時間：2022-05-10 10:46:44
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經濟效應論文，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
一、引言
在我國,鑄幣稅的定義已有五種。第一種定義認為,鑄幣稅是中央銀行在創造基礎貨幣過程中,通過其資產負債業務所獲得的、上繳政府的凈收益;第二種定義認為,鑄幣稅的范圍應該更寬,除包括以上內容外,還包括:中央銀行通過公開市場業務買進國債和財政直接發行通貨所獲得的凈收益;第三種定義認為,鑄幣稅就是新增的基礎貨幣量本身,而不是通過新增基礎貨幣所獲得的凈收益;第四種定義認為,只有在基礎貨幣的增加是為了彌補財政赤字的情況下,新增的基礎貨幣量才是鑄幣稅,并非任何基礎貨幣的增加都是鑄幣稅;第五種定義認為,在討論最優區域貨幣時,鑄幣稅常與國際金融相聯系[1]。鑄幣稅最一般的定義是貨幣當局發行貨幣所得到的收益。中央銀行發行現鈔獲得了對某種資源的使用權(通過外匯占款的方式發行,就獲得了對外匯的使用權),而一般性商業銀行發行存款獲得了對人民幣的使用權,中央銀行發行現鈔與商業銀行發行存款在本質上沒有區別,所得到的收益都是獲得資源的市場價值與鑄造成本的差額。同時存款和現鈔一樣,一旦投放市場都會引起原有幣值下降,原先持有貨幣的人們所損失的購買力就是銀行所得到的收益,因此本文認為,鑄幣稅是經濟體中新增的貨幣總量,既包括中央銀行或政府發行的基礎貨幣,又包括其它銀行部門通過貨幣乘數新增的存款貨幣,也就是通常所說的M2貨幣,這在概念上與第三種定義最為接近,但范圍更廣一些。在現代社會,由于現鈔和存款單的生產成本它的幣值相比微不足道,所以鑄幣稅基本上也就等于貨幣的面值。
二、對外貿易的鑄幣稅模型口的商品量為
I,它必須用數量為I$的人民幣兌換成數量為I＄的外匯來購買這些商品,中國的貿易順差為O＄-I＄。用M表示上期貨幣供給量;P上期價格水平。M′本期貨幣供給量;P′本期價格水平;e本期通貨膨脹率;E本期平均匯率(直接標價法);r本期經濟增長率(包括凈出口部分);MULT本期貨幣乘數;!本期凈出口率(即凈出口占GDP的比重)。從圖1可以看出,外匯流從美國流向出口商,到中央銀行,再到進口商,最后流回美國,不進入國內市場;人民幣流由中央銀行流向出口商,到國內市場,再到進口商,最后流回中央銀行,不經過國外市場;商品流從國內市場流向出口商,到美國,再到進口商,最后流回國內市場,與上面不同的是,這里商品是不同質的。對外貿易存在數量為O＄-I＄的順差,中央銀行就必須發行數量為(O＄-I＄)•E的人民幣換回這些外匯,同時由于貨幣乘數的作用,經濟體中的貨幣量就會增加(O＄-I＄)•E•MULT,其中其它銀行部門新增的貨幣量為(O＄-I＄)•E•(MULT-1)。因此M′-M=(O＄-I＄)•E•MULT根據假設/,有恒等式:e=(O＄-I＄)•E•MULTM+"-r所以M′-M=M•(e+r-#)銀行部門向經濟體注入數量為M•(e+r-$)的貨幣,但并沒有創造與之相對應的價值,這部分貨幣的價值就是銀行部門向國內持有人民幣和存款的人們征收的鑄幣稅。
以上期價格計算,它的數量為M•(e+r-%)/(1+e),下面都以本期價格計算。其中中央銀行征收的鑄幣稅是:M•(e+r-&)/MULT,是貨幣乘數MULT的減函數。中央銀行征收的鑄幣稅是人民幣價值超出印制人民幣成本的部分,中央銀行通過發行人民幣換回外匯,獲得了外匯的使用權。因此人民幣的價值也就體現在外匯的價值上,鑄幣稅等于外匯的價值超出印制人民幣成本的部分,由于假定印制人民幣的成本為零,[2]鑄幣稅也就等于外匯的價值。其它銀行征收的鑄幣稅是:M•(e+r-’)(MULT-1)/MULT,是貨幣乘數MULT的增函數。這些銀行用它們發行的存款單、支票、儲蓄卡等換回人民幣,獲得了本論文由整理提供人民幣的使用權,鑄幣稅等于人民幣的價值超出印制存款單、支票、儲蓄卡成本的部分。從單一銀行的角度看,這筆鑄幣稅很不穩定,儲戶隨時都有可能從一個銀行提取存款支付給其它人,其它人再將存款存入另一個銀行。但從整個銀行部門的角度來看,如果不發生金融危機等事件,存款總額是穩定的,鑄幣稅的逆轉風險并不大。我們可以從中得出一般性的結論:經濟中的貨幣總量等于銀行部門征收的鑄幣稅總額。
(一)分解鑄幣稅鑄幣稅M•(e+r-()形式上由三部分構成:M•e、M•r和-M•)。其中M•e是通貨膨脹稅,銀行過量發行貨幣,使得貨幣增長率超過經濟增長率導致人們手中持有的貨幣貶值,福利水平下降,其中貶值的那部分價值就是通貨膨脹稅。M•r是經濟增長稅,它是這樣一種稅:當經濟持續增長時,人們手中的貨幣就會不斷升值;如果中央銀行在經濟增長的同時發行人民幣,再經過貨幣乘數的作用,增加了經濟中貨幣的數量,此時假定通貨膨脹率e=0,人們手中的貨幣還能買到和以前一樣多的商品,但本應該升值而沒有升值的那部分財富就轉移到銀行部門,它的數量是M•r,也就是經濟增長稅。M•*是貨物稅,它通過出口商直接轉移到美國,數量上等于出口商品的價值。經濟增長中的+部分出口到美國,因此銀行部門只能對經濟增長中留在國內的r-,部分征稅,其稅額為M•(r--),是經濟增長稅減去貨物稅的余額,它和通貨膨脹稅一起構成銀行部門征收的鑄幣稅的總和。KevinMKochome(1998)將鑄幣稅細分為自愿的和非自愿的鑄幣稅(VoluntaryandInvoluntarySeigniorage),自愿的鑄幣稅表示貨幣當局滿足隨著經濟發展而增加的貨幣需求而發行的貨幣所取得的收入。
如果貨幣發行的增加量超過了實際貨幣需求量的增加,并導致了一定程度的物價上漲,那么會使得原先持有的單位貨幣的購買力下降,這近似于通過通貨膨脹進行征稅,這部分視為非自愿的鑄幣稅。[3]從上面的定義可以看出,通貨膨脹稅M•e與非自愿鑄幣稅、M•(r-.)鑄幣稅與自愿鑄幣稅在概念上很接近,只是Kochome所說的M是貨幣當局發行的基礎貨幣量,而這里的M還包括其它銀行通過貨幣乘數增加的存款。稅收只是一種財富的轉移,本身并不創造任何財富,一定時間內從人們手中征稅的能力是有限的,這里假定通貨膨脹率e有一個極限值e,經濟增長率有個極限值r,因此銀行所能征收的鑄幣稅也有一個極限值M•(e+r-!),當其它銀行征收的鑄幣稅增加時,就會降低中央銀行征稅的能力。因此中央銀行通過限制其它各級銀行征稅,可以增強自身征稅的能力。要降低其它銀行的征稅能力,只有降低貨幣乘數MULT,通常的辦法有:提高銀行準備金率和貼現率。其它銀行為了逃避中央銀行的限制,必須提高貨幣乘數,它們可以貸出超額準備金,創新信用媒介使資金流通更順暢或者提高存款利率。因為利息形成之后一般重新轉化為存款,利息率越高,產生的利息也就越多,轉化成的存款也就越多,貨幣乘數就越大,這些銀行向人們征收鑄幣稅的能力就越強。當實際經濟中的通貨膨脹率和經濟增長率還沒有達到極限值時,中央銀行可以促使通貨膨脹率和經濟增長率適當的上升來增加鑄幣稅的收入;而其它銀行部門往往以利益最大化為經營目的,經常不顧通貨膨脹率和經濟增長率極限的限制,盲目擴大信貸,使得通貨膨脹率或經濟增長率超過極限值,從而引發經濟危機。
(二)對外貿易中鑄幣稅轉移的一般過程對貿易中的鑄幣稅有了一個清晰的認識之后,我們總結一下鑄幣稅轉移的整個過程:1.出口商通過出口商品到美國,把向中國市場征收的貨物稅轉移到美國,圖2過程(1)和(2)。2.出口商從美國帶回外匯,美國向出口商征收的貨物稅就轉化成了鑄幣稅的形式,圖中過程(3)。出口商將外匯轉交給中央銀行,中央銀行繼而發行人民幣給出口商,這一過程相當于出口商以外匯的形式向中央銀行征收鑄幣稅,中央銀行以人民幣的形式向出口商征收鑄幣稅,圖中過程(4)和(5)。3.出口商購買原材料、勞動力等資源進行再生產,把人民幣投放市場,從而向持有貨幣的人們征收鑄幣稅,圖中過程(6)。由于貨幣乘數的作用,引起其它銀行發行存款,向持有貨幣的人們征收鑄幣稅,圖中過程(7)。從圖2中我們可以看出,(1)和(2)貨物稅是凈出口商品的價值;(3)和(4)鑄幣稅是貨物稅的一種表現形式;(5)和(6)鑄幣稅是出口商從國內購買的原材料、勞動力等資源的價值。美國真正從中國征收的是貨物稅M•!,它與中央銀行征收的鑄幣稅價值相等,即:M•"=M•#(e+r-$)/MULT國內原先持有貨幣的人們損失的購買力總和是M•(e+r),其中M•(e+r-%)是鑄幣稅,大部分轉化為出口商購買的原材料、勞動力的價值(相當于中央銀新增外匯的價值)和其它銀行部門的貸款;M•&是貨物稅,通過出口轉移到美國,而中央銀行通過貿易順差新增的外匯儲備相當于美國向中國征收貨物稅的憑證。
(三)外匯儲備的本質是鑄幣稅從對外貿易中鑄幣稅轉移的一般過程中可以看出,外匯儲備是由出口商將國內生產的商品出口到國外所得,它是對國外商品的一種要求權,是本國絕大部分個人和企業減少的購買力的總和,它的實質是鑄幣稅。2007年3月末,我國的外匯儲備總量超過1.2萬億美元,巨額的外匯儲備一方面增加了人民幣升值的壓力,一方面儲備本身也面臨著巨大的增值保值壓力。在考慮如果花掉這筆財富時,我們一定要謹慎小心,因為這部分財富并不是具體哪一個部門的,它是出口商創造的,通過鑄幣稅轉移到中央銀行的,它是全民性質的財富。中央銀行目前已經用外匯儲備來補充國有銀行的自有資本金不足,以及投資證券公司。許多國內學者針對如何使用這部分財富也都提出了有操作性的建議,例如:增加石油戰略儲備和其它各種能源儲備,鼓勵投資者到國外投資,增加對高技術產品的進口,注資社保基金等。在如何使用這一巨額財富時我們必須始終堅持的一個準則就是:取之于民,用之于民。中央銀行發放外匯應該以回籠人民幣為基礎,這樣就可以把征收的鑄幣稅返還給人們;如果這個條件不滿足,那么中央銀行也應該把外匯用于公用事業,在注重外匯儲備使用效率的同時也要注重公平原則。
三、對外貿易中的經濟效應
(一)對外貿易中的鑄幣稅對進出口商的影響出口商賣出商品所得的絕大部分外匯需要通過中央銀行兌換成人民幣。外匯是對國外商品的要求權,而人民幣是對國內商品的要求權,這時對國外商品的要求權就從出口商轉移到中央銀行,而出口商換來的是對國內商品的要求權,這部分商品中央銀行并沒有創造出來,但出口商拿到這些人民幣后同樣要在國內市場上購買原材料、勞動力、土地等資源進行再生產,把人民幣投放市場,會引起人民幣的貶值,從而向持有貨幣的人們征收鑄幣稅。出口商與國內大部分企業和個人一樣,會由于人民幣的貶值損失一部分購買力。進口商卻可能因為人民幣的貶值而受益,假定匯率是固定的,進口商手中一定量的人民幣還能像以前兌換到一樣多的外匯,但一定量的商品在國內能夠換到比原先更多的人民幣,而且通貨膨脹時期商品更容易出售,因此用這些人民幣換到的外匯就比原先多,進口商從中獲得了利益,這種利益也是鑄幣稅的一部分(確切地說,進口商繳納了稅率為r的經濟增長稅,但又從通貨膨脹中獲得了相當于通貨膨脹率e的鑄幣稅收益,進口商總的收益率為e-r,當e>r時,收益率為正,當
(二)人民幣國際化對經濟效應的影響人民幣國際化的實質就是人民幣在境外成為價值尺度、交易媒介、支付手段、儲備貨幣,從而減少中國在國際貿易中的交易成本,并降低匯率變動帶來的風險。人民幣國際化最大的收益是鑄幣稅,中國以印制人民幣的成本,就能交換到其他國家和地區的產品和服務。[4]圖2只比圖1增加了從進口商到美國市場和從美國市場到出口商的人民幣流,從而使人民幣把國內市場、國外市場通過出口商、進口商、中央銀行完全連接起來,不通過外匯流也能夠進行對外貿易。人民幣國際化之后,中國出口企業就可以直接使用人民幣作為支付,而進口企業也可以直接用人民幣進口商品,中央銀行就不會因為兌換外匯而發行過多的人民幣,同時中國能夠向國外征收鑄幣稅。超級秘書網
四、結語
1.關于鑄幣稅的含義多種多樣,學術界內一直沒有統一的標準。
本文將鑄幣稅的概念一般化,從原來基礎貨幣的范疇擴展到M2的范疇,這是因為從鑄幣稅最一般的定義即貨幣的實際購買力減去制造貨幣所需的成本來理解,中央銀行發行人民幣與一般銀行發行存款之間并沒有本質性的區別,它們從發行中獲得的收益都是鑄幣稅,惟一的區別就是中央銀行征收鑄幣稅帶有強制性,而其它銀行則采取經濟手段來征收。
2.通過變換費雪方程式,從中推導出鑄幣稅的組成部分:通貨膨脹稅和扣除凈出口部分的經濟增長稅,厘清了鑄幣稅和通貨膨脹稅之間的關系。文中給出了中央銀行及一般銀行征收鑄幣稅的數量公式,并討論了二者在征收鑄幣稅方面存在的競爭關系,由于中央銀行征收鑄幣稅的能力隨著貨幣乘數增加而減弱,其它銀行的征稅能力則隨貨幣乘數的增加而增加,而正常經濟體系的通貨膨脹率和經濟增長率是有限的,因此總的征稅能力也是有限的,中央銀行通過降低貨幣乘數就可以增強征收鑄幣稅能力,其它銀行則相反。
3.描述了對外貿易中鑄幣稅轉移的一般過程,中可以看出外匯儲備的本質是貨幣當局向本國人們征收的鑄幣稅。
參考文獻:
[1]王俊,肖建華,周潤寧.現代鑄幣稅理論研究綜述[J].統計與決策,2005,(14):130-132.
