng)進(jìn)行比較分析，由此揭示信息產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的作用和地位。

一、前言

信息化已經(jīng)成為引領(lǐng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的先導(dǎo)力量，信息產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，與諸多行業(yè)部門存在著千絲萬縷的交錯(cuò)關(guān)聯(lián)。國內(nèi)不少學(xué)者對(duì)信息產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)作了相應(yīng)研究，例如徐麗梅指出我國信息產(chǎn)業(yè)是中間投入型產(chǎn)業(yè)，對(duì)上下游產(chǎn)業(yè)具有較高的影響力和推動(dòng)力；蓋建華認(rèn)為信息制造業(yè)對(duì)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的影響力很強(qiáng)，但整個(gè)信息技術(shù)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重還比較低；周敏認(rèn)為浙江省信息產(chǎn)業(yè)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)各個(gè)部門具有不同程度的依賴，但浙江省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)信息產(chǎn)業(yè)的推動(dòng)作用還比較小。

目前的研究成果對(duì)于我們認(rèn)識(shí)信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，并為后續(xù)進(jìn)一步深入研究信息產(chǎn)業(yè)以及促進(jìn)國內(nèi)信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，但是現(xiàn)有的這些研究基本上都是應(yīng)用我國或者某一個(gè)地區(qū)的單獨(dú)一張投入產(chǎn)出表，這并不能看出信息產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)動(dòng)態(tài)變化情況。安徽作為長三角城市群的重要組成部分、我國首個(gè)新型城鎮(zhèn)化試點(diǎn)省份，其信息產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和波及效應(yīng)如何？基于以上分析考慮，本文基于最新的安徽省2012年42部門投入產(chǎn)出表以及安徽省2007年42部門投入產(chǎn)出表對(duì)安徽省信息產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和波及效應(yīng)進(jìn)行動(dòng)態(tài)比較分析。

二、研究方法和數(shù)據(jù)選取

1.投入產(chǎn)出分析說明。投入產(chǎn)出分析法是利用投入產(chǎn)出表對(duì)國民經(jīng)濟(jì)各部門、再生產(chǎn)各環(huán)節(jié)之間數(shù)量依存關(guān)系進(jìn)行分析的經(jīng)濟(jì)數(shù)量方法，投入產(chǎn)出表的平衡關(guān)系是：中間需求+最終需求=總需求（總產(chǎn)出），中間投入+初始投入（增加值）=總投入，總需求=總投入。投入產(chǎn)出分析的基本工具是投入產(chǎn)出表，投入產(chǎn)出表是反映國民經(jīng)濟(jì)各產(chǎn)業(yè)投入與產(chǎn)出的數(shù)據(jù)表，投入產(chǎn)出表的平衡關(guān)系是：中間需求+最終需求=總需求（總產(chǎn)出），中間投入+初始投入（增加值）=總投入，總需求=總投入。投入產(chǎn)出分析的主要指標(biāo)有：

（1）直接消耗系數(shù)也稱作投入系數(shù)，計(jì)劃公式為，其中，是部門生產(chǎn)中消耗的第部門產(chǎn)品的數(shù)量，是部門的總投入。直接消耗系數(shù)越大，說明部門對(duì)部門的依賴程度越大。

（2）影響力系數(shù)。影響力系數(shù)越大，說明該部門對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用越大。大于1，說明產(chǎn)業(yè)對(duì)社會(huì)生產(chǎn)的影響程度高于社會(huì)平均水平；小于1，說明產(chǎn)業(yè)對(duì)社會(huì)生產(chǎn)的影響程度低于社會(huì)平均水平；等于1，說明產(chǎn)業(yè)對(duì)社會(huì)生產(chǎn)的影響程度等同于社會(huì)平均水平。

（3）感應(yīng)度系數(shù)，感應(yīng)度系數(shù)越大，說明該產(chǎn)業(yè)受國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)作用越大。某部門的感應(yīng)度系數(shù)大于或者小于1，說明該部門的感應(yīng)程度在全部部門中位于平均水平以上或者以下。

2.數(shù)據(jù)來源和結(jié)構(gòu)調(diào)整。我國或者某地區(qū)的投入產(chǎn)出表每逢尾數(shù)是7和2的年份編制一次，本文所需基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于安徽省2007年以及2012年投入產(chǎn)出表中的42部門表。根據(jù)2007年投入產(chǎn)出表與2012年投入產(chǎn)出表，結(jié)合國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)（GB/T4754-2011）中對(duì)信息產(chǎn)業(yè)的表述，本文將信息產(chǎn)業(yè)分為信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)，其中信息制造業(yè)主要是指“通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)”，信息服務(wù)業(yè)主要是指“信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)”。為研究需要，本文將2007和2012年投入產(chǎn)出表調(diào)整為包含第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)（剔除信息制造業(yè)）、信息制造業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)（剔除信息服務(wù)業(yè)）、信息服務(wù)業(yè)的5×5部門的投入產(chǎn)出表。

三、實(shí)證分析

1.信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。為了了解安徽省信息產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展水平，我們利用調(diào)整后的2張投入產(chǎn)出表分別計(jì)算出各產(chǎn)業(yè)部門的增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。整體而言，安徽省信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重較少，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的比重，且信息產(chǎn)業(yè)2012年的比重比2007年有所減少，說明安徽省信息產(chǎn)業(yè)總體規(guī)模和發(fā)展水平還較低，從信息產(chǎn)業(yè)內(nèi)部來看，2012年信息制造業(yè)占生產(chǎn)總值的比重比2007年有顯著增加，反映出信息制造業(yè)發(fā)展相對(duì)較好。

