經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)精選(五篇)

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

篇1

在經(jīng)濟全球化的發(fā)展背景下，我國的經(jīng)濟得以高速發(fā)展，但是環(huán)境也不可避免的遭到了破壞。環(huán)境惡化狀況在一天天的加重，大氣、水資源以及土地也遭到了不同程度的破壞。許多野生動植物賴以生存的棲息地慘遭破壞，因此許多物種也在逐漸的消失；同樣也是人類為了經(jīng)濟的發(fā)展，而對森林進行過度的砍伐以及對礦產(chǎn)資源的瘋狂開采。上述的種種行為都有悖資源可持續(xù)發(fā)展理論，不僅影響著當(dāng)前環(huán)境的保護，也為人類以后的生存發(fā)展帶來了潛在威脅。環(huán)境保護問題比較復(fù)雜，一般涉及三個方面，即技術(shù)、管理以及制度。技術(shù)方面就是我國對于環(huán)境保護沒有自己獨特的有效技術(shù)，常常使得結(jié)果差強人意；管理方面就是我國對于環(huán)境保護的不重視，沒有加強對于環(huán)境的監(jiān)視，也沒有獨立的環(huán)境保護部門；最重要的當(dāng)然屬于制度問題了，制度可以規(guī)范人們的行為，也可以限制生產(chǎn)過程中對環(huán)境的進一步破壞，但是由于我國制度的不完善，治理環(huán)境的結(jié)果也不太理想。

二、經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的關(guān)系

（一）內(nèi)在的本質(zhì)關(guān)系

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

（二）外在的協(xié)調(diào)關(guān)系

經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的外在協(xié)調(diào)關(guān)系，其實就是它們之間的動態(tài)均衡關(guān)系，既存在著一種發(fā)展邏輯，又順應(yīng)社會主義市場經(jīng)濟的客觀條件。當(dāng)今經(jīng)濟全球化的發(fā)展體系中，我覺得環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)也該參與進來，因為環(huán)境保護是經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，也是提升經(jīng)濟競爭力的主要因素。國家在實行環(huán)境保護政策的過程中，雖然提高了企業(yè)的生產(chǎn)成本以及產(chǎn)品的價格，但同時也刺激了經(jīng)濟市場，這也為環(huán)保技術(shù)的創(chuàng)新與發(fā)展提供了機遇。處理它們之間的外在關(guān)系，就是讓經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護始終都處于一種動態(tài)均衡，既順應(yīng)了經(jīng)濟的發(fā)展，也讓環(huán)境得以最大限度的保護。

三、經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的協(xié)調(diào)措施

（一）相對制度的構(gòu)建以及完善

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

（二）體升環(huán)保人員的專業(yè)素質(zhì)

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

（三）社會以及其他方面的支持

環(huán)境保護是全社會都應(yīng)該關(guān)注以及支持的事情，它不是具體某一個人的，更不是某一類人的。我們要在全社會領(lǐng)域進行環(huán)保宣傳，強化普通百姓的環(huán)保意識，為可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造良好的發(fā)展條件，同時也營造了環(huán)境保護的社會氛圍，間接創(chuàng)造了環(huán)保經(jīng)濟市場。其次，我們也應(yīng)該引導(dǎo)企業(yè)對環(huán)境進行保護，讓他們通過技術(shù)創(chuàng)新來提高自己的競爭力，使他們充分地參與到環(huán)保市場中。這樣的環(huán)保手段不僅可以體現(xiàn)出企業(yè)的社會責(zé)任，也可以直接刺激到環(huán)保經(jīng)濟市場。

四、總結(jié)

篇2

一、贛州資金流量流向運行狀態(tài)及特點

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

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

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

二、贛州資金流量與經(jīng)濟增長相關(guān)性論證

資金流是隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展而來，區(qū)域規(guī)劃及產(chǎn)業(yè)發(fā)展是吸引外來資金的源動力，為了更有力的說明這一觀點，下面將運用相關(guān)性與回歸分析來計量單位數(shù)量資金凈流入帶來GDP增長數(shù)量。