[2]易綱,吳有本論文由整理提供昌.貨幣銀行學[M].上海:上海人民出版社,1999.
1.有效調控進口，維護市場秩序
隨著關稅水平的不斷降低，反傾銷調控進口的作用日益加強。反傾銷不僅能通過征收反傾銷稅來直接調控進口，而且能夠通過直接調控的擴散效應，對國外出口商施加影響。反傾銷能夠對國外的傾銷行為產生威懾效果。一旦國外出口商意識到其傾銷必將或很可能受到制裁，那么他們從長遠利益出發，就會主動規范其出口秩序。因此，反傾銷具有調控進口、維護市場秩序的作用。
2.保護相關產業，維護社會穩定
傾銷會對進口國的產業造成實質性的損害，造成企業減產，失業率上升。反傾銷措施的實施，有效遏制了其他國家或地區的傾銷行為，擴大了企業的產量，增加了就業。另外，遭受傾銷沖擊的往往是一個國家的支柱產業，如果這些產業受傾銷沖擊而垮掉，必將阻礙該國產業結構的調整，造成大量的失業，威脅該國的經濟安全。因此，反傾銷對增加就業，維護社會的穩定具有重要意義。
3.改善出口環境，促進外商投資
以中國為例，近十年來，中國面臨相當嚴峻的出口貿易環境。為了有效遏制國外對華濫用反傾銷的勢頭，尤其是遏制歧視性的反傾銷的做法，開展進口反傾銷調查可以起到有效的威懾作用，減少國外對華反傾銷的濫用，從而在一定程度上改善出口貿易環境。此外，反傾銷能限制國外對華出口，那些急于打開中國市場的國外公司可能會由“貿易進入”轉為“投資進入”，即反傾銷能促進外商投資。
4.有利于下游產業的長遠利益
上游產業和下游產業是一條供應鏈上相互作用的環節。通常，國外在上游產業搞傾銷，目的就是要整垮進口國的上游產業。雖然在傾銷階段，進口國下游產業可能會暫時得到一定實惠，但如果進口國的上游產業因傾銷的沖擊而垮掉，國外的出口商又會依靠壟斷而賣高價，把它當初低價銷售的損失加倍地補回來。因此，雖然短期內反傾銷使下游企業原料采購成本上漲，但從長遠看，反傾銷有利于下游產業的利益。
二、反傾銷對進口國的負面影響
1.損害了國內消費者的利益，減少了社會福利
進口國對某一產品征收反傾銷稅，實際上是損害了國內消費者的利益，因為消費者要付更高的價格購買征稅產品，使國內消費者失去了從低價進口中可以得到的好處，消費者剩余減少。從短期來看，反傾銷是以犧牲國內其他商品生產者和消費者的利益為代價，保護特定的商品生產者。按照自由貿易增加世界總福利的理論，整個國家的整體福利水平比征稅前下降了，產生了凈福利損失。
2.以傾銷產品作為原料或中間產品的產業發展受阻
某一特定產業的發展既會受到政府對其銷售產品征稅的影響，也會受到對它的中間品或原料投入征收關稅的影響。反傾銷的結果使進口國被征收反傾銷稅的產品的進口量減少，從而國內同類產業或相似產業會因此而獲得發展的空間。由于反傾銷稅的直接承擔者是進口商，使進口成本提高，并因此而使那些以這些進口產品為中間投入品的進口國生產企業的成本增加，使其進一步發展的空間受到限制。3.限制了進口國出口貿易的發展
反傾銷對進口國的出口貿易也會帶來危害。根據WTO的規定，各成員國可以正確、合理地采用反傾銷措施來抵制外國商品的低價傾銷。因此，反傾銷已經成為應對不公平競爭合理、有效的手段；對于濫用反傾銷措施，各成員國擁有回擊的權利，可以采用反傾銷措施來抵制外國商品的傾銷。因此，由于他國對反傾銷的反感和報復，進口國的出口貿易也可能會更多地受到反傾銷指控，使其出口貿易的發展受到限制。
三、反傾銷對出口國的經濟效應
1.降低出口國的出口規模
反傾銷會嚴重阻礙該產品在進口國市場的銷售，市場被迫縮小，甚至完全退出市場，對出口國的產品出口起到限制作用。結果也可能是進口稅率上升，商品的成本提高，難以銷售。反傾銷會令進口商徘徊觀望，或從他國進口。為了避免經營風險，進口商多將其貿易轉移到第三國。另外，反傾銷可能會使出口方不但失去一國的市場，而且可能會引起連鎖反應。因為同一種產品遭受反傾銷后，另一國也可能采取同樣的行動。
2.沖擊了市場
出口商品被征收反傾銷稅后，在暫時來不及轉移市場或轉移市場無望的情況下，勢必要返銷國內市場，導致出口商品的非正常回流，沖擊國內市場。在返銷品的價格與國內市場同類商品的價格相當的情況下，出口商品勢必會因其較好的質量和新穎的款式而使其銷量高于內銷產品。這必然會沖擊國內市場上的同類商品或替代品，造成相關企業產品積壓，庫存加大，甚至迫使一些企業停產。
3.減少了社會凈福利
反傾銷減少了出口國的凈福利，因為反傾銷會給出口企業、外商投資企業帶來重大的經濟損失，或是因為敗訴而退出市場，或是因為耗費了大量的時間、財力和精力才贏得了勝訴。巨額的反傾銷稅往往不僅使出口商損失慘重，而且可能會導致企業倒閉，大量的工人失業。反傾銷縮小了出口國企業的能力，降低了經濟實力，減少了就業機會，從而減少了社會財富總量，也就降低了社會凈福利。
4.阻礙了出口國對外資利用的發展
反傾銷會使跨國公司對出口國投資造成不良影響。仍以中國為例，外商投資企業的出口額在中國出口總額中占有相當大的比重，而且處于上升趨勢。反傾銷的結果會使得這些企業逐漸減少或喪失其海外的市場份額，勢必危及外商投資者的利益，影響其投資的信心。這對中國投資環境的改善和利用外資的擴大都會產生不良的影響，甚至可能造成外國投資者撤資，進而影響出口國經濟的利益。
參考文獻：
[1]王林生等:反傾銷熱點剖析.人民出版社，2004年9月
[2]尤宏兵等:中國應對傾銷與反傾銷.人民出版社，2004年12月
盡管如此，河北產業集群仍不成熟，有待進一步發展。主要存在以下問題：
1、產業集群優勢不明顯。盡管河北省目前已發展了不少地區產業集群，其中一些產業集群，如清河的羊絨等發展良好，在同行業中占據優勢，但全省范圍內的眾多產業集群中，像清河羊絨這樣在國內有較大影響、在同行業占主導地位的大型產業集群并不多，很多地方產業集群優勢不突出，與發達省份相比仍有很大差距。有一些地方也沒有把產業集群發展作為發揮產業優勢、提高市場競爭力、加快經濟發展的重要舉措來抓，對產業集群的發展缺乏必要的引導和扶持。
2、產業集群內沒有形成完整的產業鏈。目前不少產業集群僅僅是眾多生產同樣產品的企業的簡單集中，產品雷同，沒有形成專業化分工，大量“小而全”的企業在同一個集群中阻礙了產業鏈的延伸并危及集群自我發展和競爭力的提升。同時集群內企業產品的關聯度也較低。這樣的產業集群不能體現出企業間合理競爭和分工合作的優勢，無法有效降低交易成本，提高企業經營效益。
3、企業缺乏技術創新能力。目前各產業集群內的大部分企業規模小，實力有限，管理人員素質低下，技術條件薄弱，有的企業甚至生產方式落后，普遍缺乏技術創新和開發能力，經營業務比較單一，產品科技含量低、附加值不高，利潤不足，進一步制約了其技術提高能力。而且，企業與學校、科研機構的聯系不緊密，獲取和吸收新技術的能力弱，得不到有力的技術支持，僅僅是維持簡單的生產操作。
4、社會服務體系不健全。由于產業集群發展的時間較短，很多產業集群缺乏相應的中介服務組織，社會化服務網絡不健全，從而阻礙了產業集群的發展。中介組織是保證市場經濟順利運轉的劑，也是中小企業集群正常運作的支持系統。目前河北省產業集群中中介組織缺失或發展不完備，不能有效地為產業集群內生產、經營業務的開展提供服務支持。
5、政府職能定位不準確、行為不合理。有些地方政府對于本地的產業采取地方保護主義，限制本地產業集群與外地產業的競爭，扭曲了地方生產系統的合理運行機制，不利于產業集群競爭能力的提高，也增加了企業的交易成本；過于重視本地大型企業的發展，忽視中小型企業所構成的產業集群的發展活力，缺乏對其的必要支持。有些地方政府在構思產業集群的產業結構、建構中介服務體系、建立勞動力教育培訓機構等方面缺乏周全的規劃和有效的行動。忽視產業集群形成的內在規律，不善于從專業化分工和市場細分中發現機遇，引導和培育本地經濟特色，導致低水平重復建設嚴重，缺乏橫向整合，使資源無效配置和浪費。
加快發展縣域經濟，使之與全面建設小康社會的要求相適應，需要從各方面采取有效措施。最重要的一個方面，就是要整合、配置當地優勢資源，推動中小企業本地化的分工和協作，促進企業集聚，培育特色產業，形成有競爭能力的地方產業集群。這要求我們從多方面做好工作，推動產業集群的不斷發展。
一是培養產業集群內企業的創新能力。（1）企業應當注重人力資本投資。對員工進行培訓，提高員工個人的技能，并努力提高整個企業的創新能力，積極開發新技術、新產品，促進企業R＆D活動的開展，提高產品的附加值。（2）注重企業家群體的培養。具有創新精神的企業家對于企業乃至整個產業集群的創新能力的提高具有十分關鍵的作用，產業集群的發展中應當促進集群內企業家的相互聯系、共同學習，給予企業家獲得培訓的機會，不斷提高其個人素質和經營管理的能力，為企業的發展創新起到帶頭人的作用。（3）加強產業集群內各企業同學校、科研院所等機構的交流與合作，完善技術成果轉化機制，積極探索市場需求，適應市場的變化，不斷應用新的技術開發新的產品，切實提高企業的創新能力，推進整個產業集群的優化升級。
二是加強產業集群內的產業分工，推動企業間的協作。（1）加快產業集群內重點企業的上下游及側向產業鏈的配套建設，形成能有效提高競爭力的產業配套體系。集群內各企業要加強在業務上的合作，大企業可以將一部分業務轉包給其他小型企業，以突出自己的專業性優勢，并帶動集群內其他企業的共同發展。（2）著力于催生小企業、開發新崗位，拓展產業鏈條，促進專業化分工協作，支持在產業集群中建立創業輔導中心，向企業初創者提供政策咨詢和服務，解決初創階段的突出困難，提高創業成功率，促進產業集群發展壯大。（3）加強自助機構的建設，通過自助機構提供研究與開發、市場營銷、游說、勞資談判、產業論壇等服務，促進企業共同發展。自助機構在必要時提供了單個企業無力提供或不愿承擔的、具有外部性的服務，在日常經營中可降低交易成本。
張偉，男，漢族，1964年11月生，原籍河南省上蔡縣，環境經濟方向博士，現為濟南大學經濟研究中心主任，山東省城市發展研究基地首席專家、教授，人口、資源與環境經濟學博士生導師，美國內布拉斯加大學高級訪問學者，第2屆山東省理論人才“百人工程”成員，第7批濟南市專業技術拔尖人才。研究方向為綠色經濟理論與政策，研究特色為綠色投融資。張偉迄今已發表學術論文50多篇，其中在國際期刊Energy Policy（SCI與SSCI雙檢索刊物）、Mathematical and Computer Modelling（SCI檢索刊物）等10多篇；在國內權威刊物《管理世界》、《經濟學動態》、《統計研究》、《數量經濟技術經濟研究》、《中國軟科學》等40多篇，被《新華文摘》、《中國社會科學文摘》、《經濟研究參考》、《復印報刊資料》等轉載10多篇；主持國家社會科學基金項目3項、主持國家軟科學項目1項，主持省部級項目10多項；先后出版著作3部，主編教材4部；獲得教育部人文社會科學優秀成果三等獎、山東省社會科學優秀成果一等獎等省部級優秀研究成果獎10多項。
二、研究領域
張偉教授的主要研究領域是綠色經濟理論與政策。該領域著重從經濟學角度研究環境污染產生的原因以及治理污染或預防污染的措施。他的研究專長是綠色投融資，主要研究環境保護的投融資設計、路徑優化及相關政策支持。先后被聘為中國城市發展研究會特邀理事、山東生態經濟研究會副會長、山東省生態文明研究會常務理事、山東省經濟學會常務理事、濟南綠色經濟研究會常務副理事長等。曾被授予山東省理論人才“百人工程”成員、濟南市專業技術拔尖人才、濟南市理論人才工程成員、濟南大學優秀教師等榮譽稱號。
三、研究成果