2.產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)是指經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中各部門間的關(guān)聯(lián)關(guān)系，其衡量指標(biāo)主要有直接消耗系數(shù)。通過計(jì)算安徽省5部門各產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)，可以得出以下結(jié)論：（1）信息制造業(yè)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)、信息制造業(yè)自身以及第三產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)都大于0.1，說明信息制造業(yè)每增加1萬元的總產(chǎn)出，需要第二產(chǎn)業(yè)、信息制造業(yè)本身以及第三產(chǎn)業(yè)各投入1000元以上，反應(yīng)了信息制造業(yè)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)、信息制造業(yè)自身、第三產(chǎn)業(yè)的依賴度較強(qiáng)。信息制造業(yè)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)2007年和2012年均為0，說明信息制造業(yè)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展沒有起到任何拉動(dòng)作用，且這種狀況沒有得到改善。（2）信息服務(wù)業(yè)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)都大于0.1，說明信息服務(wù)業(yè)每增加1萬元的總產(chǎn)出，需要第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)各投入1000元以上，信息服務(wù)業(yè)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的依賴程度較大。信息服務(wù)業(yè)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的依賴度較強(qiáng)，這主要是因?yàn)樾畔⒎?wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)為其提供基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)的上游產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)能力較強(qiáng)，但是2012年的系數(shù)要小于2007年的系數(shù)，反映出信息服務(wù)業(yè)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)作用有所減弱，這種情況應(yīng)該得到重視。信息服務(wù)業(yè)對(duì)剔除自身的第三產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)較大，說明部門內(nèi)部產(chǎn)業(yè)性質(zhì)相近、相互關(guān)聯(lián)度大的特征，這有利于服務(wù)業(yè)內(nèi)部集聚經(jīng)濟(jì)的形成和生產(chǎn)效率的提升，且2012年的系數(shù)要高于2007年的系數(shù)，說明信息服務(wù)業(yè)對(duì)其它服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用在增強(qiáng)。以上主要分析了信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)對(duì)其它產(chǎn)業(yè)的依賴程度，下面分析其它產(chǎn)業(yè)對(duì)信息制造和信息服務(wù)的依賴程度。第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)對(duì)信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)的直接消耗系數(shù)都低于0.01，且2012年的直接消耗系數(shù)都要比2007年有所減少，反映出這些產(chǎn)業(yè)對(duì)信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)的直接關(guān)聯(lián)度和依存度本就較低，且依賴程度還在減弱，尤其是第一產(chǎn)業(yè)對(duì)信息產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)均不大于0.001，第一產(chǎn)業(yè)每增加1萬元的總產(chǎn)出，需要信息產(chǎn)業(yè)投入不高于10元，反映出安徽省農(nóng)業(yè)對(duì)信息化的需求較低，安徽省農(nóng)業(yè)信息化水平仍處于較低的水平。

3.產(chǎn)業(yè)波及效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)波及效應(yīng)指某一產(chǎn)業(yè)發(fā)生變化后，會(huì)引起其直接相關(guān)產(chǎn)業(yè)的變化，并且這些相關(guān)產(chǎn)業(yè)部門的變化又會(huì)導(dǎo)致與其直接相關(guān)的其他產(chǎn)業(yè)部門的變化，依次傳遞下去。反應(yīng)產(chǎn)業(yè)波及效應(yīng)的具體測度指標(biāo)有影響力系數(shù)、感應(yīng)度系數(shù)。（1）通過計(jì)算各產(chǎn)業(yè)的影響力系數(shù)，可知2007年、2012年信息制造業(yè)的影響力系數(shù)分別為1.2670、1.2351，信息制造業(yè)的影響力系數(shù)都高于1，說明信息制造業(yè)對(duì)社會(huì)生產(chǎn)的影響程度高于社會(huì)平均水平，信息制造業(yè)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)有較大影響，加大對(duì)信息制造的投資，將促使國民經(jīng)濟(jì)健康、快速地發(fā)展。信息服務(wù)業(yè)無論是2007年還是2012年的影響力系數(shù)都小于1，但2012年的影響力系數(shù)要高于2007年系數(shù)，說明信息服務(wù)業(yè)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的影響程度有所增加，其對(duì)國民經(jīng)濟(jì)其它產(chǎn)業(yè)的影響、輻射能力在逐步提高。（2）信息制造業(yè)、信息服務(wù)業(yè)2007年和2012年的感應(yīng)度系數(shù)都低于1，說明信息產(chǎn)業(yè)還沒有成為國民經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵部門。且和2007年相比，信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)2012年的感應(yīng)度系數(shù)有所減少，這說明其它產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)信息制造和信息服務(wù)的需求在減少，但也反映出信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)受其它產(chǎn)業(yè)的制約作用有所減少，信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)的獨(dú)立性在逐步提高。

四、結(jié)論和政策性建議

1.分析結(jié)論。（1）安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然體現(xiàn)出明顯的“二三一”格局，第二產(chǎn)業(yè)比重最大，信息產(chǎn)業(yè)規(guī)模還比較小，且信息產(chǎn)業(yè)2012年占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重比2007年有所減少，說明安徽省信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平還比較低。（2）安徽省信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)對(duì)其它產(chǎn)業(yè)有不同程度的依賴，尤其是對(duì)第二、三產(chǎn)業(yè)的消耗系數(shù)較高。（3）無論2007年還是2012年，信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)的影響力系數(shù)都要大于感應(yīng)度系數(shù)，因此安徽省應(yīng)該采取主動(dòng)發(fā)展的模式來發(fā)展信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)，而不是被動(dòng)地接受其他產(chǎn)業(yè)來推動(dòng)信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)的發(fā)展。（4）安徽省農(nóng)業(yè)信息化程度還不高。第一產(chǎn)業(yè)對(duì)信息制造業(yè)和信息服務(wù)業(yè)的直接消耗系數(shù)都很小，說明農(nóng)業(yè)對(duì)信息產(chǎn)品的需求極少，反映出安徽省農(nóng)業(yè)信息化程度不高。