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

(二)資金凈流入與GDP增長的相關(guān)程度。相關(guān)系數(shù)是測定變量之間線性相關(guān)關(guān)系密切程度的指標(biāo)，通常相關(guān)系數(shù)用字母r表示。計算資金凈流入與GDP之間的相關(guān)系數(shù)為0.7096，資金凈流入與GDP增長的相關(guān)系數(shù)r為0.7096，說明外來資金流入對贛州經(jīng)濟增長影響的相關(guān)程度為中等線性相關(guān)，也就是說贛州GDP的增長對外來資金的依賴程度較大。

(三)構(gòu)建資金流量與經(jīng)濟增長預(yù)測模型。由上述相關(guān)分析可以看出，資金流量與GDP之間存在線性關(guān)系，可以進一步建立資金流量與GDP的回歸模型，并通過樣本回歸方程對經(jīng)濟發(fā)展進行預(yù)測。①建立回歸方程:Y=β0+β1X+ε，其中，β0、β1為未知參數(shù)，β1為回歸系數(shù)，表示X每變動一個單位時所引起的因變量Y的平均變動量，ε為隨機因素。代入數(shù)據(jù)，經(jīng)計算得出一元線性回歸方程為:依據(jù)判定系數(shù)r2對方程的擬合優(yōu)度進行檢驗，經(jīng)計算得出r2等于0.5036，屬于中等擬合。②下半年經(jīng)濟回歸預(yù)測。根據(jù)2010－2012年的資金凈流入情況，我們發(fā)現(xiàn)，2011年比2010年基本翻番，2013年與2012年的資金凈流入增長趨勢跟2011年與2010年的相似，因此，我們參照2011年的同比增速來測定2013年后兩個季度的資金流量，3、4季度的資金凈流入量分別為185億元、213億元，對2013年度后兩個季度的GDP進行預(yù)測，對應(yīng)的兩個季度的GDP預(yù)測值分別為326億元、344億元。從圖5看擬合效果，預(yù)測值與實際值之間的擬合度較高，從趨勢上看，2012年之前的擬合效果優(yōu)于2012年之后。

三、資金流量流向分析結(jié)論解讀

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

(二)經(jīng)濟貨幣化影響增大，貨幣對GDP的拉動降低，資金效率下降。經(jīng)濟行為中，實體經(jīng)濟行為比例降低。不斷擴大的資金流同時也由物價因素、虛擬經(jīng)濟因素等表現(xiàn)出來。

篇3

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

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

引言

2012年，義烏市登記流動人口數(shù)為159.5萬，遠遠超出常住人口。同時，2012年《中國城市競爭力報告》顯示，義烏市在中國最具競爭力百強縣（縣級市）排行榜排名位列14名。經(jīng)濟增長主要是資本投入、勞動投入的增加、技術(shù)的進步，這其中又以人的因素為首，人的素質(zhì)的提高才能推動技術(shù)的快速進步和產(chǎn)出的高速增長。發(fā)達國家的經(jīng)濟實踐表明人力資本是經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的動力。因此，從影響經(jīng)濟增長的源頭因素來看，人力資本才是重要的因素，大量的流動人口對義烏市的社會發(fā)展和經(jīng)濟建設(shè)起到了巨大的推進作用。

一、文獻綜述及概念界定

人力資本由舒爾茨（Schultz Theodore W，1960）首先提出，并經(jīng)貝克爾（Becker Gary，1964）等人的補充和發(fā)展，形成人力資本理論。20世紀(jì)80年代中期以來，以盧卡斯（Lucas，1988）和羅默（Romer，1986）為代表人物的“新經(jīng)濟增長理論”將人力資本作為同物質(zhì)資本一樣的獨立生產(chǎn)要素納入經(jīng)濟增長模型之中，運用微觀的方法分析了人力資本對經(jīng)濟增長的作用，認為人力資本存量的差異會直接影響全要素生產(chǎn)力，從而影響長期的經(jīng)濟增長率。新貿(mào)易理論的代表克魯格曼（Paul Krugman）認為，人力資本和物質(zhì)資本一樣，也受到產(chǎn)業(yè)集聚等因素的重要影響，生產(chǎn)要素通過流動產(chǎn)生空間上的集聚，會對一個區(qū)域的經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響 [1]。