張偉教授近5年內在高水平期刊發表了13篇論文。目前已在Energy Policy（SCI與SSCI雙檢索刊物）等國際權威期刊發表相關SCI（SSCI）論文5篇，在《管理世界》、《中國軟科學》等國內權威刊物發表相關CSSCI論文8篇。有3篇論文被《新華文摘》、《中國社會科學文摘》、《經濟研究參考》等轉載。并主持國家級及省部級研究項目7項，分別為：國家社科基金項目“低碳城市建設投融資機制研究”；國家軟科學計劃項目“金融促進節能減排技術創新的理論、實務與案例研究”；國家環保“十二五”規劃項目“非環保系統資金投入、項目運作的經驗與借鑒”；山東省科技發展計劃項目“基于科學發展觀的山東省產業集群升級優化戰略與融資對策研究”；山東省社科規劃項目“創新發展半島城市群循環經濟園區，建設生態強省與有效利用跨國公司投資研究”；山東省軟科學計劃項目“利用外資增強山東省城市綠色創新能力的路徑與對策研究”；全國統計科研規劃項目“城市環境設施產業投資績效的經濟統計評價與改進對策研究”。以上項目除國家社科基金項目外均已按時完成，并得到專家好評，所提對策建議有些被國家環境保護部采納，進入“十二五”規劃；有些被山東省領導批示，并被山東省財政廳、山東省發改委、山東省環保廳等采納應用，取得了可觀的社會（生態）效益和經濟效益。近5年內獲得8項科研成果獎勵。主持完成的成果或撰寫的論文，先后獲得全國高等學校科學研究（人文社會科學）優秀成果獎三等獎1項；獲得山東省社科優秀成果獎二等獎、三等獎共計3項；獲得國家統計局全國統計優秀科研成果獎三等獎共計2項，獲得省部級科技進步獎二等獎、三等獎共計2項。
四、主要論著
1、經濟體制轉軌績效與城市環境設施投資體制個案研究，山西人民出版社2007年。
2、區域競爭力研究叢書，經濟科學出版社，2010―2011年。
3、橋隧交通建設與城市發展探討，山東人民出版社，2011年。
4、外商投資與綠色經濟發展研究，經濟科學出版社，2013年。
5、金融業綠色轉型研究，經濟科學出版社，2014年。
6、發展藍色經濟應當繼續加強節能降耗，統計研究，2010年第7期。
7、利用FDI增強我國綠色創新能力的理論模型與思路探討，管理世界，2011年第12期。
8、外商投資環境規制與東道國綠色創新，經濟學動態，2012年第11期。
9、外商投資、創新能力與環境效率的結構方程分析：以山東為例，中國軟科學，2012年第3期。
關鍵詞：總部經濟；形成機制；政策建議
1對總部經濟的幾點認識
(1)總部經濟屬于區域經濟的范疇。它首先表現為公司企業的總部和加工基地在地域空間上的分離。分離的結果必然增加了公司企業的調整成本，但由于區域之間的不平衡，一種具有更大比較優勢的總部區域給企業所帶來的好處足以補償總部遷移所帶來的損失。所以，區域之間的不平衡是總部經濟形成和發展的客觀條件。作為公司企業而言，在總部遷移的決策過程中面臨著區域選擇的問題，而總部遷移之后，對入駐的區域帶來一系列的經濟影響。
(2)總部經濟理論根植于區位理論。畢業論文著名的美國經濟學家弗里德曼最早提出中心——論，他認為地區的發展不可能是均衡的，要利用獨有的地理優勢或者歷史的傳統把某些區域首先發展起來，使要素不斷向這個區域聚集。由于聚集的人力資源、信息資源等戰略要素成本較高，受經濟活動必須補償要素成本這一法則的制約，形成了基于比較優勢的中心區域和中心區域外的合作分工關系。在中心區域里，一般能更多地吸引資本、技術、人才，形成戰略資源優勢，適于公司總部在此聚集發展。而由于地價、勞動力成本優勢，適于建立加工基地。區位理論對總部經濟的形成和發展作了理論上的闡釋，為后來的產業集群理論奠定了理論基礎。
(3)總部經濟宏觀表現為功能集群。一個產業鏈的不同部分在同一個區域密集分布，稱為產業集群。除了按產業進行區域聚集外，不同產業的同種功能，如研發、商務等，由于需求的一致性，也可能在一個區域集群分布，這稱為功能集群。眾多公司總部地特定地域聚集所產生的規模經濟和外部性，將使得單個公司獲得其總部所需的生產要素資源，享受高質量的專業化配套關聯服務，而付出較小的代價。因此，從總部入駐的區域來看，眾多企業總部的聚集進一步促進了本區域經濟的發展，為本地帶來經濟效應、稅收效應和就業效應等。
2總部經濟形成機制的理性分析
一個國家和地區的城市為了吸引更多的有實力的企業總部入駐，在政策上給予極大的扶持，碩士論文并不斷改善城市的整體功能，優化和完善配套的功能設施，促進了總部經濟的發展。故從形式上看總部經濟是由政府主導的經濟，其實不然。政府所起的作用從本質上看，只是進一步極化了區域之間的不平衡性，為公司和企業的總部與生產加工部門的空間分離創造條件但從公司企業的內部看，總部和其他部門能否分離，分離后給企業帶來哪些效應，是什么力量促使它們在空間上分離，卻要研究總部經濟形成的一般機理。
2．1人才與知識資源的可流動性是總部經濟形成的基礎條件
在經濟全球化的條件下，企業之間的競爭顯得空前高漲，由于一般性生產要素在國際間的流動加快，知識、信息、技術及高尖端人才資源在成為公司企業的戰略性資源。其中人才是戰略性資源的關鍵。由于城市具有在教育、就業、醫療等方面的優越性，人才向城市轉移促使戰略性資源向城市密集。而隨著不同城市化的發展之間的不平衡，人才的流動則呈現出由發展程度較低的城市向發展水平較高的城市梯度演進。另一方面，公司企業的規模進一步擴大，內部功能逐步密集和分解，出現了各種職能中心，而地區之間的資源公布的差異使得企業通過腦力勞動和體力勞動分離以獲取各種資源，以實現利益的最大化。因此，企業將內部的決策中心、控制中心、設計中心、研發中心等知識、信息和高尖人才密集的部門遷移到中心城市，而將加工生產基地分布在中心城市的或周邊地區以獲取豐富的常規資源，以謀求整個產業鏈的合理布局和資源利用效率的最大化，實現企業的競爭優勢。
從某種意義上講，總部經濟的形成和發展是腦力勞動與體力勞動分離的結果。其中，人才的流動性決定了知識的流動性，只有二者可以流動，才牽引著公司企業內部知識密集的功能部門的轉移，而且二者的流動方向一致。企業總部與加工生產部門在空間位置上的分離，客觀上增加了企業內部溝通和協作的成本，但由于信息網絡化的快速發展，信息溝通和協調成本急劇下降，緩解了總部與加工生產基地之間因空間分離而導致成本增加的矛盾。而總部則將價值增值最大的環節集中在知識、信息和人才密集的區域，以更好地發揮其優勢，獲取更大的效益。
2．2追求資源的優化配置是總部經濟形成和發展的根本動力
科斯認為，市場機制是一種配置資源的手段，企業也是一種配置資源的手段，二者是可以相互替代的。在科斯看來，市場機制的運行是有成本的，通過形成一個組織，并允許某個權威(企業家)來支配資源，就能節約某些市場運行成本。交易費用的節省是企業產生、存在以及替代市場機制的惟一動力。顯然，企業是資源配置和利用的基本單位。更加有效地配置和利用資源以實現企業利益的最大化，是企業所追求的目標。現代企業運用市場法則來解決企業內部的協調和管理，克服了企業因規模擴大引發的協調困難的矛盾，促進資源在企業內部的合理配置。首先，企業通過進一步強化內部專業化的分工，促進功能的聚集。盡量減少各部門之間重疊的職能，以免造成資源的浪費。尤其是知識、信息和人才等要素資源使用的部門，因為其自身的稀缺性和可流動性，越發具備從其他部門中獨立出來的特點，為總部的遷移創造了組織條件。而那些智力資源密集的部門為了更好地利用這些要素資源，必須將這些重要部門安排在這種要素密集的區域，以增強要索的可選擇性，降低企業戰略資源的使用價格，優化資源的配置。其次，降低轉移成本使發展總部經濟成為必然。由于空間是有距離的，從一端到另一端，不僅要耗費時間，而且要付出費用，這種為克服空間距離而在經濟、社會和心理等方面所花費的全部成本就是轉移成本。選擇在任何一個區域作為總部都要包含一種空間成本，因此降低轉移成為發展總部經濟的一個重要的動力來源。它必須能夠解決以下四個方面的成本：(1)運輸費用。包括營運費用、轉運費用等。營運費用與運輸方式、貨物種類緊密相關，一般情況下，隨距離的增加而增加；(2)時間成本。是指人類經濟活動為實現一定距離的空間轉移所花費的時間。它與地區經濟和交通運輸發展水平、運輸方式及其布局狀況有關。交通運輸越發達，地區的通達性程度越高，實現相同距離的空間轉移所花費的時間越少；(3)信息成本。在各個不同地區獲得信息的便利程度是有很大差別的，地區經濟發展水平越高，信息交流速度就越快，獲得信息的成本就越低；(4)心理成本。由于各地區傳統、習慣、文化、宗教、語言以及種族等方面的差異，使得距離越遠，轉移的心理成本就越高。
2．3企業創新和功能聚集是總部經濟形成和發展的催化力量
熊彼特的競爭優勢理論認為，創新是企業不斷地發展壯大的力量源泉。所謂創新就是要“建立一種新的生產函數”，醫學論文即“生產要素的重新組合”，就是要把一種從來沒有的關于生產要素和生產條件的“新組合”引進生產體系中去，以實現對生產要素或生產條件的“新組合”。企業擴張到一定規模之后，規模經濟給企業帶來的效益逐步回落，企業向市場所提供的產品或服務進入飽和階段。此時，企業的組織創新和技術創新更顯得十分必要。作為創新主體的企業家面臨著兩種挑戰：其一是如何牢牢控制企業的關鍵人才和關鍵技術，保持和推動企業在技術上的創新；其二是如何緊緊盯住同行業發展的動向，保持和跟進本行業技術創新的步伐。鼓勵本企業高端人才在關鍵技術領域參與同行業保持合作，以減少新技術應用的成本。由于人才和知識資源的流動呈非均衡性，當少數企業總部遷移到有條件的中心城市后，其他企業也將決策中心和研發中心追隨而入，這是企業基于戰略需要而采取的跟進措施，從而推動了總部經濟的快速發展。
3中國發展總部經濟的政策建議
從總部經濟形成機制的分析中可以看到，企業將總部與加工生產基地分離，最初緣于優化人才與知識資源的優化配置。反過來，大量的企業總部云集某一區域，極大地促進了本地區經濟的發展，產生了稅收效應、產業乘數效應、就業效應、社會資本效應等。為了穩妥地推動總部經濟的發展，克服其盲目生，當前我國應處理好三個方面的關系。
3．1處理好市場主導和政府引導的關系
由于市場失靈的存在，市場在配置資源方面有時具有一定的盲目性。因此，政府在發展總部經濟時，應注意適當地加以引導，作好長遠規劃。職稱論文在充分尊重企業意愿的情況下，將企業總部向規劃的園區發展。不斷改善基礎設施建設，有計劃地鼓勵一批金融、保險、法律等高端的服務業在園區分布，為總部經濟創造有利條件。同時，利用好總部遷移的機會，政府通過一定的投入，改造一批落后或不合理的區段分布，從整體上提升城市形象，推動產業長升級。
3．2處理好中心城市與周邊地區的關系
周邊地區是企業加工生產基地分布的區域，企業將總部分離，客觀上增加了企業總部與加工生產基地之間的空間距離。為了能讓總部與其他部門之間方便快捷地進行聯系，滿足企業生產經營的需要，中心城市與周邊地區之間應保持較高的對接性。地方政府應加強協作，統一部署，切忌條塊分割的問題。只顧發展總部，而忽視生產加工部門的發展，人為割斷了企業內部的聯系，最終既不利于總部的長期發展，也不利于本區域經濟的后續推進。在發展總部經濟的過程中，堅持克服部門保護主義，要將周邊地區的發展納入中心城市統一發展的規劃。
3．3處理好大城市與中小城市的關系
我們往往在發展總部經濟時，英語論文總存在一個誤區，認為總部經濟只適合在大型中心城市發展，其實不然。作為企業的總部如決策中心、結算中心等需要強大的信息市場和金融市場以及高效的行政環境作為支撐。而對于研發中心則需要生態化的人居環境和濃厚了學術氛圍往往起著決定性作用。但這些條件并不是只有大型中心城市才具備，而有些中小型城市只要自身條件優越，適合總部在這里落戶，一樣能夠發展總部經濟。所以，地方政府不能一味地追求自身的擴張，而應該在內涵上做文章，要將精力放在改善基礎設施和完善配套的服務功能上，以便穩妥地推動總部經濟的發展。
參考文獻
[1]王超．總部經濟及對其發展的思考[J]．當代財經，2005，(9)．