2.政策性建議。（1）推進(jìn)信息產(chǎn)業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)的互動(dòng)融合。信息化在安徽省經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)過程中體現(xiàn)的作用還不夠，需要安徽省積極實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”系列行動(dòng)，逐步提高國民經(jīng)濟(jì)各產(chǎn)業(yè)部門的信息化水平，推動(dòng)信息化與工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的“三化”融合。（2）加快信息產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新平臺(tái)建設(shè)。作為科技大省，安徽省應(yīng)積極推進(jìn)現(xiàn)有的創(chuàng)新研發(fā)平臺(tái)建設(shè)，同時(shí)積極加強(qiáng)與國內(nèi)外知名院校和科研院所合作，以建設(shè)合肥綜合性國家科學(xué)中心為契機(jī)，積極加大對(duì)研發(fā)創(chuàng)新平臺(tái)的引進(jìn)力度，逐步增強(qiáng)安徽省的科技創(chuàng)新水平和信息化水平。（3）加大政策支持力度。單純依靠信息產(chǎn)業(yè)自身能力還很難實(shí)現(xiàn)快速健康發(fā)展，這就需要政府通過集聚土地、資金、人才等要素資源，加大對(duì)互聯(lián)網(wǎng)+、大數(shù)據(jù)、云計(jì)算、電子商務(wù)等信息產(chǎn)業(yè)細(xì)分行業(yè)的支持力度，積極培育基于新技術(shù)、新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)、新模式的信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展新動(dòng)能。

信息產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)畢業(yè)論文范文模板(二)：信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系探討論文

摘要：當(dāng)今社會(huì)發(fā)展的一個(gè)基本趨勢就是信息化，信息技術(shù)的發(fā)展給經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活的方方面面都帶來了巨大的改變，信息化水平不斷提升。信息化的快速發(fā)展帶來了信息產(chǎn)業(yè)的不斷壯大，在各個(gè)國家和地區(qū)紛紛大力發(fā)展信息產(chǎn)業(yè)的背景之下，信息產(chǎn)業(yè)逐漸成為了支柱產(chǎn)業(yè)，其對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)作用、提升作用越來越突出。在這種情況下，本文通過全面的探討信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，圍繞信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展中存在的問題，提出了相應(yīng)的解決策略，以期為信息產(chǎn)業(yè)的更好發(fā)展，為地區(qū)經(jīng)濟(jì)的更好發(fā)展提供良好的支撐。

關(guān)鍵詞：信息產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；關(guān)系；策略

DOI：10.16640/j.cnki.37-1222/t.2017.08.227

當(dāng)今社會(huì)已經(jīng)進(jìn)入了信息時(shí)代，信息成為現(xiàn)代社會(huì)的重要資源，在這種情況下，各個(gè)國家和地區(qū)都將信息產(chǎn)業(yè)看成是的戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，給予各方面的支持來推動(dòng)信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，希望以信息產(chǎn)業(yè)為突破口，來帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的更好發(fā)展。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入新常態(tài)，國家提出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)、發(fā)展模式全面轉(zhuǎn)變的背景之下，信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展的落后對(duì)于我國經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展帶來了很大的影響，針對(duì)這種情況，需要我國深刻地把握信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的內(nèi)在關(guān)系，圍繞信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展中存在的問題，出臺(tái)相應(yīng)的解決措施，從而實(shí)現(xiàn)的信息產(chǎn)業(yè)的良好發(fā)展，充分發(fā)揮其對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動(dòng)作用。

1信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響甚大，一方面信息產(chǎn)業(yè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，對(duì)于相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)，對(duì)于產(chǎn)品附加值的提升等都具有積極的作用，因此信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高，將會(huì)助推、引導(dǎo)信息產(chǎn)業(yè)的更好發(fā)展。另一方面則是信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，將會(huì)給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來負(fù)面影響。還有經(jīng)濟(jì)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是相互促進(jìn)、相互推動(dòng)的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展反過來也會(huì)給信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供堅(jiān)實(shí)的支撐，但是如果經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平偏低，這會(huì)一定程度上拖累信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。本文這里探討的主要就是信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極影響，具體闡述如下：

1.1信息產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展

信息產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面有著非常直接的貢獻(xiàn)，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，這些年我國信息產(chǎn)業(yè)保持了一個(gè)較快的增速，產(chǎn)業(yè)規(guī)模越來越大，2016年我國信息經(jīng)濟(jì)規(guī)模已經(jīng)占到了國民經(jīng)濟(jì)總量的1/4以上，信息產(chǎn)業(yè)成為了名副其實(shí)的支柱產(chǎn)業(yè)，同時(shí)這一產(chǎn)業(yè)連續(xù)多年保持較高的增速，成為了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。

1.2信息產(chǎn)業(yè)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)具有重要的促進(jìn)作用，信息產(chǎn)業(yè)是典型的智力密集、資本密集型行業(yè)，同時(shí)本身具有可持續(xù)發(fā)展的特點(diǎn)，以信息資源開發(fā)利用為主要的業(yè)務(wù)的信息產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，可以帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。我國目前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并不是很理想，具體表現(xiàn)就是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)比重高，低端產(chǎn)業(yè)比重高，因此在這種背景之下，通過大力發(fā)展信息產(chǎn)業(yè)，可以提升高端產(chǎn)業(yè)的比重，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理，實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率的進(jìn)一步提升。

1.3有助于帶動(dòng)新產(chǎn)業(yè)的形成和發(fā)展

信息產(chǎn)業(yè)本身具有先導(dǎo)作用、助推作用，先到作用是指信息產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)證具有核心地位，的很多新技術(shù)的開發(fā)、應(yīng)用都需要以信息技術(shù)、應(yīng)用為重要的突破口，可以說沒有信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及支持，很多新技術(shù)就不會(huì)出現(xiàn)，新技術(shù)的應(yīng)用也會(huì)因此受阻。助推作用是指信息產(chǎn)業(yè)具有高度的滲透性，可以與其他行業(yè)進(jìn)行充分的融合，帶動(dòng)其他產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)生以及發(fā)展。無論是信息產(chǎn)業(yè)的先導(dǎo)作用也好，還是助推作用也好，都會(huì)使得新產(chǎn)業(yè)形成以及發(fā)展，從而帶來國民經(jīng)濟(jì)的更好發(fā)展。

2推動(dòng)信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)調(diào)的具體策略

2.1大力支持信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展

在大力推進(jìn)信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面，需要國家給予高度重視，將信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提升到戰(zhàn)略發(fā)展、全局發(fā)展的高度，詳細(xì)制定信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，在財(cái)稅、土地、信貸等方面給予信息產(chǎn)業(yè)更多的支持，吸引更多的資本進(jìn)入這一行業(yè)，助推信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大。國家要鼓勵(lì)信息產(chǎn)業(yè)企業(yè)加大核心技術(shù)研發(fā)的投入力度，在關(guān)鍵技術(shù)方面有所突破，解決好信息產(chǎn)業(yè)核心技術(shù)受制于人的情況，同時(shí)還要鼓勵(lì)信息產(chǎn)業(yè)加強(qiáng)行業(yè)的整合力度，打造一批實(shí)力強(qiáng)、規(guī)模大的信息產(chǎn)業(yè)標(biāo)桿企業(yè)，改變行業(yè)無序競爭的局面，推動(dòng)信息產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。