國內(nèi)對人力資本的研究起步較晚，中國經(jīng)濟正由粗放式增長向集約式增長轉(zhuǎn)變，加之有豐富的人力資源，因此，國內(nèi)學(xué)者更加關(guān)注人力資本對經(jīng)濟增長的影響。侯亞非和王金營以教育作為人力資本的外生變量來分析人力資本對經(jīng)濟增長的影響 [2]；顧加寧對中國人力資本的集聚現(xiàn)狀進行了實證分析 [3]；郭永昌分析了上海市閔行區(qū)外來人口的基本特征、集聚成因和空間集聚基本形式與演化過程，并在此基礎(chǔ)上提出大城市外來人口的重構(gòu)模式 [4]。

針對國內(nèi)外學(xué)者對人力資本的研究，本文提出的“區(qū)域動態(tài)人力資本”在本質(zhì)意義上與舒爾茨的人力資本的概念相同，它是指某一區(qū)域動態(tài)流動的、受過一定教育的、具有某種學(xué)歷（教育水平）和技能特征的勞動力。在本文的研究中，以流動的務(wù)工經(jīng)商勞動力作為研究對象，所具有的教育水平和技能稱之為人力資本。需要說明的是，動態(tài)人力資本應(yīng)包括人力的流入與流出兩個方向，但義烏數(shù)量眾多的中小企業(yè)提供較多的就業(yè)崗位，流出的人力資本相對流入的比例較小，因此在本文中將忽略流出人力資本存量。

二、義烏市動態(tài)人力資本存量分析

動態(tài)的務(wù)工經(jīng)商勞動力的數(shù)據(jù)來源于義烏市2012年的流動人口數(shù)據(jù)分析報告和境內(nèi)13個鎮(zhèn)街6 863份流動人口問卷調(diào)查情況匯總，得出義烏市流動人口的結(jié)構(gòu)狀況 [5]。

（一） 以年齡、性別、學(xué)歷構(gòu)成的人力資本

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

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

（二）以職業(yè)分布的人力資本

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

（三）來源地和工作地觀察下的人力資本

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

三、義烏市人力資本與區(qū)域經(jīng)濟的關(guān)系

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

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

人力資本可促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展，有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級，特別是有利于發(fā)展高科技產(chǎn)業(yè)。2012年，義烏市第三產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值略高于第二產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)所占比重最低，僅為2.63%。經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律證明，發(fā)達國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)為主，而第三產(chǎn)業(yè)中的高科技產(chǎn)業(yè)比重較大。義烏市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然存在不合理之處，需要進一步調(diào)整和完善，通過發(fā)展以高科技產(chǎn)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。同時，人力資本存量的提升可使高素質(zhì)的人力資源發(fā)揮優(yōu)勢，使用更先進的機器、設(shè)備等，從而極大地提高了勞動生產(chǎn)效率，節(jié)約生產(chǎn)成本。人力資本的轉(zhuǎn)化會推動了勞動密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高產(chǎn)業(yè)的資本收益率，使第三產(chǎn)業(yè)得到快速發(fā)展，進而推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。因此，人力資本對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級有不可低估的影響。但是義烏市高素質(zhì)、高學(xué)歷人才多分布于學(xué)校內(nèi)，對科技的轉(zhuǎn)化效率存在一定制約。