[摘要]在2008年北京奧運會成功舉辦后，基于奧運經濟的注意力、借勢、品牌理論對我國后奧運體育產業發展分析認為：我國應繼續承辦高規格的國際比賽，傾力使北京成為國際體育中心城市，在體育產業環境建設、市場培育等方面為我國其它地區提供示范作用。同時通過民族品牌的正確市場定位、制作標準化等方面建設，打造國際馳名的民族品牌，為我國體育產業的可持續發展奠定堅實基礎。
[關鍵詞]奧運經濟后奧運體育產業效應
2008年無與倫比北京奧運會的成功舉辦，無疑對擴大我國在世界上的影響具有重要的作用。其中中國體育產業從2001年北京奧運會籌辦直至成功舉辦期間，奧運經濟為我國體育產業的發展注入了新的活力。奧運會后如何基于奧運經濟效應的特點理性地審視我國體育產業的現狀,對于促進我國后奧運體育產業的良性發展無疑具有重大的意義和廣泛的影響。
一、理性認識北京奧運會籌辦期間我國體育產業發展的狀況
北京申辦2008年奧運會成功后，我國體育產業在經歷福利型向消費型、一家辦向大家辦、事業型向經營型、行政型向社會型的逐步過度后愈發呈現生機勃勃發展的景象，體育產業的發展態勢喜人。具體表現為：體育用品市場繼續蓬勃發展，基于北京奧運會高等級賽事的競賽表演市場加速發展，其他健身娛樂市場、體育科技和咨詢市場、體育彩票市場等體育市場形成規模市場的體系日趨成熟；包括有形資產的經營和無形資產的開發利用的體育產業領域不斷拓寬，體育產業發展的質量和效益逐步提高；社會投資辦體育產業的態勢發展很快，涌現出一大批符合現代企業制度多種所有制的體育俱樂部、體育企業和企業集團。
在北京奧運會給我國體育產業的發展帶來了巨大的機遇，充分肯定我國體育產業發展態勢的同時，要理性的認識我國體育產業奧運籌辦期間發展的現狀。首先，我國體育產業在整體還處于發展的起步與過度階段，還未完全適應整體市場經濟發展的需要，與發達國家相比還有較大的差距。目前，歐美發達國家體育產業對于國家GDP的貢獻率已達1.5%以上，而我國的體育產業對GDP的貢獻不足0.5%。體育產業在整體結構也不盡合理，體育用品市場的產值占到我國體育產業的總產值的一半以上。而在競賽表演市場、體育傳媒與廣告市場等方面,有著與發達國家較大的差距。其次，我國體育產業在市場經濟主導整個經濟體制的大環境里，經營機制受制于相應配套的國家政策與法規，直接導致產權不清、資源浪費等現象的發生，從而影響了我國體育產業的良性發展。第三，我國的體育產業還表現為基于東西部地域經濟差異而引起的區域體育產業發展不均衡特征。無論從作為體育產業發展的重要載體的競技體育，還是作為體育產業發展基本條件的體育場館，以及體育系統企業的經營收入水平、區域的體育消費水平看，東部地區都是明顯高于西部地區。
二、繼續發揮奧運經濟的注意力效應，謀求我國后奧運體育產業的可持續發展
近年，奧運會愈發成為全球關注的焦點，與其包括TOP等計劃迎合了全球經濟一體化和經濟擴張特點密切相關。奧運經濟投資者都是著眼于全球發展趨勢和商品擴張覆蓋更大范圍消費需求的企業。要繼續充分發揮奧運經濟的注意力效應，一方面利用北京等地區成功舉辦奧運會的焦點效應，傾力打造北京發展為國際體育中心城市。北京在籌辦奧運會期間投資2800億人民幣傾力打造北京的國際大都市地位的基礎上，進一步繼續在體育產業軟硬件上適當投入，以謀求北京的體育產業對于全市GDP的貢獻1.7%向3%的國際體育中心城市目標邁進。在此模式下，長春的亞洲冬運會、廣州的亞運會、深圳的世界大學生運動會，以及我國積極申辦冬季奧運會的舉措，均可有效地構筑我國體育產業可持續發展的平臺。另一方面要把握奧運注意力經濟的階段性特征，預防“馬太效應”、“低谷效應”，著力發揮北京等地區體育產業獲得高速發展的空間和效益，并通過北京的示范作用輻射全國，謀求我國其他地區體育產業的良性發展。
三、繼續發揮奧運經濟的借勢效應謀求我國后奧運體育產業發展
在繼續發揮北京奧運經濟的借勢效應時，要充分挖掘奧運經濟的催化劑作用，正確處理加快北京體育產業和我國體育產業快速發展的關系，建構我國體育產業整體上可持續發展。
一方面，要以抓住成功舉辦奧運會的契機，加快我國體育產業發展的環境建設。在總結運行奧運經濟適應國際奧委會的運行規則，把握其領域清晰、層次清晰、市場清晰的需求特征的理論基礎上，加大成功經驗的宣傳。在體育產業方面，既要加大硬件環境的建設，又要加強體育產業軟件的建設。尤其要充分發揮成功舉辦奧運會后我國在體育產業、體育經營管理專門人才等專業人才的作用，進一步完善體育產業相關政策與市場運行等軟環境方面的建設。并通過北京奧運會《奧林匹克標志保護條例》、《北京市奧林匹克知識產權保護規定》等法規對奧運標識等無形資產的保護深化認識的基礎上，全面提高全民對體育產業的法律保護意識，優化我國體育產業發展的軟環境。
另一方面，要加大政府培養體育市場的培育力度，優化、完善我國體育市場的結構。在社會主義市場經濟初級階段，由于體育消費不屬人們必需的生活消費，體育市場不會自然形成，加上其沒有形成完善的市場機制和競爭機制，因此政府必須采取相關措施去開發和培育。充分利用北京奧運會舉辦期間通過社會媒介正確的引導和宣傳的競技表演市場初步大規模形成的基礎上，大力發展體育彩票業、健身娛樂市場、體育旅游業、體育中介業等體育產業核心市場，在拓寬體育市場的基礎上，優化我國體育用品單一發展的體育產業結構。
四、繼續發揮奧運經濟的品牌效應發展我國后奧運體育產業
北京奧運會的成功舉辦，較之于以往歷屆奧運會可口可樂、柯達等國際馳名品牌，北京奧運會孕育了我國的聯想集團以TOP伙伴打造國際知名品牌的歷程，體育產業方面也有李寧等民族品牌積極參與。并以成功舉辦奧運會的契機，積極發揮奧運經濟的品牌效應加速我國民族品牌邁向國際馳名品牌的進程。
首先，要求民族品牌的塑造必須做好正確的市場定位。民族品牌的塑造必須審視我國人口眾多、市場廣闊的優勢，充分利用體育人口遞增的趨勢，定位不同層次的消費群體進行品牌塑造，并通過品牌推動市場尋求回報。在立足民用化的體育產業品牌的基礎上加大品牌的社會化力度，在拓寬體育市場的基礎上獲得企業利潤的最大化。
其次，民族企業要博采眾長，增強自主創新能力以建構國際品牌。比如體育用品產業要著力于體育用品開創的新空間，并加快產品更新換代的速度，以打造民族品牌。在體育用品具體的設計思路上打破慣性思維模式，增強產品的新材料、新工藝等科技含量。像運動服除了在運動場所穿著外，能否與生活便裝、工裝甚至時裝結合起來，這需要在款式、面料與輔料的搭配和紡織技術上都要有新的突破。
第三，我國體育產業在塑造品牌時要注重體育產業的工藝、管理制作過程中的標準化和營銷過程中的標準化。只有在實現我國民族品牌自身產品技術更新和質量保證時,在以上兩方面實現標準化，并從標準化的角度進行產品營銷、推介，從而使自身產品與國際相接軌的同時實現品牌的馳名化。目前盡管我國是世界上最大的體育用品加工國，也是獨立生產體育用品種類最多的國家，但符合國際質量標準的產品卻很少，其中能為大型賽事所用的就更少。在注重體育用品的工藝標準化的同時，在營銷時要借鑒諸多奧運會TOP計劃合作伙伴的營銷策略，注重自身企業文化與奧運文化的有機結合，制定系統的、長期的企業營銷戰略，在戰略的高度謀求我國體育產業的長期良性發展。
參考文獻：
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論文關鍵詞：VEC模型，脈沖響應方差分解
改革開放三十年來，以財政支出為主要載體的社會經濟建設活動，帶來了我國前所未有的經濟持續高速增長。1978—2007年期間，國家財政支出從1122.09億元增加到49781.35億元；GDP總量從3645.2億元增加到249529.9億元，年均增長率超過9%；人均GDP由381元增加到18934元，增加了近50倍[1]。但是，截至到2008年，城鄉居民收入比例也擴大到3.36：1，絕對差距首次超過1萬元。以城鄉居民收入差距拉大為代表的社會不公平問題已成為制約我國經濟持續增長不容忽視的問題。可見，在財政支出所具有的資源配置、收入分配和穩定經濟增長的三大職能中，收入分配職能并沒有得到良好的發揮和體現。那么，財政支出結構的變動對經濟增長和社會公平會產生什么樣的影響？在協調經濟增長與社會公平問題上，財政支出應怎樣安排呢？這不但是發達國家財務管理論文，也是轉軌國家和發展中國家經常爭論不休的問題。因此，本文試圖借助于向量誤差修正模型，系統地研究財政支出結構對經濟增長與社會公平[2]的動態影響機制。
一、文獻述評與理論分析
（一）文獻述評
從亞當·斯密開始，經濟學研究都強調經濟效率，而不太注意收入分配差距。只要經濟增長符合帕累托效率，就沒有壞處，哈耶克認為這就是經濟學研究的基本命題核心期刊。受其影響，西方學者們大多重視財政支出與經濟增長關系的研究，加之二戰后世界各國政府普遍把經濟增長列為財政支出的首要目標，使得這種研究趨勢更是盛極一時，而對于財政支出結構與社會公平關系的研究則明顯滯后。
對于國內研究而言，目前已有的關于財政支出結構對經濟增長與社會公平的影響研究還比較少。學者們大多側重于財政支出總量與經濟增長關系的研究，或者是財政支出結構與社會公平關系的研究，鮮有把經濟增長和社會公平作為一個整體來研究其與財政支出結構之間的關系。而且，在劃分財政支出結構的分類標準上大家還未達成共識，再加上對社會公平系數的界定和研究方法的不同，最終導致實證分析結論存在差異。寇鐵軍、金雙華（2002）以基尼系數為社會公平指標，將財政支出劃分為公共福利支出和非福利支出，利用簡單回歸分析得出我國財政支出對社會公平問題重視不夠的結論。孫文祥、張志超（2004）以城鎮對農村居民的人均收入差額與農村居民人均收入的比值作為社會不公平指數，構造了六個模型方程分別研究財政支出結構與經濟增長，財政支出結構與社會公平的問題，得出地方財政支出具有顯著促進經濟增長的作用，中央財政支出可以明顯改善社會公平程度，不同的財政支出項目對經濟增長和社會公平的貢獻具有顯著差異的結論。王莉、冉光和（2007）利用基尼數據等指標進行回歸分析，得出財政支出結構對城鄉居民之間收入差距呈負效應的結論。劉成奎、王朝才（2008）以城鄉居民收入差為社會公平指標，分析不同財政支出項目對城鎮、農村居民收入的影響。冉光和、潘輝（2009）對全國居民、城鄉居民以及東中西居民三個樣本進行公共支出與收入分配關系的VAR模型實證研究，得出公共支出對居民收入分配起到了負面影響結論。
綜上所述財務管理論文，國內外關于財政支出結構對經濟增長和社會公平的影響研究基本上是圍繞財政支出結構與經濟增長，或者是財政支出結構與社會公平進行單一靜態研究。然而，追求經濟效率和社會公平是政府安排財政支出所面臨的永恒主題。只考慮財政支出結構與經濟增長的關系而忽視社會公平的問題，或者離開經濟增長而單一的研究財政支出結構與社會公平的關系，得出的結論都可能有失偏頗。這是分析財政支出結構對經濟增長與社會公平影響不可或缺的研究思路。基于此，本文將在前人研究的基礎上，采用向量誤差修正模型、脈沖響應函數等動態分析方法系統考查財政支出結構變動對經濟增長和社會公平動態影響。
（二）理論分析
財政支出結構是指各類財政支出占總支出的比重。按照經濟性質不同，財政支出結構可以分為政府投資性支出、政府消費性支出和政府轉移性支出三種。三種支出在財政總支出中所占比重的變動，直接反映了財政支出職能的調整。一般而言，投資性支出和消費性支出直接影響社會資源的配置，促進經濟增長。具體地說，從需求方面講，投資性和消費性支出與私人支出無異，直接構成社會總需求的一部分，通過乘數效應拉動經濟增長；從供給方面講，投資性支出會影響生產函數而間接拉動經濟增長，如基礎設施建設等支出會形成社會物質資本，從而解決制約經濟增長的瓶頸因素；科學、教育以及衛生等領域支出會形成人力資本，從而提高勞動者生產率，改善社會生產技術，促進經濟持續增長核心期刊。相反，轉移性支出具有兩面性，它不僅能促進經濟增長，也能熨平收入分配不均。具體地說，從需求方面講，轉移性支出直接增加居民可支配收入，擴大了社會總需求。同時財務管理論文，當社會收入分配差距拉大時，轉移性支出能夠縮小甚至彌補收入分配不均的缺口，穩定社會公平秩序。從供給方面講，轉移性支出也是一種典型公共品，具有很強的外部性特征。