2.2加快信息產(chǎn)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)的融合力度

信息產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)性行業(yè)，加大信息產(chǎn)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)的融合力度，這一方面可以推動(dòng)信息產(chǎn)業(yè)本身的更好發(fā)展，另一方面也可以更好的相關(guān)產(chǎn)業(yè)以及經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。信息產(chǎn)業(yè)與物流行業(yè)、制造行業(yè)等傳統(tǒng)行業(yè)的融合空間非常大，信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以極大地提升傳統(tǒng)行業(yè)的信息化水平，實(shí)現(xiàn)這些產(chǎn)業(yè)運(yùn)行效率的提升，給民眾帶來更好的體驗(yàn)

2.3大力刺激信息消費(fèi)的持續(xù)增加

信息消費(fèi)信息產(chǎn)業(yè)繁榮發(fā)展的關(guān)鍵，推進(jìn)電子信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，需要加速諸如物聯(lián)網(wǎng)、云計(jì)算、4G、大數(shù)據(jù)分析等概念的落地，盡快實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化并作用于社會(huì)經(jīng)濟(jì)才能產(chǎn)生消費(fèi)作用。在上述新技術(shù)的產(chǎn)業(yè)化方面，國家要?jiǎng)?chuàng)造良好的環(huán)境，提供輿論層面引導(dǎo)，讓這些技術(shù)的全面應(yīng)用盡快能夠改變?nèi)藗兊纳?，給人們帶來各種便利。我國需要以三網(wǎng)融合、信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等為重要的突破口，一方面創(chuàng)造能夠較好滿足群眾消費(fèi)需求的信息產(chǎn)品，另一方面則是要注意降低信息產(chǎn)品的價(jià)格，尤其是要做到提速降費(fèi)，從而帶來群眾信息消費(fèi)能力的提升。我國要在電子政務(wù)、遠(yuǎn)程教育、遠(yuǎn)程醫(yī)療等信息化應(yīng)用方面著手，讓民眾能夠借助于各種信息技術(shù)來辦理各種業(yè)務(wù)，從而實(shí)現(xiàn)信息消費(fèi)的不斷增加。

篇(6)

論文關(guān)鍵詞：R&，D支出，技術(shù)進(jìn)步，就業(yè)，后發(fā)劣勢

一、引言

2009年，我國城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)首次突破900萬，就業(yè)形勢嚴(yán)峻。中金2010年公布的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢預(yù)測顯示，中國勞動(dòng)力市場2011年勞動(dòng)力供給可能增長3900萬，其中包括了2500萬失去與之前4萬億經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃相關(guān)聯(lián)工作的臨時(shí)工；與此同時(shí)，新增就業(yè)崗位可能只有800萬個(gè)，就業(yè)壓力明顯。

奧肯定律表明，經(jīng)濟(jì)增長率與失業(yè)率之間存在著一種穩(wěn)定的關(guān)系，諸多經(jīng)驗(yàn)研究也證實(shí)了該關(guān)系在美國曾長期存在。國內(nèi)學(xué)者運(yùn)用中國數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，卻得出奧肯定律在中國并不適用的結(jié)論；另一方面，通過對(duì)就業(yè)彈性的考察發(fā)現(xiàn)，我國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性自上世紀(jì)90年代開始呈現(xiàn)出下降趨勢，2005年之后的就業(yè)彈性徘徊在0.06-0.08之間D支出，說明我國經(jīng)濟(jì)增長的創(chuàng)造就業(yè)能力在下降，中國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)“無就業(yè)增長”[①]。歸納國內(nèi)學(xué)者對(duì)“無就業(yè)增長”原因的研究，主要存在三種觀點(diǎn)：一是經(jīng)濟(jì)體制改革（齊建國、常進(jìn)雄；常云昆等）；二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變（蔡昉、都陽；諶新民等）；三是技術(shù)進(jìn)步（胡鞍鋼；袁志剛；張軍等）。

早在1994年，OECD的一份失業(yè)研究報(bào)告顯示，增加就業(yè)不能從放棄技術(shù)進(jìn)步，實(shí)施保護(hù)主義中尋找解決途徑，而應(yīng)從改進(jìn)市場流動(dòng)性，恢復(fù)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)適應(yīng)變化的能力來增加就業(yè)，在其的對(duì)策建議中，首先就是加強(qiáng)技術(shù)知識(shí)的創(chuàng)造和擴(kuò)散。作為實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的最進(jìn)本手段，將R&D投入納入到分析我國就業(yè)問題具有一定的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。本文旨在明確R&D活動(dòng)與就業(yè)之間是否存在一定的關(guān)系？其具體的傳導(dǎo)途徑是什么？并結(jié)合技術(shù)落后國家的實(shí)際情況進(jìn)行理論與實(shí)證分析論文格式。本文接下來的安排是：第二部分是R&D、技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)的相關(guān)文獻(xiàn)綜述；第三部分是變量選取及測算；第四部分是實(shí)證分析；最后是本文的相關(guān)結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）技術(shù)進(jìn)步的就業(yè)效應(yīng)