（二）人力資本結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟的影響

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

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

相反，義烏專業(yè)性人才對經(jīng)濟增長的貢獻比較低，其原因可能有兩個：一是高層次人才多是決策的制定者，而不是執(zhí)行者，其貢獻率不能直接體現(xiàn)在經(jīng)濟指標(biāo)上；二是因為高層次人才做的多是創(chuàng)造性的工作，成果的轉(zhuǎn)化有滯后性，有可能低估高層次人才的作用。因此，在高層次人才的發(fā)展上，筆者提出如下兩點建議：一是提升地區(qū)高層次人才的能力和素質(zhì)，不斷增強他們的創(chuàng)新能力，培養(yǎng)更適合義烏市場具體情況的人才，為經(jīng)濟發(fā)展做出更大的貢獻；二是吸引其他地區(qū)的高層次人才來本地區(qū)工作，尤其是海外的高層次人才。

（三）人力資本影響區(qū)域中心城市及城市群的形成

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

四、結(jié)論

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

義烏市人力資本流動還存在區(qū)域流動結(jié)構(gòu)不合理、人力資本區(qū)域流動方向不均衡、人力資本區(qū)域利用效率低等問題。人力資本區(qū)域流動對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)聯(lián)效應(yīng)總體上還有進一步提高的空間，進一步調(diào)整人力資本跨區(qū)域流動的方式和結(jié)構(gòu)，合理規(guī)劃人力資本區(qū)域流動發(fā)展戰(zhàn)略是推動區(qū)域經(jīng)濟增長的根本動力。

參考文獻：

[1] Paul Robin Krugman with Masahisa Fujita and Anthony Venables.The Spatial Economy-Cities，Regions and International Trade[M].Cambridge：MIT Press，1999.

[2] 侯亞非，王金營.人力資本與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變[J].人口研究，2001，（3）.

[3] 顧加寧.人力資本的區(qū)域集聚效應(yīng)與中國的研究現(xiàn)狀[J].人力資源，2006，（7）.

[4] 郭永昌.大城市邊緣外來人口的空間集聚與重構(gòu)——以上海市閔行區(qū)為例[J].地域研究與開發(fā)，2006，（5）.

篇4

關(guān)鍵詞：教育投入；經(jīng)濟發(fā)展；動態(tài)影響

2012年兩會提出要實現(xiàn)財政教育投入占生產(chǎn)總值比例4%的目標(biāo)，根據(jù)目標(biāo)測算，湖南財政教育經(jīng)費投入要達到671億元。同時，湖南還要全面實施《湖南省建設(shè)教育強省規(guī)劃綱要》，那么，如何評估教育投入效率、它與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系、動態(tài)影響程度如何，均需要進行科學(xué)的測度與定量分析，這樣才能為湖南省教育投入政策提供理論基礎(chǔ)和實證依據(jù)。

一、教育與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系研究現(xiàn)狀

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

從以上國內(nèi)研究可以看出，大多采用全國的數(shù)據(jù)整體分析中國教育投入與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，而有關(guān)湖南省教育投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的文獻廖廖無幾。另外，有關(guān)教育投入與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的研究大多是靜態(tài)分析，沒有分析動態(tài)影響，本文借鑒C-D生產(chǎn)函數(shù)，設(shè)定時間虛擬變量，選取資本、勞動力和教育投入等生產(chǎn)要素，建立非線性函數(shù)模型對湖南教育投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展進行動態(tài)分析。

二、研究設(shè)計

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

其中，GDP代表經(jīng)濟發(fā)展水平，D為時間虛擬變量，K為資本投入量，L為勞動投入量，E為教育經(jīng)費投入量，A代表科技進步，α、β、γ分別代表資本、勞動力和高等教育投入要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)，λ為時間影響系數(shù)，i為虛擬變量個數(shù)。

對上式兩邊取自然對數(shù)，可得：

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

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

選取1978-2011年的樣本數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來自《湖南統(tǒng)計年鑒》和《湖南教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》[6]，數(shù)據(jù)處理及計算過程均使用Eviews7.2完成。