因此，在財政支出結構上，投資性支出和消費性支出比重越大，表明財政的資源配置職能較強；轉移性支出比重越大，表明財政的收入分配職能較強。
二、變量選取與研究方法
（一）變量選取
本文選取1978—2006年社會公平指標、經濟增長指標以及財政支出結構指標共同構建VEC計量模型進行分析。各變量均為年度變量，并用GDP平減指數扣除物價因素的影響。由于中國統計年鑒中沒有GDP平減指數，這里借鑒司春林（2002）的做法，用公式進行換算，GDPiindex表示第i年的GDP指數，GDP1978index表示1978年GDP指數（1978年=100），GDPi表示第i年的名義GDP值，GDP1978表示1978年名義GDP值。需要指出，我國預算外支出結構不具有明顯特征，波動性較大，所以我們暫不考慮財政預算外支出，所有數據均來源于《中國統計年鑒2008》以及國研網教育版宏觀經濟年度統計數據庫。
（1）社會公平指標上我們選取全國居民收入基尼系數衡量。首先，選擇上梯形面積法計算城鎮居民和農村居民的基尼系數，具體計算公式為，Mi表示某一收入水平組家庭累計百分比，Qi表示某一收入水平組收入數累計百分比。其次，按照R.Msunarum公式計算全國居民收入基尼系數，具體計算公式為，G1G2分別表示農村居民和城鎮居民收入分配的基尼系數財務管理論文，P1P2分別表示農村居民和城鎮居民占總人口的比重，u1u2分別表示農村居民和城鎮居民的人均收入，u表示全體居民的人均收入，G表示全國居民收入的基尼系數。
（2）經濟增長指標上我們選取國內生產總值增長率衡量。根據當年國內生產總值增長率=（當年國內生產總值指數-100）/100公式計算而得，其中以上年國內生產總值指數為100。
（3）財政支出結構指標上我們分別選取財政投資性支出、消費性支出以及轉移性支出各自占財政總支出的比重來衡量。依據官方統計數據，財政投資性支出包括基本建設支出、挖潛改造資金和科技三項費用、支農支出以及科教文衛支出等；財政消費性支出包括增撥企業流動資金、地質勘探費、工業交通等部門事業費、國防支出以及行政管理費等；財政轉移性支出包括社會保障支出和政策性補貼支出等。
表1 變量定義表
變量名
變量解釋
變量名
變量解釋
Gini
全國居民基尼系數
GDP
國內生產總值增長率
GIV
財政投資支出占財政支出比重
GCS
財政消費支出占財政支出比重
GTR
財政轉移支出占財政支出比重
（二）研究方法
為了避免模型出現偽回歸現象，本文首先利用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩性，對非平穩變量進行處理，使之成為平穩時間序列。如果變量是單整的，借鑒Engle和Granger（1987）提出的協整理論進行Johansen協整檢驗，以確定財政支出結構與經濟增長、社會公平之間的長期穩定關系。進步利用Granger因果關系檢驗揭示變量之間因果關系，在此基礎上，建立向量誤差修正（VEC）模型，用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程，更加全面認識變量之間穩定的長期均衡關系和動態的短期關系；構造向量自回歸（VAR）模型，確定不同財政支出對經濟增長和社會公平的動態影響程度核心期刊。根據研究需要，構造出分析財政支出結構影響經濟增長和社會公平的計量模型1和模型2。同時，為了避免模型回歸分析中可能存在異方差和多重共線性問題，對變量數據取自然對數。其中，i是滯后階數，n是樣本個數，是擾動向量。
模型1：
模型2：
三、實證檢驗結果與分析
（一）單位根檢驗與協整檢驗
利用Dickey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列相關的ADF單位根檢驗法，滯后長度根據SIC法則自動選擇，檢驗變量的平穩性，對于非平穩性的變量進行差分處理使之成為平穩時間序列。表2的ADF檢驗結果顯示，樣本期間內僅有財政投資性支出和轉移性支出是非平穩時間序列財務管理論文，但是它們的一次差分都是平穩的時間序列，即這兩個序列都是一階單整I（1）。
表2 ADF檢驗結果
變量名
檢驗類型（c，t，k）
ADF檢驗值
伴隨概率p值
結論
lnGini
（c，t，0）
-2.0240*
0.0430
平穩
lnGDP
（c，t，3）
-3.9201*
0.0263
平穩
lnGIV
（c，t，0）
-3.2130
0.1023
非平穩
D（lnGIV）
（0，0，0）
-4.7690**
0.0000
平穩
lnGCS
（c，0，2）
-3.4119*
0.0198
平穩
lnGTR
（c，0，3）
-2.3022
0.1790
非平穩
D（lnGTR）
（0，0，2）
-3.2291**
0.0024
平穩
注：（1）檢驗類型（c，t，k）表示ADF方程中的截距、時間趨勢項和滯后階數；（2）*、**分別表示在5%、1%的顯著水平下拒絕原假設；（3）D表示對變量進行一次差分。
由于上述兩個變量都是一階平穩序列，其它變量都是水平平穩序列，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協整關系。如果它們之間具有協整關系，則表示雖然在短期內它們具有各自的變動規律，但在長期內卻存在著共同的變化趨勢。根據AIC、SC信息準則以及似然比LR統計量確定最優滯后階數值為2。
表3 協整檢驗結果
原假設
特征根
Trace 統計量
Max-Eigen 統計量
None
0.8595
131.22**
51.02**
At most 1
0.7939
80.20**
41.06**
At most 2
0.6003
39.13
23.84*
注：**表示在1%顯著水平下拒絕原假設；趨勢假設：時間序列有均值和線性趨勢項，協積方程只有截距項。
（二）VEC模型估計
表3的協整檢驗結果顯示，跡檢驗和最大特征根檢驗存在沖突財務管理論文，前者認為有2個協整關系存在，后者認為有3個協整關系存在。對于這樣的情況，檢驗估計得到的協整向量，并將選擇建立在協整關系的解釋能力上。同時，運用向量誤差修正模型，我們得到協整方程和誤差修正方程（見表4）。
表4協整方程和誤差修正方程
協整方程
模型1
LnGini=-1.70LnGIV+9.37LnGCS-0.19LnGTR+12.98
(5.40**) (-1.73) (2.63*)
模型2
LnGDP=2.47LnGIV-26.81LnGCS+1.38LnGTR-25.01
(-6.25**) (2.91*) (-3.58*)
誤差修正方程
模型1
DLnGinit=-0.30ecmt-1+0.10ecmt-2+0.34DLnGinit-1+0.24DLnGinit-2-1.45DLnGDPt-1+0.46DLnGDPt-2
(-2.75*) (1.74) (1.05) (0.73) (-2.55*) (0.71)
+0.26DLnGIVt-1+0.35DLnGIVt-2+0.27DLnGCSt-1-0.44DLnGCSt-2-0.19DLnGTRt-1+0.11DLnGTRt-2+0.11
(2.74*) (0.76) (2.91*) (-1.36) (-1.07) (2.56*)
模型2
DLnGDPt=-0.02ecmt-1-0.003ecmt-2+0.07DLnGinit-1-0.16DLnGinit-2+0.39DLnGDPt-1-0.41DLnGDPt-2
(1.27) (-3.13*) (0.59) (-2.38*) (2.15*) (-2.71*)
+0.17DLnGIVt-1+0.05DLnGIVt-2-0.08DLnGCSt-1-0.08DLnGCSt-2-0.05DLnGTRt-1-0.03DLnGTRt-2+0.10
(2.30*) (0.32) (-2.78*) (-0.65) (-2.82*) (-1.04)
注：**、*表示在1%、5%顯著水平下拒絕原假設。
需要指出，括號內數字為T檢驗值，基尼系數取對數為負數，所以模型1協整方程表明長期中財政投資性支出和轉移性支出與社會公平成正相關，且投資性支出貢獻度相對較大；財政消費性支出與社會公平無顯著關系。誤差修正方程表明社會公平變動偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度很慢。經濟增長率、財政投資性支出、消費性支出的一期滯后差分值和轉移性支出的二期滯后差分值對短期社會公平調整都有顯著影響。模型2協整方程表明財政支出對經濟增長都有顯著影響，消費性支出貢獻度相對較大。誤差修正方程表明經濟增長偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度更慢核心期刊。社會公平、財政支出以及前期經濟增長都對本期經濟增長的變動有顯著影響。
（三）因果檢驗
Granger（1988）指出，如果變量之間存在協整關系，那么也一定存在某種形式的Granger因果關系，或單向的，或雙向的。協整分析得出的經驗方程只能表示變量之間存在相關關系或至少一個方向的因果關系，要想揭示變量之間的因果關系，還需通過Granger因果關系檢驗。
表5Granger因果檢驗結果
Null Hypothesis
Obs
F-Statistic
Prob
結論
LnGini does not Granger Cause LnGDP
26
3.72906
0.0291
拒絕原假設
LnGDP does not Granger Cause LnGini
1.85800
0.1710
接受原假設
LnGIV does not Granger Cause LnGDP
26
2.77932
0.0692
拒絕原假設
LnGDP does not Granger Cause LnGIV
3.96284
0.0238
拒絕原假設
LnGCS does not Granger Cause LnGDP
26
0.07063
0.9749
接受原假設
LnGDP does not Granger Cause LGCS
0.70548
0.5605
接受原假設
LnGTR does not Granger Cause LnGDP
26
3.05082
0.0537
拒絕原假設
LnGDP does not Granger Cause LnGTR
2.39282
0.1004
接受原假設
LnGIV does not Granger Cause LnGini
26
2.96578
0.0581
拒絕原假設
LnGini does not Granger Cause LnGIV
0.37126
0.7746
接受原假設
LnGCS does not Granger Cause LnGini
26
0.54046
0.6604
接受原假設
LnGini does not Granger Cause LnGCS
0.96788
0.4283
接受原假設
LnGTR does not Granger Cause LnGini
26
2.33310
0.0815
拒絕原假設
LnGini does not Granger Cause LnGTR
0.23638
0.8699
接受原假設