對(duì)技術(shù)進(jìn)步的就業(yè)效應(yīng)持樂觀態(tài)度的主要有Pissarides，F(xiàn)emando del Rio，Vivarelli等人。Pissarides（1990）運(yùn)用搜尋和失業(yè)理論構(gòu)建了流動(dòng)的勞動(dòng)力市場模型，通過對(duì)生產(chǎn)率增長與均衡失業(yè)率增長關(guān)系的研究，提出了技術(shù)進(jìn)步的就業(yè)創(chuàng)造機(jī)制：“資本化效應(yīng)”，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步提高了要素生產(chǎn)率，企業(yè)為實(shí)現(xiàn)利潤最大化傾向于擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，提供更多工作崗位，就業(yè)情況由此得到改善。Pissarides的資本化效應(yīng)機(jī)制隱含的條件是資本和勞動(dòng)在生產(chǎn)過程中存在互補(bǔ)的關(guān)系，而Femando del Rio（2001）則指出，資本和勞動(dòng)之間是可以相互替代的，在利率可變的條件下，技術(shù)進(jìn)步提高了使用資本的相對(duì)成本，出于理性的考慮，企業(yè)增加了對(duì)勞動(dòng)的需求，失業(yè)率下降。Vivarelli（1995）、Petit（1995）等人借鑒馬克思、古典、新古典等理論對(duì)技術(shù)進(jìn)步的就業(yè)補(bǔ)償效應(yīng)的研究成果，也提出了各自相應(yīng)的就業(yè)補(bǔ)償機(jī)制。實(shí)證方面D支出，OECD（1996）在對(duì)其成員國有關(guān)創(chuàng)新與增長關(guān)系的研究中發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新、增長與就業(yè)之間存在著高度的一致性，盡管短期內(nèi)技術(shù)進(jìn)步會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生一定的負(fù)面影響，但相對(duì)于其巨大的創(chuàng)造效應(yīng)可以忽略不計(jì)，由于這項(xiàng)研究包含了OECD國家近200年的數(shù)據(jù)，因此，對(duì)諸多尚處于工業(yè)化階段的發(fā)展中國家而言具有較強(qiáng)的指導(dǎo)意義。Vivarelli（2000）在其之前研究的基礎(chǔ)上，利用意、芬、挪、德、丹五個(gè)國家的21個(gè)部門的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)也證實(shí)了技術(shù)進(jìn)步對(duì)擴(kuò)大就業(yè)具有積極的作用。

早在李嘉圖時(shí)期，經(jīng)濟(jì)學(xué)家已經(jīng)意識(shí)到技術(shù)進(jìn)步是一把“雙刃劍”：在創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)的同時(shí)會(huì)排擠工人。有別于Pissarides等人，一些學(xué)者更傾向于技術(shù)進(jìn)步會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生破壞效應(yīng)的觀點(diǎn)。Aghion和Howitt（1994）在肯定Pissarides資本化效應(yīng)的基礎(chǔ)上，提出了就業(yè)破壞機(jī)制，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步通過縮短產(chǎn)品生命周期，加速現(xiàn)有工作磨損，直接排斥就業(yè)；當(dāng)生產(chǎn)率的增長是通過高生產(chǎn)率的工作取代低生產(chǎn)率的工作時(shí)，失業(yè)率將會(huì)上升。Tobin（）從勞動(dòng)力需求結(jié)構(gòu)出發(fā)，證明了工作崗位空缺與失業(yè)并存的情況是技術(shù)結(jié)構(gòu)變化造成的。同樣對(duì)技術(shù)性失業(yè)[②]進(jìn)行過類似研究的還有David Deaton和Peter Nolan（1986）、Jonathan S．Leonard（1988）等。Brouwer (1993)、Shea(1998)、Luker和Lyons(1997)等人對(duì)德國、智利等國家實(shí)證分析的結(jié)果也均顯示技術(shù)進(jìn)步排斥生產(chǎn)性勞動(dòng)。

（二）R&D投入與技術(shù)擴(kuò)散

Griliches和Lichtenberg（1984）運(yùn)用美國制造業(yè)的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了TFP與R&D投入之間的關(guān)系，結(jié)果顯示呈明顯的正相關(guān)。Griliches（1986）Lichtenberg（1992）等的后續(xù)研究顯示了相同的結(jié)果。Coe和Helpman（1995）、Charles（1998）選取OECD國家作為樣本，得出了R&D活動(dòng)是技術(shù)進(jìn)步的重要來源的結(jié)論論文格式。

Stiglitz（1981）則在研究技術(shù)創(chuàng)新時(shí)已經(jīng)指出，R&D產(chǎn)出具有公共物品的性質(zhì)。Romer（1990）關(guān)于R&D內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型最初的觀點(diǎn)認(rèn)為R&D活動(dòng)源于企業(yè)對(duì)利潤最大化的追求，進(jìn)而研發(fā)過程中帶來的知識(shí)存量的增加促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的長期增長。Aghion和Howitt（1992，1998）、Grossman和Helpman（1991）、Segerstrom（1991）等人隨后從不同的角度發(fā)展了這一研究思路；經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)與理論分析同時(shí)顯示：企業(yè)是社會(huì)R&D活動(dòng)的主體。因此，對(duì)R&D活動(dòng)與技術(shù)擴(kuò)散的關(guān)系的研究首先是從企業(yè)層面上展開的，進(jìn)而擴(kuò)展到產(chǎn)業(yè)層面、國家層面。Arrow（1962）指出，企業(yè)R&D活動(dòng)的技術(shù)溢出效應(yīng)與R&D活動(dòng)呈反向關(guān)系，即越是在基礎(chǔ)研究階段，企業(yè)進(jìn)行R&D活動(dòng)的私人收益越小于社會(huì)收益。Sherer（1982）在考察產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)率變化關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)D支出，某產(chǎn)業(yè)的R&D活動(dòng)有助于提高其關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出率，從而提高整個(gè)國家的生產(chǎn)效率。Levin，Jaffe，Hederson，Reiss等人的經(jīng)驗(yàn)分析從生產(chǎn)成本、技術(shù)密集度等方面也證實(shí)了以上的觀點(diǎn)。國家層面上的經(jīng)驗(yàn)研究同時(shí)也證明了一國的R&D活動(dòng)通過投資、貿(mào)易等渠道會(huì)對(duì)他國要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。Jones（2002）通過對(duì)二戰(zhàn)之后美國經(jīng)濟(jì)的統(tǒng)計(jì)研究發(fā)現(xiàn)，美國經(jīng)濟(jì)的增長有一半歸功于全球范圍內(nèi)的R&D活動(dòng)的溢出效應(yīng)。Bemstein和Mohnen（1998）以美國和日本為例，研究了發(fā)達(dá)國家之間R&D活動(dòng)的技術(shù)溢出效應(yīng)：通過技術(shù)轉(zhuǎn)讓及國際貿(mào)易，美國的R&D活動(dòng)顯著影響了日本的全要素生產(chǎn)率，提升了日本的技術(shù)密集程度。