三、湖南教育投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的實證分析

通過對各樣本數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗，LnGDP、LnE、LnK和LnL四個變量的原序列和一階差分均具有單位根，是非平穩(wěn)的。但經(jīng)過二階差分后，四個變量平穩(wěn)，都是一階單整序列，并通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)因變量能被自變量的線性組合解釋，兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[7]。運用Eviews使用普通最小二乘法（OLS）對各變量進行回歸分析[8]，分析結(jié)果如表1所示：

表1 湖南經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)表

由表1可得到湖南經(jīng)濟發(fā)展與各投入要素間的動態(tài)回歸方程為：

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

運用普通最小二乘數(shù)對不含有時間虛擬變量的湖南經(jīng)濟發(fā)展進行回歸分析，得到誤差平方和為656.507，自由度是N-3，即60。而含有時間因素的動態(tài)模型的誤差平方和為434.653，其自由度為N-3-虛擬變量個數(shù)，即58，構(gòu)造F統(tǒng)計量：

計算出的F值為14.47，而在5%的顯著性水平下，查F統(tǒng)計量表得F0.05（2，58）=3.14，14.47大于3.14，時間影響通過了F檢驗，說明添加了時間限制條件后，誤差平方和的變化大，考慮湖南高等教育經(jīng)費投入對經(jīng)濟發(fā)展的影響時加入時間虛擬變量進行動態(tài)分析是必要的。

四、結(jié)論及政策建議

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

1.加大財政教育投入力度。從實證結(jié)論可以看到，財政教育投入的增加對經(jīng)濟增長具有促進作用，加大財政教育的投入力度，將會擴大全社會教育投入，積累人力資本，促進自主創(chuàng)新。雖然湖南省高等教育總經(jīng)費投入每年呈現(xiàn)增長的趨勢，但與全國相比，其投入還顯得較少。2011年湖南高等教育總經(jīng)費投入為649.76億元，只占全國總經(jīng)費的3.86%。2010年，湖南財政性教育經(jīng)費投入占GDP的比重只有3%，還未達到國家所規(guī)定的國家財政性教育經(jīng)費支出占生產(chǎn)總值比例4%的目標(biāo)。因此，加大湖南省政府高等教育經(jīng)費的投入尤為重要。

2.完善高等教育經(jīng)費籌措法制保障。加大教育財政法規(guī)政策執(zhí)行的監(jiān)督力度，促使各級政府嚴(yán)格按照《教育法》規(guī)定，確保各級財政預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費支出達到“三個增長”，保證教育經(jīng)費持續(xù)穩(wěn)定地增長，努力爭取實現(xiàn)國家財政性教育經(jīng)費投入達到生產(chǎn)總值4%的目標(biāo)，完善依法多渠道籌措資金的高等教育財政體制，確保“渠開水滿”。

3.鼓勵推動民辦教育發(fā)展。積極引導(dǎo)民間資金投資到教育領(lǐng)域，無疑是緩解湖南高等教育投入不足的一個良好舉措；民辦高校辦學(xué)比較靈活，可以將競爭機制引入教育領(lǐng)域，專業(yè)設(shè)置也較有針對性，有很強的社會適應(yīng)性。目前，民辦高校中的湖南涉外經(jīng)濟學(xué)院在全國排名前十名，實力較為雄厚，主要培養(yǎng)技術(shù)人才，如模具制作、車工、電腦程序員等，很大程度上彌補了高校服務(wù)社會的人才缺口，培養(yǎng)了大批有一技之長的專業(yè)技術(shù)工人。因此可以借鑒湖南涉外經(jīng)濟學(xué)院的成功經(jīng)驗，制定各種優(yōu)惠政策鼓勵社會力量辦學(xué)，大力發(fā)展民辦高校。