表5檢驗結果與ECM模型基本一致，在Granger因果關系上，我們取10%置信度水平可得到如下結論：（1）社會公平是經濟增長的Granger原因，經濟增長不是社會公平的Granger原因。這表明我國社會公平問題比較復雜，經濟增長導致收入分配不均可能不是社會公平的決定性原因，可能還有人力資本和制度等原因。（2）財政投資性支出與經濟增長互為Granger因果，這符合凱恩斯乘數-加速原理。（3）財政投資性支出與轉移性支出既是經濟增長的Granger原因財務管理論文，又是社會公平的Granger原因。這表明除了擴大社會有效需求，財政投資性支出為私人創造了平等的受教育和醫療保健等起點公平條件，轉移性支出為私人脫貧致富的最終實現創造了結果公平條件。
（四）脈沖響應和方差分解
Johansen協整檢驗、向量誤差修正機制以及Granger因果關系檢驗僅能說明變量之間的長期或短期關系，而我們更關心系統沖擊對各個內生變量變化的貢獻度和各個變量對沖擊響應的方向、時滯效應以及穩定過程。為此，我們可以通過脈沖響應比較各種財政支出對社會公平和經濟增長的影響強度和方式，通過方差分解來進步評價不同財政支出對社會公平和經濟增長的貢獻度。
表6VAR模型平穩性檢驗
Root
Modulus
Root
Modulus
0.996398
0.996398
0.603642 - 0.570974i
0.830900
-0.864283
0.864283
0.603642 + 0.570974i
0.830900
-0.087091 - 0.859657i
0.864058
0.149442 - 0.727316i
0.742510
-0.087091 + 0.859657i
0.864058
0.149442 + 0.727316i
0.742510
0.691905 - 0.508023i
0.858382
-0.670197
0.670197
0.691905 + 0.508023i
0.858382
-0.600645
0.600645
0.798529 - 0.261842i
0.840363
-0.155832
0.155832
0.798529 + 0.261842i
0.840363
如果被估計VAR模型所有根的模倒數小于1，則其是穩定的。若模型不穩定，此時模型并不具有可逆性，脈沖響應函數的標準誤差是無效的。在考察變量響應之前，先檢驗VAR過程的穩定性，如表6所有根的模均小于1，可以肯定VAR過程是平穩的、可逆的。
圖1 基尼系數對一個標準差新息的響應 圖2 經濟增長率對一個標準差新息的響應
（1）由圖1可以看出，財政投資性支出標準差擾動對基尼系數前十期產生正向影響，第六期達到最大值0.018494，從第十一期起轉為負向影響，之后逐漸收斂，表明財政投資性支出對我國社會公平的影響具有一定滯后影響；財政轉移性支出標準差擾動對基尼系數產生負向影響，之后逐漸減弱，雖然其后過程有細微波動，但在整個沖擊響應階段保持微弱的負向影響，表明財政轉移性支出對我國長期社會公平有一定促進作用；而財政消費性支出對基尼系數的影響不穩定，波動較大，后期逐漸收斂。
（2）由圖2可以看出，財政投資性支出標準差擾動對經濟增長率交替產生正負影響，最終維持在-0.001410影響水平上，這表明財政投資性支出對我國經濟增長先表現出引致效應，隨后產生擠出效應；財政消費性支出和轉移性支出的標準差擾動對經濟增長率產生正向影響財務管理論文，其后過程雖有波動，但在整個沖擊響應階段對經濟增長率保持正向影響，這表明財政消費性支出和轉移性支出對我國經濟增長具有穩定的引致效應，不存在擠出效應。
圖3 基尼系數方差分解圖4 經濟增長率方差分解
（3）由圖3可以看出，財政消費性支出和經濟增長對基尼系數的影響很小，基尼系數預測方差主要受其自身、財政投資性支出和轉移性支出的影響，整個期間自身影響逐漸減弱最終鎖定43%，不同的是財政投資性支出和轉移性支出的影響都是逐漸增加，最終分別穩定在33%和13%。
（4）由圖4可以看出，經濟增長受其自身影響最大，除此之外基尼系數對其影響逐漸減弱至12.5%，財政投資性支出和消費性支出對其影響迅速增加至9%和13%，而整個期間財政轉移性支出對其影響基本穩定在3%。
四、研究結論與政策建議
經濟增長和社會公平是構建和諧社會可持續發展的重要基石。在社會公平與經濟增長日益沖突的背景下，本文從財政投資性支出、消費性支出和轉移性支出三方面對我國經濟增長和社會公平的影響進行了動態分析，最終研究結果表明：
（1）長期中社會公平有利于經濟持續增長，經濟增長對社會公平的影響不顯著核心期刊。但是，短期中經濟增長和財政支出對社會公平具有顯著影響。
（2）財政支出分別與經濟增長和社會公平存在協整關系。經濟增長和社會公平在發展變化中都存在著明顯的路徑依賴效應，反向誤差修正速度很慢，都需要不同財政支出的變動進行調整。
（3）在財政支出結構上，財政消費性支出對經濟增長具有顯著影響，財政轉移性支出對社會公平具有顯著影響，而財政投資性支出具有兩面性，基礎設施等物質資本投資對經濟增長的拉動作用顯著，科教文衛等人力資本投資對社會機會公平和結果公平創造了條件。
因此，從本文的研究結果和我國社會發展的現狀來看，根據不同時期既定政策目標和社會環境，政府應該適時調整投資性支出、消費性支出和轉移性支出在財政支出中所占比重。具體而言財務管理論文，可以從以下幾方面做起：
第一，在財政支出以促進經濟增長為首要目標的情況下，可以考慮增加財政消費性支出的同時，增加財政投資性支出。短期內，農村基礎設施、鐵路和公路等基本建設方面的投資性支出可以帶動經濟快速增長；長期內，科學、教育、文化和衛生等民生領域投資性支出可以緩解社會不公平壓力，這對我國經濟和社會的可持續發展具有重要意義。
第二，在財政支出以緩解社會不公平程度為首要目標的情況下，可以考慮適度提高財政轉移性支出比重的同時，適當增加民生領域財政投資性支出。不過，應特別注意不能簡單指望調整這類開支比重就能夠自動地實現改善社會公平的目標。因為，在我國社會公平是一個復雜的問題，不單單是收入分配不均的問題，制度結構與變遷所帶來的不公平更是關鍵之所在。
第三，財政支出不能片面地把經濟增長和社會公平對立起來，而應有所重點有所兼顧。一定程度的社會不公平才能促進經濟持續增長，進而維持社會整體公平以及高質量的公平。
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論文關鍵詞：金融危機，需求，中美貿易出口
一、引言
2007年由美國次貸危機引發的全球金融危機，已在世界范圍內產生相當深遠的負面影響。美國消費明顯減緩，影響了中美貿易間的往來。2006年我國對美出口額同比增長率基本維持在20%，但在金融危機的影響下，這個數據從2007年8月開始下降，2009年除12月份以外，其余月份我國對美出口額同比增長全都為負增長。作為高度依賴國際市場的出口大國，對美出口的下降，會直接影響到我國的國民經濟。
影響中美貿易出口有多種因素。而金融危機的需求傳導機制應該說是影響出口貿易最為重要的一個因素。此次金融危機使得許多消費者對美國經濟前景感到擔憂，對未來持悲觀的態度。據測算,美國經濟增長率每下降1%，中國對美出口就會下降5%~6%。美國消費減少，美國的經濟就步入衰退時代經濟學論文，而我國對美出口也會呈現出明顯的下滑態勢。
為化解金融危機給我國經濟帶來的影響，中國政府采取積極的財政政策和寬松的金融政策，計劃兩年內投資4萬億元擴大內需，保障經濟平穩運行。在擴大內需的條件下，中國的出口貿易可以更好地利用國內和國際兩個市場、兩種資源。
本文分析了2007年8月至2010年3月這段時期內，國內外需求對我國對美出口貿易的影響論文格式模板。這對促進中美貿易具有重要的實踐意義。
二、文獻綜述
學者對國際金融危機對出口貿易的影響程度眾說紛壇。在理論分析方面，姜鴻（2009）認為美國金融危機通過影響中國的出口、投資和消費，傳導到我國的實體經濟，但對我國實體經濟的總體影響程度有限。短期內我國應來取措施促進出口，長期內則應擴大內需，進行產業結構調整。王聰，張海云（2009）認為金融危機導致世界經濟整體下滑。短期內，外部需求萎縮、國際原材料價格上漲和人民幣升值導致的企業出口成本上升、國外銀行信貸緊縮導致的國內企業資金周轉能力下降以及貿易保護主義抬頭等因素使得中國出口貿易增速明顯下降。從中長期來看，外需明顯萎縮是影響中國出口貿易增長的主要因素。而裴長洪（2008）則認為應避免高估美國次貸危機對我國出口貿易的影響。美國經濟下滑,居民收入下降，將對其進口需求產生不利影響,但同時也會加大對進口廉價商品的依賴，只要我國商品繼續保持價格競爭優勢，可以克服美國經濟的不利影響。因此，美歐經濟不景氣，對我國出口增長和市場擴大未必是絕對的壞事。
在實證分析方面，田苗（2009）采用1997年第1季度至2008年第4季度的季度數據，運用VAR模型和脈沖響應分析了貿易伙伴國美國和歐元區國家GDP下滑對我國出口貿易的影響。其中美國的GDP增量在初期會對我國出口有一個短期的正效應，這種沖擊在第2期以前逐漸減小，但是在第2期以后，這種正沖擊效應放大說明美國GDP對我國的出口貿易的影響存在半年以上的時間推移。裴平、張倩（2009）選取了2007年4月至2008年12月的月度數據經濟學論文，實證研究了我國對前十大出口對象國的出口總額與這些國家的人均GDP、股市總市值、失業率，以及人民幣有效實際匯率之間的關系。結論是在國際金融危機背景下，這些國家的人均GDP下降和失業率增加，對我國出口貿易的負面影響很大；這些國家股市總市值的變化和人民幣實際有效匯率的波動，對我國出口貿易的負面影響較小。
三、國內外需求對中美貿易出口影響的理論分析
根據國際經濟學理論，一個國家的出口主要取決于該國真實的國民收入和本幣實際購買力有關。也就是說，中國對美出口取決于兩個變量：一是美國的國民收入。美國的國民收入可以用美國商品零售總額來代替，因為美國商品零售額在美國占個人消費開支的一半，相當于國內生產總值的三分之一，因而是觀察美國經濟增長狀況的重要指標之一；二是人民幣實際購買力，它與CPI和人民幣對美元匯率有關。人民幣對美元匯率在金融危機時期基本保持在6.82左右，變動幅度微小，因此不考慮人民幣匯率這一因素。
鑒于國內市場對國際市場具有一定程度的替代性，當出口在國際市場碰壁時，國內市場能夠將部分國際需求轉為內銷。本文用我國社會消費品零售額來代替我國需求，分析其在危機時期內對中美貿易出口的影響。
本文將美國商品實際零售總額（剔除了美國居民消費價格指數因素），中國社會消費品實際零售總額（剔除了中國居民消費價格指數因素）列為解釋變量，這樣不但考慮了居民消費價格指數這一因素，而且美國商品和中國社會消費品實際零售額比名義值更能準確地反映現實。
圖1顯示了2007年8月至2010年3月這一期間中國社會消費品實際零售額（RCR）和美國商品零售額(RUR)的走勢。由圖可見，RUR在這一時期明顯有減緩的趨勢，而RCR不斷在小幅上升。
四、國內外需求對中美貿易出口影響的實證研究
（一）、變量選取及數據來源
本文采用2007年8月至2010年3月時間段的月度數據進行分析論文格式模板。為取得實際值，各變量均剔除了物價因素。其中，我國對美出口額（EX）和我國社會消費品實際零售額（RCR）都剔除了我國居民消費價格指數（CCPI），美國商品實際零售額（RUR）剔除了美國居民消費價格指數（UCPI）。EX來源于中國海關經濟學論文，CR來源于中國統計局，UR來源于美國商務部，CCPI來源于中國統計局，UCPI來源于美國勞工部，CCPI和UCPI均為同比數據。
（二）、變量的單位根檢驗
為消除數據可能存在的異方差現象，將變量作對數處理，分別以LnEX、LnRCR和LnRUR來表示。通過Eviews利用ADF法對這三個時間序列及其差分序列進行單位根檢驗，結果如表1所示：