（三）國內(nèi)關(guān)于R&D與就業(yè)的研究

國內(nèi)關(guān)于技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)之間關(guān)系的研究有四種觀點(diǎn)：一是技術(shù)進(jìn)步對(duì)就業(yè)具有替代作用（姜作陪，張軍，彭緒庶，姚戰(zhàn)琪等）；二是技術(shù)進(jìn)步有利于擴(kuò)大就業(yè)量（丁仁船，瞿群臻，昌盛等）；三是技術(shù)進(jìn)步對(duì)就業(yè)具有雙重影響（齊建國，龔玉泉，袁志剛等）；四是技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)之間并不存在明顯關(guān)系（畢先萍，吳曉松等）。對(duì)于長期內(nèi)技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)之間的關(guān)系，國內(nèi)學(xué)者的研究基本達(dá)成共識(shí)，即技術(shù)進(jìn)步有利于擴(kuò)大就業(yè)。姜作陪、管懷鎏（1999）認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步在提升生產(chǎn)力水平的同時(shí)，長期內(nèi)會(huì)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，對(duì)就業(yè)起到積極的作用；龔玉泉、袁志剛（2002）指出，長期內(nèi)，技術(shù)進(jìn)步通過影響社會(huì)產(chǎn)出間接提高居民人均收入水平、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)，尤其是加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，就業(yè)水平進(jìn)而得到提高。對(duì)于技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)之間的短期關(guān)系，理論界存在較大的爭議。姚戰(zhàn)琪、夏杰長（2005）認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步的就業(yè)補(bǔ)償機(jī)制與就業(yè)破壞機(jī)制同時(shí)存在，同時(shí)結(jié)合中國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)D支出，改革開放以來，對(duì)勞動(dòng)力節(jié)約型技術(shù)的選擇帶來了嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)性失業(yè)；王文甫（2008）通過對(duì)改革開放以來我國實(shí)際數(shù)據(jù)的考察發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)之間存在著協(xié)整關(guān)系，且技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)出明顯的就業(yè)替代作用；何平、騫金昌等（2007）以制造業(yè)為例，從微觀角度探討了技術(shù)進(jìn)步與就業(yè)之間的關(guān)系，研究結(jié)果顯示，技術(shù)進(jìn)步對(duì)企業(yè)發(fā)展具有正面的影響，但對(duì)就業(yè)增長沒有影響甚至是負(fù)面影響。而丁仁船、楊軍昌（2002）則認(rèn)為，1978年以后，就業(yè)的增長主要是依靠技術(shù)進(jìn)步，資本深化對(duì)就業(yè)的擠出效應(yīng)高于理論值的主要原因是我國各種補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠政策造成了資本對(duì)勞動(dòng)的過多替代論文格式。昌盛（2005），瞿群臻（2005）等學(xué)者的研究結(jié)果也顯示技術(shù)進(jìn)步對(duì)就業(yè)具有積極的影響。綜上可以看出，在技術(shù)進(jìn)步影響就業(yè)問題上，我國學(xué)者主要是從指標(biāo)選取、研究方法等方面進(jìn)行拓展的，盡管觀點(diǎn)各有不同，但理論爭論不大。

在技術(shù)擴(kuò)散問題上，我國學(xué)者主要立足于后發(fā)技術(shù)進(jìn)步國家，主要研究了發(fā)達(dá)國家通過技術(shù)轉(zhuǎn)讓、FDI等途徑實(shí)現(xiàn)的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)，爭論的焦點(diǎn)是國外研發(fā)投入對(duì)我國技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)率提高是否具有明顯的作用。沈坤榮等（2001）在Barro生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)建了一個(gè)動(dòng)態(tài)化生產(chǎn)函數(shù)，通過考察1987-1998年中國29個(gè)省市及自治區(qū)有關(guān)數(shù)據(jù)，得出FDI是中國經(jīng)濟(jì)保持高速增長的重要原因，但受人力資本水平的限制，我國對(duì)FDI所帶來的技術(shù)溢出的吸收能力不足；張海洋（2005）在控制自主R&D的情況下，研究發(fā)現(xiàn)FDI之所以沒有帶來生產(chǎn)率的增長，主要原因是過低的R&D吸收能力；潘文卿（2003），李平（2007）等的研究也得出了相似的結(jié)論。

近年來，我國學(xué)者童光榮、高杰（2004D支出，2005a，2005b，2007）等對(duì)政府R&D支出與就業(yè)的研究具有一定的啟示意義，特別是對(duì)政府R&D支出乘數(shù)效應(yīng)、政府R&D支出對(duì)企業(yè)R&D支出誘導(dǎo)效應(yīng)等的研究具有創(chuàng)新性。

三、變量選取與測算

（一）變量選取

本文旨在研究R&D活動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響，所選分析對(duì)象是中國經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，因此，選擇R&D支出指標(biāo)和就業(yè)水平指標(biāo)，直觀探討兩者的關(guān)系。

1.R&D支出指標(biāo)

國內(nèi)學(xué)者對(duì)有關(guān)R&D投入的研究通常將R&D投入的當(dāng)期值及其滯后項(xiàng)納入分析框架，借鑒Griliches（1980）、Coe和Helpman（1995）等人的研究成果，筆者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步主要取決于前期研發(fā)的積累。因此，本文在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，采用R&D資本存量數(shù)據(jù)（計(jì)為rd）。《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》中涉及到研發(fā)活動(dòng)的主要有四組指標(biāo)：國家財(cái)政科技撥款、科技經(jīng)費(fèi)籌集額、科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出額及R&D經(jīng)費(fèi)，本文相應(yīng)地選取R&D經(jīng)費(fèi)作為計(jì)算R&D資本存量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)如下表所示：

表1 1991-2009年我國R&D經(jīng)費(fèi)支出的當(dāng)期額

億元

年份

R&D經(jīng)費(fèi)

年份

R&D經(jīng)費(fèi)

年份

R&D經(jīng)費(fèi)