4.加強產(chǎn)學(xué)研結(jié)合。促進高等院校等科研機構(gòu)與企業(yè)合作，把理論知識迅速轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實的生產(chǎn)力。努力搭建高校、科研院所與企業(yè)之間產(chǎn)學(xué)研合作的橋梁，提升企業(yè)的研發(fā)能力，推動企業(yè)自主創(chuàng)新。建立以企業(yè)為主體、市場為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系，是建設(shè)創(chuàng)新型國家和創(chuàng)新型省份的基本要求。因此，大力開展高校、院所與企業(yè)的產(chǎn)學(xué)研合作，發(fā)展高等學(xué)校科技企業(yè)和企業(yè)集團，加大高等學(xué)校科技園區(qū)或生產(chǎn)力促進中心的建設(shè)，將科技發(fā)明的優(yōu)勢快速地轉(zhuǎn)為效益和經(jīng)濟上的優(yōu)勢；另外，高等學(xué)校可以憑借自身在人力、科技、信息、實驗設(shè)備等多方面的優(yōu)勢，開展多種形式的科技服務(wù)、合作項目以及信息咨詢等活動，不斷拓寬高等教育經(jīng)費來源渠道，增強資金總量的供給。

參考文獻：

[1] Schultz T W.Investment in human capital[J].American Economic

Review，1961，51（1）.

[2] Becker G.Human Capital（2nd ed）[M].The University of

Chicago Press，1975.

[3] 肖小虹.貴州經(jīng)濟增長與教育投入的實證分析[J].財經(jīng)

問題研究，2010，（8）：119.

[4] 陳霞.中國高等教育投入與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)關(guān)系分析[J].

云南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2010，（1）：77.

[5] 趙樹寬，余海晴，劉戰(zhàn)禮.高等教育投入與經(jīng)濟增長關(guān)

系的理論模型及實證研究[J].中國高教研究，2011，

（9）：11-14.

[6] 中華人民共和國國家統(tǒng)計局.1979-2012年湖南統(tǒng)計年

鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社.

[7] 陽玉香.教育投入對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展貢獻率的實證分析

[J].求索，2012，（7）：254.

篇5

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

[中圖分類號]X82 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1002-736X（2015）06-0125-04

一、引言

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

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

另外，當(dāng)前的研究的范圍有兩種趨勢，一是僅進行省、市層面的小規(guī)模分析，二是進行國家或超大經(jīng)濟體層面的大規(guī)模分析。小規(guī)模分析忽略了經(jīng)濟與環(huán)境這個系統(tǒng)的復(fù)雜性，忽略了地區(qū)之間地理上或經(jīng)濟上的聯(lián)系；超大規(guī)模的分析規(guī)律性很強，卻又在對局部區(qū)域的指導(dǎo)功能上有所欠缺。西南地區(qū)作為七大地理分區(qū)之一，包括四川、重慶、云南、貴州和五省（區(qū)、市），不僅保持了地區(qū)之間地理上或經(jīng)濟上的聯(lián)系，而且還呈現(xiàn)出一定規(guī)模上的區(qū)域規(guī)律性。同時，西南地區(qū)自然資源類型復(fù)雜多樣，區(qū)域差異明顯；隨著國家西部大開發(fā)的推進和新絲綢之路經(jīng)濟帶的建立，西南地區(qū)的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化進一步推進，經(jīng)濟發(fā)展速度明顯加快，自然生態(tài)環(huán)境發(fā)生了較大變化。因此，為了推動西南地區(qū)區(qū)域整體發(fā)展、改善自然生態(tài)環(huán)境，有必要以西南地區(qū)為研究對象，就該區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量影響進行分析。基于以上考慮，本文基于西南地區(qū)五省（區(qū)、市）近年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，先對經(jīng)處理得數(shù)據(jù)進行因果性檢驗，然后基于AHP構(gòu)造測度區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的綜合指數(shù)，最后針對EKC假設(shè)進行驗證分析。鑒于此，本文在西南地區(qū)環(huán)境經(jīng)濟數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上首次實證研究了西南地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響。通過探究西南地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間的波動規(guī)律，探索西南地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量之間是否存在EKC關(guān)系，本研究在定量分析的基礎(chǔ)上對于評價西南地區(qū)的環(huán)境經(jīng)濟現(xiàn)狀、推動西南地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展以及提升西南地區(qū)的生態(tài)質(zhì)量具有重要價值。