表1 ADF單位根檢驗
變量
檢驗形式
DW值
ADF值
1%臨界值
5%臨界值
檢驗結論
lnex
（c,n,1）
1.968759
-2.462022
-3.670170
-2.963972
非平穩
D(lnex)
(c,n,1)
1.921250
-4.032403
-3.679322
-2.967767
平穩*
Lnrcr
(c,t,0)
1.763556
-2.907864
-4.284580
-3.562882
非平穩
D(lnrcr)
(c,t,0)
1.934354
-5.388697
-4.296729
-3.568379
平穩*
lnrur
(n,n,0)
2.0922816
-1.317892
-2.641672
-1.952066
非平穩
D(lnrur)
(n,n,0)
1.999653
-5.337233
-2.644302
關鍵詞：協同創新；承諾；結構方程模型；層次回歸法；調節效應
農業科技創新是推進農業現代化，實現工業化、城鎮化、農業現代化協調發展的有效途徑之一，是“十二五”時期的一項重大任務，關系到農業發展、農村穩定、農民增收等重大問題。龍頭企業協同創新是農業科技創新進程中最有活力的創新方式之一，因而也吸引了越來越多學界的關注，然而，現有相關研究主要集中于協同創新的驅動因素方面，關于協同創新與企業績效之間的關系以及作用機制的研究卻較少。本文以承諾為視角，研究協同創新與龍頭企業績效之間的關系以及作用機制，以期対相關理論和實踐發展起到一定參考作用。
一、 文獻綜述與研究假設
1. 協同創新與農業龍頭企業績效的關系。1965 年，Ansoff首次提出協同的概念。在之后的二三十年間，國內外的大批學者對協同創新展開了研究，并取得了豐富的成果，然而，關于協同創新的概念卻始終未能達成一致。一種普遍認可的觀點認為，協同創新是指創新企業與外部環境之間既相互競爭、制約，又相互協同、受益，通過復雜的非線性相互作用產生企業自身所無法實現的整體協同效應的過程。新經濟時代的特征之一是科技與科技間的不斷融合，為獲取成功，創新型企業必須形成與上游或下游企業的垂直或水平的外部聯系。一般而言，協同創新比獨立創新更有利于提高企業的創新效率。協同創新可以集中不同企業的研發資源，整合它們的研發特長，分擔彼此的研發風險，提升每個企業的研發能力。Agusti等人研究發現，供應商和客戶、大學和科研機構、企業與競爭對手之間的協同創新關系有利于提高組織的創新績效。協同創新最大的優勢在于能夠提高創新的速度、質量，提高創新的運作效率[8]，供應商、制造商、銷售商、物流服務提供商和客戶在整個產品生命周期上的全方位協同創新，可以更好地滿足客戶的個性化需求、縮短響應時間，從而提高成員企業以及整個價值鏈的競爭力。協同創新可使企業獲得以下幾個方面競爭優勢：獲得外部經濟、降低研發成本、促進知識和技術的溢出、培育根植性、降低企業采用新技術風險、促進企業二次創新和專業的市場配套。
近幾年，我國的農業龍頭企業發展較快，不論在企業規模上還是產品質量上都獲得了很大進步，而這些進步在很大程度上則得益于協同創新。龍頭企業通過“龍頭企業+基地+高校”、“龍頭企業+上下游企業”、“龍頭企業+競爭對手”或“龍頭企業+顧客”等協同創新模式，不斷挖掘外部的創新資源，提升自身的創新能力，從而增強企業的競爭力。協同創新模式不僅有利于實現農業的產業化和現代化，而且還有利于促進工業、農業、服務業的協調平衡發展。可以說，農業龍頭企業依靠協同創新不僅獲得了巨大的經濟效益，還取得了良好的社會效益。由此，提出假設：
H1 a～b：農業龍頭企業協同創新與其經濟績效、社會績效正相關
2. 承諾的調節作用。盡管協同創新能夠為企業帶來巨大利益，但是，一個不容忽視的現實是協同創新并不一定能夠保證企業獲得滿意的預期效果。換句話說，成功的協同創新需要一定的條件。國內外學者認為影響協同創新的因素主要有：信任、互補性資產、參與程度、合作動機、客戶需求、組織柔性、高層管理者的支持等。此外，還有學者指出，合作關系中資源互補的特點會促使合作伙伴做出對應的承諾投入，在一個相互承諾的循環中，合作雙方的資源投入都會達到較高的水平，同時，承諾可以減緩合作伙伴的機會主義行為和道德風險。這是因為，情感承諾體現了一方對另一方的目標和價值觀的認同和情感依戀，因此有利于保持雙方志同道合的合作關系（Morgan & Hunt，1994；Wetzels et al，1998），而計算性承諾是合作方對合作關系的利益和成本的認同，這種基于現實利弊考慮的承諾也會將合作雙方緊密聯系在一起。因此，持久的承諾是合作雙方之間關系連續性的保證，是長期關系成功的必不可少的要素。在對主要龍頭企業負責人訪談的過程中，本文發現，在創新合作中，龍頭企業及其合作伙伴的情感承諾和計算性承諾的確發揮著作用，由此，提出假設：
H2a～b：情感承諾、計算性承諾在協同創新與經濟績效關系中有正向調節作用；
H3a～b：情感承諾、計算性承諾在協同創新與社會績效關系中有正向調節作用。
綜上所述，本文的研究模型如圖1所示。
二、 實證分析和假設檢驗
1. 樣本選取與數據收集。數據收集包括兩個階段：預調研階段（2012年7月）和正式調研階段（2012年8月～2013年2月）。預調研在北京2家農業龍頭企業進行，通過對核心管理者進行訪談并發放問卷，剔除不合適的題項，完善研究結構和問卷設計。正式調研主要集中在北京、天津、河北等地的農業龍頭企業，共發放問卷300份，回收有效問卷198份，有效回收率為66%。
2. 信度與效度分析。本文通過結構方程模型分析中常用的AMOS7.0軟件對正式調研的198份問卷進行驗證性因子分析。NFI=0.906，GFI=0.902，RMSEA=0.056，說明模型擬合較好，各個建構的Cronbach α系數和綜合信度系數均大于0.7，符合Nunnally（1978）關于探索性研究的內部一致性要求，表明量表的信度較高。在收斂效度上，幾乎所有測量條目的因子載荷都大于0.6，符合Hair等人（1992）建議的門檻值0.5。在判別效度上，各變量的AVE平方根均大于該變量與其他變量的相關關系，符合Fornell和Larcker（1981）的要求，表明判別效度較好，詳見表1。
3. 回歸分析與假設檢驗。本研究運用層次回歸法對研究假設進行檢驗。分析結果如表2所示。
（1）因變量對控制變量和直接效應的回歸。模型1和模型3是龍頭企業經濟績效和社會績效分別對控制變量和直接效應做回歸，由表3得知，協同創新與龍頭企業經濟績效、社會績效均存在正相關關系。因此，H1a、H1b得到驗證。
（2）因變量對控制變量、直接效應和調節效應的回歸。本文根據 Baron和Kenn以及溫忠麟、張雷和侯杰泰所建議的程序來檢驗調節效應。首先，為防止多重共線性，我們將自變量和調節變量進行標準化處理；然后，控制解釋變量（包括控制變量和自變量），檢驗因變量對交互效應的回歸系數是否顯著，如果顯著，表明有調節作用，否則沒有調節作用。模型1和模型3已經分別對控制變量和直接效應做了回歸，模型2和模型4分別加入自變量與調節變量的互動因子（協同創新和承諾的乘積項）。與模型1相比，模型2中的R2增加了2.9%（p
三、 結論、局限性和未來研究方向
1. 結論與討論。本文以承諾為視角，研究了協同創新與龍頭企業績效之間的關系以及作用機制，研究得出以下三點結論：
（1）協同創新與龍頭企業的經濟績效、社會績效均存在這正相關關系，這說明龍頭企業參與協同創新有利于獲得更高的經濟利益和社會評價。進一步，協同創新與龍頭企業的經濟績效關系更為強烈，這是因為協同創新的科技成果能使龍頭企業生產出更多適銷對路的產品，從而提升企業的經濟效益，而良好的社會效應則具有一定的滯后性。因此，在今后的發展過程中，與相關創新合作伙伴保持持久良好的合作關系仍是提升企業績效的有效方式之一。
（2）情感承諾、計算性承諾在協同創新與企業經濟績效之間的關系中發揮正向的調節作用。進一步，計算性承諾的調節作用比情感承諾的調節作用更為強烈，這一結論顯示了在當前的龍頭企業協同創新過程中，與情感認同相比，合作雙方對合作利弊的計算更能促進雙方的穩定合作。這可能是由于本文選取的樣本多為短期合作的企業。事實上，在訪談中，本文也發現，長期合作的企業雙方會對彼此的價值觀更加認同，從而產生情感承諾，而這一心理契約所產生的關系粘合作用更為持久穩定。
（3）情感承諾與計算性承諾在協同創新與企業社會績效關系中的調節作用差異較大。情感承諾發揮正向的調節作用，而計算性承諾是負向的調節作用。企業的社會評價來自于利益相關者，其中包括創新合作伙伴，因而彼此之間良好的情感依戀有利于企業獲得較高的社會評價，而對合作利弊的過多計算則會影響雙方的信任關系和正面評價。
2. 局限性與論文研究方向。本文在探討農業龍頭企業協同創新與其績效的關系以及承諾的調節作用方面做了努力，取得了一些成果，但仍有需要完善之處，今后的研究或許可從以下兩個方面進行完善：（1）協同創新與企業績效關系之間的影響因素有很多，囿于篇幅，本文只從承諾的視角進行了分析，今后的研究或許可以從其他視角展開；（2）為了保證數據獲取的有效性和真實性，本文只選取了我國部分省市的部分龍頭企業進行研究，因此，研究成果的普適性還有待后續研究進一步檢驗。
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基金項目：2010年國家社會科學基金重點項目“‘十二五’時期中國服務外包企業創新能力測評實證分析”（項目號：10AGL009）；2011年國家社會科學基金重大項目“‘十二五’時期我國發展的創新驅動戰略研究”（項目號：11&ZD004）。
【論文摘要】本文總結了國內外關于FDI與東道國經濟發展關系的研究，著重分析了FDI對中國的技術進步、自主創新和經濟增長等方面影響的理論及實證研究，得出了在新時期引導FDI在中國發展的結論。
中國要成為一個相對獨立的經濟體系，就要對發展外資進行考慮，在制定吸引外資的總體戰略時，要充分考慮外國直接投資(FDI)對中國經濟增長的效用。國內外的學者從不同視角就“FDI對中國經濟的作用效應”進行了研究。
1 FDI與技術進步
Lall[1]認為在一個日益全球化的世界中，發展中國家通過“自主開發”或“FDI依賴”兩種途徑中的任何一種來實現本國技術進步都是不可取的，只有在通過FDI引進先進技術的同時、建立起本地的R&D能力才有可能不在動態的工業化進程中被邊緣化。
江小娟[3]認為，利用外資與某種形式的技術轉移聯系在一起，能吸引外資在多方面促進國內企業的技術進步。嚴兵(2005)將外資作為一個獨立的生產要素納人到內資企業的生產函數中，通過建立一個能測度外資影響的生產函數證明了外資正面溢出效應的存在。
喻世友[5]等人討論了FDI是否能通過各種溢出渠道提高國內企業生產技術效率。他們的基本結論是FDI技術外溢對提高東道國企業技術效率影響很大;在對內資企業技術效率的影響方面，技術水平始終占據主導地位。
張建剛(2006)指出在不同的階段FDI的對我國的作用是不同的。從1991~1994年的4年間，FDI對中國技術進步的直接效應和間接效應都是不明顯的;從1996~2003年的8年間，FDI對中國經濟增長做出了直接貢獻，但間接效應是不明顯的;外商投資參與度對勞動生產率提高的影響越來越大，FDI在勞動生產率提高中的作用越來越重要。
2 FDI與自主創新
冼國明和嚴兵[6]利用1998~2003年省際層面的相關數據，對外資在中國創新能力方面的溢出效應進行了初步分析。結果表明，外資對中國的專利申請數量有顯著的正面溢出效應，但這種溢出效應主要體現在一些小型的創新項目上，如外觀設計專利。