1991

159.46

1998

551.12

2005

2449.97

1992

198.03

1999

678.91

2006

3003.1

1993

248.01

2000

895.66

2007

3710.2

1994

306.26

2001

1042.49

2008

4616.0

1995

348.69

2002

1287.64

2009

5802.1

1996

404.48

2003

1539.63

單位：億元

1997

509.16

篇(7)

論文關(guān)鍵詞：政府支出結(jié)構(gòu)突變，增長效應(yīng)，實(shí)證檢驗(yàn)

一、引言

政府支出的效應(yīng)問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)話題之一且存在很大爭議?；钴S于50年代末60年代初，以Solow為代表的新古典增長理論認(rèn)為，政府支出只具有短期效應(yīng)而無長期的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。80年代末90年代初，以Lucas和Romer為代表的新生增長理論認(rèn)為，由于知識(shí)、基礎(chǔ)設(shè)施等具有外部性，政府須干預(yù)經(jīng)濟(jì)，政府對(duì)私人投資的補(bǔ)充對(duì)經(jīng)濟(jì)具有正向作用但尚未建立一致定論的內(nèi)生增長模型。Barro(1990)將政府支出引入到內(nèi)生增長模型，從政府生產(chǎn)性支出和消費(fèi)支出的角度進(jìn)行研究，得出政府支出具有生產(chǎn)性。Alfred Greiner(1996)認(rèn)為在一定的條件下，線形生產(chǎn)技術(shù)、外溢效應(yīng)、生產(chǎn)性公共資本、人力資本投資和開發(fā)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都有正效應(yīng)。

經(jīng)驗(yàn)研究方面關(guān)于政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響則是混合的。Grier和Tullock (1987)對(duì)115個(gè)國家30年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出政府消費(fèi)支出占實(shí)際GDP之比與實(shí)際GDP正相關(guān)；Aschaur (1989)考察美國1949-1985年的生產(chǎn)率和公（私）資本之比，發(fā)現(xiàn)兩者為正關(guān)系；Landau(1983)對(duì)115國的數(shù)據(jù)分析本科畢業(yè)論文格式，發(fā)現(xiàn)人均GDP與政府消費(fèi)支出占GDP之比率負(fù)相關(guān)；Barro(1991)對(duì)98個(gè)國家1960-1985年的政府消費(fèi)支出與人均GDP進(jìn)行研究，得出政府消費(fèi)對(duì)增長有顯著負(fù)作用的結(jié)論；Easterly Rebelo(1993)對(duì)28個(gè)國家1970-1988年間的公共投資與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證分析，兩者正關(guān)系。在這些文獻(xiàn)中，由于方法的差異、樣本數(shù)據(jù)等不同必造成混合的結(jié)論。顯然,這就需要采用更穩(wěn)健的研究方法,以期得到可靠的結(jié)果。近年來，國內(nèi)一些學(xué)者在實(shí)證方面作了大量的研究，主要沿著兩條思路展開：一是按照Barro的研究路線把政府支出分為生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出，然后在C-D模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析；二是從總量上考察政府支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

綜觀已有的經(jīng)驗(yàn)研究成果,這方面的工作主要有橫截面數(shù)據(jù)回歸和時(shí)間序列分析等兩方面:一方面,在計(jì)量方法并不成熟的條件下,人們普遍采用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析；另一方面,隨著研究方法的日趨完善,時(shí)間序列方法已成為目前這方面研究的主流分析工具。但以上研究方法存在一定的局限,如沒考慮時(shí)間序列的非平穩(wěn)性,研究的結(jié)果有可能建立在偽回歸的基礎(chǔ)上；最常用的做法是采用誤差修正及向量自回歸模型,由于未考慮時(shí)間序列變量是否存在結(jié)構(gòu)突變可能降低檢驗(yàn)勢，其結(jié)論也缺乏普遍性和準(zhǔn)確性。

由于體制的變化，使得樣本的DGP可能存在結(jié)構(gòu)突變的問題。從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度看，如果忽視這種現(xiàn)象進(jìn)行一般的單位根與協(xié)整分析，結(jié)果將出現(xiàn)很大的偏差。為此，本文利用Eviews6.0和Gauss8.0對(duì)建國以來的政府支出和GDP進(jìn)行突變檢驗(yàn)，考慮數(shù)據(jù)的依賴特征以及制度改革沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，嘗試性地解釋造成這種現(xiàn)象的原因。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是相關(guān)的模型和經(jīng)濟(jì)原理框架；第三部分是實(shí)證檢驗(yàn)；最后是結(jié)論及存在的問題雜志鋪。

二、突變模型框架

在現(xiàn)有計(jì)量檢驗(yàn)的文獻(xiàn)中，一般都假定不存在結(jié)構(gòu)突變。如果忽視這種結(jié)構(gòu)變化，則傳統(tǒng)的單位根檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)的勢就會(huì)下降。Perron (1989)在ADF檢驗(yàn)基礎(chǔ)建立相對(duì)完備的理論體系，成為突變問題研究的里程碑[③]。盡管國內(nèi)存在一些單結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)的文獻(xiàn)，但基本上都是采用外生突變檢驗(yàn)，存在很強(qiáng)的主觀性。ZA檢驗(yàn)和LP檢驗(yàn)可以避免這一問題，而檢驗(yàn)假設(shè)卻存在一定的問題[④]。為此，本文在內(nèi)生單突變檢驗(yàn)上采用perron的模型，而對(duì)于內(nèi)生雙突變則借鑒Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃头椒ā?/p>

（一）內(nèi)生單突變模型

Perron（1989）針對(duì)突變點(diǎn)已知給出三種經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停航鼐嗤蛔兊?ldquo;崩潰”模型A、斜率突變的“增長變化”模型B、截距和斜率突變的“混合”模型C[⑤]。原假設(shè)是帶結(jié)構(gòu)突變的單位根過程，而備選是帶結(jié)構(gòu)突變的趨勢平穩(wěn)過程,為簡單起見說，只給出最具有一般性的模型C[⑥]。原假設(shè)單和備選假設(shè)所分別對(duì)應(yīng)的方程為：