二、基本理論概述

（一）因果檢驗

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

其基本原理是：響應(yīng)變量的變化量是自身滯后期的變化量、其他輸入變量的變化量以及誤差修正項的函數(shù)。考慮兩個經(jīng)濟變量（xt，yt）的包含滯后差分項和誤差修正項的VECM。模型表示如下：

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

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

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

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

（二）層次分析法

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

λ1=λmax >n，其余特征值有如下關(guān)系：∑ni=1λi=n-λmax。在AHP中，引入一致性指標(biāo)CI來作為測度判斷矩陣偏離一致性的指標(biāo)，其表達公式為：CI=λmax - n/n-1。衡量不同階判斷矩陣是否具有滿意的一致性，須引入判斷矩陣的平均隨機一致性指標(biāo)RI值。當(dāng)階數(shù)大于2時，判斷矩陣的一致性指標(biāo)CI與同階平均隨機一致性指標(biāo)RI之比稱為隨機一致性比率，記為CR。當(dāng)CR=CI/RI

（三）EKC假設(shè)

EKC假設(shè)經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量單向影響，而環(huán)境質(zhì)量對經(jīng)濟發(fā)展雙向影響。通常情況下，EKC在實證研究中存在二次型、三次型和對數(shù)行等多種模型。考慮簡化模型：

三、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量動態(tài)關(guān)系的模型研究

（一）區(qū)域環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的確定

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

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

（二）區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展一環(huán)境質(zhì)量動態(tài)關(guān)系模擬

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

四、實證結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)的來源與處理

歷年的GDP總量與GDP指數(shù)均來源于對應(yīng)年份的相應(yīng)省份的《統(tǒng)計年鑒》。但是，由于部分統(tǒng)計年鑒并未公布全部相關(guān)數(shù)據(jù)，導(dǎo)致部分數(shù)據(jù)出現(xiàn)缺省，本文采取應(yīng)對之策是利用非缺省數(shù)據(jù)的年均增長率作為缺省數(shù)據(jù)的估計值。同時為處理的方便，對原始數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，計算公式為：

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

（二）計量模型的構(gòu)建與分析

基于近年來西南五省（區(qū)、市）相關(guān)數(shù)據(jù)和上述模型構(gòu)建流程，平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明：在給定的顯著性水平α=0.05下，該區(qū)域的人均實際GDP、單位GDP32業(yè)廢水排放總量、單位GDP32業(yè)廢氣排放總量、單位GDP32業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量等7個時間序列均為一階單整序列；協(xié)整檢驗結(jié)果顯示：在給定的顯著性水平α=0.05下，各變量之間均存在一個協(xié)整方程，即人均實際GDP和單位GDP工業(yè)廢水排放總量、單位GDP工業(yè)廢氣排放總量，單位GDP工業(yè)固體廢物產(chǎn)生總量、單位GDP工業(yè)煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業(yè)粉塵排放總量之間均存在長期協(xié)整關(guān)系；按照SIC和SC準(zhǔn)則，最終確定向量誤差修正（Vector Error Correction，VEC）方程的最優(yōu)延遲階數(shù)為1。至此，進行每個變量之間的長短期因果性檢驗，其具體結(jié)果如表-2所示。由表-2可知，在給定的顯著性水平α=0.05下，t檢驗結(jié)果顯著，說明各種工業(yè)污染物的排放會對上期長期趨勢的偏離產(chǎn)生反應(yīng)，即人均實際GDP是造成污染物排放變化的長期原因；在給定的顯著性水平α=0.1下，x2檢驗結(jié)果顯著，說明各種工業(yè)污染物的排放會對上期短期趨勢的偏離產(chǎn)生反應(yīng)，即人均實際GDP是造成污染物排放變化的短期原因。

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

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

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