蔣殿春和夏良科[7]運用面板數據模型分析了FDI對國內高技術行業企業技術創新能力的影響及其作用的途徑。結果表明，其競爭效應不利于國內企業創新能力的成長，但會通過示范效應和科技人員流動等促進企業的研發活動;在國內企業中，國有企業和其他所有制企業的技術創新模式不同，受FDI的影響也不同;國內企業的科技活動會對外商投資企業產生“擠牙膏”效應，激發其更強的創新動力。
李蕊[8]使用我國1998~2005年30個省(直轄市、自治區)的面板數據，通過計量分析的方法研究外商直接投資對我國不同地區的內資工業企業自主創新能力的影響。
3 FDI與經濟增長
Makki和Somwaru[2]分析了66個發展中國家過去30年的數據，驗證了FDI對貿易和經濟增長的正向關系，并肯定了FDI、貿易、人力資本和國內投資是經濟增長的重要來源。
程惠芳[9]應用內生經濟增長理論框架，就國際直接投資(FDI)對65個樣本國家經濟增長的影響進行理論和實證分析，認為FDI能內生技術溢出和技術進步，從而成為內生經濟增長的重要源泉。
姚樹潔[10]等人建立了研究FDI影響經濟增長的理論分析框架，提出了以往經濟文獻尚未涉及的兩個重要假設:第一，FDI是提高東道國生產效率的動力;第二，FDI是東道國生產邊界穩定狀態的移動器。他們還使用了地區數據，以確定外商直接投資和其它環境變量對不同地區的經濟績效是否產生不同影響。
4 結論
國際直接投資行為是東道國和投資者兩個能動的主體共同參與的，任何一方的決策都不僅僅要考慮自身的最大化目標和約束條件，還要考慮對方的決策，這是一個博弈的過程。目前的大多數理論只考慮跨國公司的決策因素，對東道國的行為機制研究的不夠。我們引進外資的目的就是為了利用外資帶來資本和技術，在該領域進行的各種研究工作也是為了能更好地利用外資。因此，我們需要的是以東道國利益作為價值判斷主要標準的理論，引導FDI在我國新時期的發展。 轉貼于
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江蘇省社會科學院世界經濟研究所。
2013年12月7日，江蘇省世界經濟學會2013昕年會、會員大會暨學術研討會在南京理工大學召開。本屆年會由江蘇省世界經濟學會主辦，南京理工大學國際經貿問題研究中心、南京理工大學經濟管理學院國際貿易學系承辦。會議的主題是世界經濟形勢與江蘇開放型經濟轉型升級。來自南京大學、東南大學、江蘇省社會科學院、江蘇省委黨校、南京農業大學、江南大學、南京財經大學、河海大學、揚州大學等高校和科研院所的知名專家學者以及博士生、碩士生參加了本屆年會。會議選舉產生了江蘇省世界經濟學會新一屆理事會，江蘇省社會科學院世界經濟研究所所長張遠鵬研究員當選為江蘇省世界經濟學會新一屆會長。
在年會開幕式上，南京理工大學經濟管理學院院長恢光平教授、江蘇省世界經濟學會會長朱乃新研究員先后致辭。
江蘇省社會科學院黨委書記、院長、南京大學教育部長江學者劉志彪教授首先作主題報告。他全面闡述了我國從全球價值鏈的低端向高端攀升的必要性和路徑，并分析了全球價值鏈分別與全球資金流動、經濟泡沫、環境污染和創新資源流動的關系，還向與會者提供了對全球價值鏈進行深入研究的思路。江蘇省政府研究室劉惟藍副主任在報告中強調要提高外貿增值率，強化自主品牌，提高服務貿易占比，注重進口對經濟的促進作用，發揮好外資的技術外溢效應，同時要更大力度地支持有實力的企業“走出去”。中國世界經濟學會副會長、東南大學經濟管理學院院長徐康寧教授在報告中認為，“中等收入陷阱”之說得不到普遍性事實的驗證，更不是一個經濟發展規律，增長“陷阱”與中等收入階段并無內在聯系，中等收入更不是“陷阱”的原因，而我國通過深化改革開放，發展空間仍然巨大，不會落入“中等收入陷阱”。南京大學經濟學院副院長于津平教授分析了我國改革開放以來經濟快速增長的原因和開放型經濟“兩頭在外”的特點，揭示了當前國際經濟形勢的主要變化，提出了我國開放戰略調整的方向。江蘇省世界經濟學會會長朱乃新研究員在報告中闡述了全面深化改革面臨的國際經濟環境與對策，他認為美國次貸危機和歐債危機以來全球經濟的特點是低增長、多起伏、深調整，國際經濟關系的深刻變革給我國經濟發展帶來了機遇和挑戰，我們應努力營造積極的國際和周邊環境，提升自身的政治影響力、經濟競爭力、形象親和力和道義感召力，并積極參與全球經濟治理。江蘇省世界經濟學會原會長程極明教授今年已經84歲高齡，仍然精神矍鑠，他系統總結了美歐大國的發展歷程和特點，認為發達的高等教育和領先的科技水平是支撐美國經濟充滿活力的原因，而重視實體經濟則是德國經濟發展的主要特點。他還從宏觀的角度闡述了中美歐大國關系的發展態勢和世界經濟的未來走勢。
南京財經大學國際經貿學院院長張為付教授分析了東亞一體化的糾結，即政治對抗與經濟合作并存，他認為中美合作將決定東亞合作的進程。江南大學商學院武戈教授通過投入產出模型的分析，將服務業的最終需求引致碳排放分為直接效應、自溢效應、自給效應、反饋效應和溢出效應，認為服務業的最終需求引致二氧化碳排放量大于直接碳排放量，從而提出對長三角服務業低碳轉型的政策建議。江蘇省社會科學院區域發展研究中心助理研究員周睿通過開放經濟條件下的可計算一般均衡模型，模擬了在不同的關稅減讓情景下中國加入TPP后的關稅減讓對中國宏觀經濟及產業部門的影響，他認為關稅減讓雖然降低了政府收入，沖擊了農業部門，但對整個經濟增長而言是有幫助的。南京大學長江三角洲經濟社會發展研究中心副主任黃繁華教授從環境庫茨涅茨曲線、貿易中隱含的碳排放問題、碳關稅等角度分析了碳排放約束下我國高技術產品出口問題。東南大學經濟管理學院碩士研究生劉冰分析了我國FTA建設現狀，并與TPP進行了比較，指出我國FTA存在著開放度不夠、談判議題不夠全面和深入、能力建設欠缺等需要進一步努力和完善的地方。南京理工大學經濟管理學院碩士研究生崔鵬歌通過對江蘇省服務貿易依存度、服務業FDI依存度、服務業整體開放度及服務貿易競爭優勢的分析，提出對江蘇省服務業進一步對外開放的政策建議。南京農業大學金融學院林樂芬教授分析了中美新型大國經濟關系的制約和促進因素，探討了中美新型大國經貿關系的構建與全球經濟治理改革的中美互動。她認為，中美新型大國經貿關系的建立不僅擴展了兩國自身利益，也是為世界提供了一個新型大國關系的模式。新疆農業大學經濟與貿易學院講師、南京農業大學經濟管理學院博士研究生張慶萍從政治、經濟、法律、勞動力市場、農業與環境、土地使用的可能性六個方面分析了俄羅斯、烏克蘭和哈薩克斯坦的農業投資環境，認為這一地區具有較強的農業投資吸引力，中國應該加強與這三個國家在農業投資方面的合作。
為鼓勵博士生和碩士生積極參與經濟學前沿問題研究，本屆年會設研究生論文獎。會議共收到論文52篇，大會邀請知名專家對其中以研究生為第一作者的論文進行了評審，評選出一等獎4名、二等獎8名、三等獎9名。學會領導在大會上向獲獎作者頒發了獲獎證書。
在會員大會上，學會第七屆理事會匯報了本屆理事會的工作和財務報告，會員們對第七屆理事會的工作給予充分肯定，并向第七屆學會會長朱乃新研究員表示敬意和感謝。隨后，大會選舉產生新一屆理事會。江蘇省世界經濟學會自1980年9月成立以來，已經走過了33個年頭，在江蘇省哲學社會科學界聯合會和江蘇省社會科學院的關心和支持下，在全體會員的不懈努力下，每年正常開展學術交流活動，學會規模不斷擴大，影響力不斷增強，已經成為江蘇省世界經濟研究工作者交流思想，進行科研合作的重要平臺。
關鍵詞：產業集聚；生產函數；特色產業
1.河北省產業集聚現狀
河北省地處華北地區，環抱京津兩地，屬于國家劃定重點發展的京津冀都市圈。河北省地理位置比較優越，依山傍海，有著各種地形優勢條件，資源也比較豐富，是資源大省。處于河北省一線城市的石家莊、保定、廊坊、唐山、秦皇島等是經濟發展比較高，實力比較強的經濟區域。其主導的產業群有精品鋼材、優質建材、醫藥制造、設備制造、視頻制造、現代物流、新技術產業等。
由于經濟、文化等方面的制約，河北省無論是傳統產業集聚還是高新技術產業集聚的發展，都受到外部環境、自身集聚的完善程度以及集聚主體的共同影響，盡管當前河北省大部分產業已經有了一定規模的空間集聚，但是這種集聚只是地理上的聚集，并沒有形成真正意義上的產業集聚，各個企業和各類機構沒有形成真正的網絡合作體系，產業集群區內資源配置效率不高，競爭能力不強。
河北省目前的產業群只能被動獲得初步的集聚效應。從嚴格意義上講，河北省沒有獲得以共同行動為主要集聚效應的產業群，而是獲得經濟外部性帶來的集聚效應，這種效應是一種被動的、非動態的效應，這種效應帶來的效益也是有限的。此外，產業群的產業鏈短，產業分工并不發達，很多產業以初級加工方式為主，這反過來也限制了產業鏈的延長，而且分工層次低，專業化分工也不夠發達。如清河羊絨產業群區域內，梳絨業是當地擁有企業最多的行業，分布在各個羊絨專業村，規模比較小，勞動力密集，技術含量偏低。與梳絨業有前向聯系的梳絨機市場雖初具規模，后向聯系的紡織加工業卻處于起步階段，從事深加工的企業發展水平還很低，區域內雖然也出現了相應的包裝廠、運輸隊等，但還處于未成熟時期，沒有建立精細的專業化分工體系，所以不能保證產業鏈的各個環節都實現現代化生產。
2.河北省產業集聚狀況實證研究
有關產業集聚效應的測度，國外經濟學家早有探索，他們一般采用生產函數法來度量產業集聚效應。測算公式如：W=AQβLγ來估計地區的集聚經濟效應。但是對該公式進行了修改，并對集聚經濟效應進行測量分析，通過收集時間序列P、Q、K的數據，通過對上式兩邊去對數，得到，lnP=lnA+βlnQ+γlnK。通過SPSS軟件進行回歸分析，進而得出的值β、γ，通過計算h=（1+γ）/（1-β）來衡量集聚經濟效應。當h>1，則說明該地區的規模報酬遞增；當h=1，則規模報酬不變；當h
通過收集河北省1998-2012年規模以上工業企業的利潤總額、規模以上工業企業的工業總產值以及規模以上工業企業的固定資產凈值進行計算，利用spss22對上述樣本數據進行分10年為一個時間段進行分時段回歸，這樣可以保持數據的連續性，也可以分析出不同年份的差異。根據分段的時間跨度應根據計量分析中樣本數一般為方程中解釋變量數 5―10 倍的要求，由于集聚經濟效應 h 的計量方程中有 2 個解釋變量，故取 10 年可達到要求。根據以上的結果，帶入公式h=（1+β）/（1-γ），計算出各時段的h值。
由以上數據表明，河北省產業集聚經濟效應并不好，只有在第一個時間段呈現規模報酬遞增，從2008年起，工業產業集聚效應就呈規模遞減，并且遞減程度逐漸加大。
再計算得出各時間段的h值對應的內部集聚經濟指標（ISE）、布局集聚經濟指標（LOC）和城市集聚經濟指標（UBE）這三個指標。以h為因變量，ISE、LOC、UBE為自變量，利用spss22進行回歸，得到：
h=31.905-0.017ISE+19.249LOC+0.16UBE
3.結論與建議
從上述結果分析可知，內部集聚經濟ISE的系數為負，說明企業生產規模的擴大反而降低了集聚效應，呈現規模不經濟；布局集聚經濟系數為正，說明河北省工業產業結構較為合理，有些行業可以通過結合自身的優勢來發展特色產業；城市集聚經濟系數為正，說明工業企業間的協作與分工對河北省產業發展起到促進作用，但對河北省產業集聚的貢獻很小，表明河北省工業企業間的專業化分工協作程度還很弱，產業鏈的銜接并不緊密。總的來說，河北省的產業集聚經濟效應并不理想。因此，政府應該出臺相關的政策來支持產業集聚的發展。擴大產業集聚的規模，促進特色產業群的發展，并加強產業群之間各個企業的聯系，促進企業與市場接軌，最終以發展河北省產業為目標，使河北的發展又快又好。
（作者單位：河北大學）
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