: （1）

: （2）

其中（3）。代表突變點(diǎn)本科畢業(yè)論文格式，=1，當(dāng)t=Tb+1時(shí)；=1，當(dāng)時(shí)；其他情況下為0。在模型的選擇上，通過比較各種模型在檢驗(yàn)勢和結(jié)構(gòu)框架的一致性，采用從一般到特殊的檢驗(yàn)，如先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虲，然后使用更多的約束條件來評(píng)估檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。在對(duì)退化趨勢進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，需要對(duì)“附加異常值”（additive outlier AO）模型和“新息異常值”(innovationaloutlinerIO)模型做出選擇[⑦],前者意味趨勢函數(shù)的變動(dòng)是瞬時(shí)完成而現(xiàn)實(shí)的沖擊變動(dòng)是持續(xù)很長時(shí)間，而后者暗示變動(dòng)是逐步完成的[⑧]。

（二）雙結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)

對(duì)于雙結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)用Junsoo lee andMark C.Strazicih（2003）提出的minimumLagrange Multiplier unit root test(LM檢驗(yàn))，而LP雙結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)由于備選假設(shè)存在不明確的假定或序列是帶突變的差分平穩(wěn)過程，LP檢驗(yàn)在解釋中易得到錯(cuò)誤的結(jié)論。

考慮序列，DGP如下所示[⑨]：， （4）

這里是一個(gè)外生向量矩陣，。雙突變的LM單位根檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量可以按照如下的LM（得分）原則回歸得到：（5）

這里，（6）是回歸系數(shù)；由得出。單位根的原假設(shè)是=0，L:M統(tǒng)計(jì)量由下式得到： （7）為原假設(shè)時(shí)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。

雙突變的LM單位根檢驗(yàn)通過格點(diǎn)搜索來確定突變的時(shí)點(diǎn)，利用最小的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的值來確定突變點(diǎn)。用計(jì)算機(jī)軟件編程可直接求得突變時(shí)點(diǎn)和個(gè)數(shù)，本文在Lee(2004)Gauss雙突變LM單位根檢驗(yàn)程序代碼基礎(chǔ)上修改運(yùn)行程序獲得突變時(shí)點(diǎn)和個(gè)數(shù)。通過比較Lee和Strazicich計(jì)算的內(nèi)生雙突變統(tǒng)計(jì)量，判斷是否存在突變點(diǎn)。

（三）政府支出效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)原理

根據(jù)Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定經(jīng)濟(jì)起初運(yùn)行在平衡增長道路上，政府支出保持在一個(gè)穩(wěn)定的水平GL上。假如突然出現(xiàn)無法預(yù)期的政府支出的持久性上升，居民的反應(yīng)是把消費(fèi)直接下調(diào)到新的鞍狀路徑上。當(dāng)消費(fèi)下調(diào)到新的鞍狀路徑上時(shí)，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行也就直接到達(dá)新的平衡增長道路上。如果政府支出的增加是暫時(shí)性的，如面對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)突然加大政府投資等。期限一到本科畢業(yè)論文格式，政府支出GH就會(huì)恢復(fù)到原來的水平。在這種情況下，盡管消費(fèi)也會(huì)下滑，但不會(huì)完全下滑到更低的水平上。事實(shí)上，如果消費(fèi)完全下滑到政府支出GL相應(yīng)的低水平上，當(dāng)政府支出恢復(fù)到GL時(shí)，消費(fèi)將以不連續(xù)的方式跳躍上升到原來相應(yīng)于GL的水平，這意味著邊際效用發(fā)生了跳躍式的下降，從而在經(jīng)濟(jì)增長過程中產(chǎn)生大的波動(dòng)和突變。

換句話說，人們?cè)缇皖A(yù)料到經(jīng)濟(jì)偏離平衡增長道路只是暫時(shí)的，不久就會(huì)恢復(fù)，因而不會(huì)把消費(fèi)下調(diào)到那種不會(huì)持久的新平衡增長水平上去受邊際效用不連續(xù)變化的痛苦。為了效用的最優(yōu)，居民把消費(fèi)調(diào)整到能夠向原平衡增長道路收斂的軌道上去，這樣既順應(yīng)政府支出暫時(shí)性變化帶來的平衡增長道路的變動(dòng)，又保證當(dāng)政府支出恢復(fù)到原水平時(shí)消費(fèi)能夠趨向于原來的消費(fèi)水平。

三、實(shí)證分析

由于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制的復(fù)雜性，影響經(jīng)濟(jì)增長路徑的因素和外部沖擊很多，若要準(zhǔn)確度量政府支出對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的沖擊力度是很困難的。本文并非精確度量這種沖力度，是試圖利用計(jì)量的工具來分析政府支出變動(dòng)和GDP增長之間是否存在一定的傳導(dǎo)機(jī)制和長期趨勢。

（一）數(shù)據(jù)與變量

GDP(國內(nèi)生成總值)：數(shù)據(jù)來源是《中國統(tǒng)計(jì)年55年鑒匯編》，2004-2007年數(shù)據(jù)由歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》補(bǔ)齊，以1952年為基期用GDP折算指數(shù)對(duì)名義GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得到實(shí)際的GDP。

GEXP (政府支出)：用財(cái)政支出來衡量，數(shù)據(jù)來源和處理方法同上，對(duì)實(shí)際的GDP和政府支出取自然對(duì)數(shù)分別記為lnrgdp、lnrgexp雜志鋪。由于選取的樣本時(shí)間跨度不太長且歷史上重大的經(jīng)濟(jì)沖擊不多考慮一兩個(gè)突變點(diǎn)可能比較符合事實(shí)，為此本文只分析內(nèi)生的單突變和LM雙突變檢驗(yàn)。

若時(shí)間序列存在突變，則傳統(tǒng)的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量易向接受單位根的方向偏移。為此本科畢業(yè)論文格式，先對(duì)所選取的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若不存在單位根不必進(jìn)行突變檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。從表1可知：兩個(gè)變量均為單位根過程，需要對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)。

表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量

檢驗(yàn)類型（c,t,k）

ADF統(tǒng)計(jì)量

臨界值

單整(d)

結(jié)論

Lnrgdp

C,T,1

-2.394

-3.4935**

1

單位根

Lnrgexp

C,T,1

-2.394

-4.1348*