序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經濟發展動態范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

一、贛州資金流量流向運行狀態及特點

(一)經濟景氣分析。資金總流量環比與資金總筆數環比之間的比較是經濟景氣的重要指標，當筆數環比大于資金流環比時說明經濟處于下滑期，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經濟下滑，贛州經濟整體上處于上升期，但是2012年—2013年2季，贛州經濟整體處于下滑期，2012年全年資金總流量環比小于資金總筆數環比，2013年1季度處于上升期，二季度重回下滑期，由于受外部經濟影響，贛州經濟上行出現了一些困難。

(二)資金效率分析。資金效率分析指標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代表的是實體經濟，那么，這種比值也表示資金對實體經濟的拉動效率。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、虛擬經濟因素等表現出來。

(三)資金流動特點。通過贛州資金流量、流向、經濟景氣、資金效率四個指標狀況分析，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;一是資金流量呈現兩種運行狀態，即2008年—2009年2季度低量平穩狀態和2009年3季度—2013年2季度資金流量放量擴張狀態;二是資金流向表現出產業承接與振興蘇區政策扶持的區域流向特征;三是資金效率由饑餓狀態變為邊際下降;四是經濟景氣出現由上行轉下行走勢。②資金流量分布集中;贛州與省內之間的交易占67.8%，與外省交易區域集中在北京、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、贛州資金流量與經濟增長相關性論證

資金流是隨著區域經濟發展而來，區域規劃及產業發展是吸引外來資金的源動力，為了更有力的說明這一觀點，下面將運用相關性與回歸分析來計量單位數量資金凈流入帶來GDP增長數量。

(一)指標選取與指標檢驗。①支付業務發展指標。本課題采用贛州市支付系統清算資金中的資金凈流入作為支付業務發展的主要考察指標(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地區經濟發展指標。本課題選取贛州市生產總值(GDP)作為區域經濟增長指標，即因變量。③變量指標穩定性檢驗。由于資金凈流入變量與GDP為時間序列，因此需要進行穩定性檢驗，為此，采用ADF檢驗法對資金凈流入與GDP進行平穩性檢驗，經檢驗，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統計值，為平穩時間序列。

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

(三)構建資金流量與經濟增長預測模型。由上述相關分析可以看出，資金流量與GDP之間存在線性關系，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濟發展進行預測。①建立回歸方程:Y=β0+β1X+ε，其中，β0、β1為未知參數，β1為回歸系數，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。代入數據，經計算得出一元線性回歸方程為:依據判定系數r2對方程的擬合優度進行檢驗，經計算得出r2等于0.5036，屬于中等擬合。②下半年經濟回歸預測。根據2010－2012年的資金凈流入情況，我們發現，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進行預測，對應的兩個季度的GDP預測值分別為326億元、344億元。從圖5看擬合效果，預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于2012年之后。

三、資金流量流向分析結論解讀

依據贛州資金流量流向運行狀態和特點以及贛州資金流量與經濟增長相關性論證得出以下分析結論:(一)贛州經濟增長與資金凈流入接近高度正相關，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。經濟模型與現實經濟之間的擬合度屬于中等擬合。

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

篇(2)

[關鍵詞]環境質量；非線性回歸模型；EKC；環境質量綜合指標；經濟發展

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

一、引言

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

不同時期的學者從各自的角度對該問題進行了研究和論述。早期人們認為經濟系統的產出增加，必然導致環境資源的使用增加，同時向環境中排放各類廢棄物的量也增加，即經濟發展必然造成環境破壞。伴隨某些不可再生環境資源的消耗，經濟發展必然受到影響甚至停滯或衰退。然而，人類社會具有復雜性，不斷進步的技術為我們提供了各類替代資源以及廢棄物處理技術，頻發的生態災難也讓人們更加關注對生態環境的改善與保護，這給經濟發展與生態環境的相互作用帶來了變化：低經濟發展水平下，環境質量隨經濟發展而下降，但是，高經濟發展水平下，環境質量卻隨經濟發展而提高。諸多學者運用不同的模型對此理論進行了驗證或創新分析。目前，這一領域的實證研究多是基于EKC理論而展開。EKC是指環境質量會隨著經濟發展水平的提高呈現首先惡化繼而好轉的趨勢，即環境污染狀況與人均GDP水平之間表現為“倒U型”的數量關系。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，作為呈現典型倒“U”型的EKC在其他地域的普適性備受質疑。在研究方法方面，以聯立方程模型為代表的結構性方法是以經濟理論為基礎來描述變量之間關系的傳統計量經濟學方法。但是通常情況下，經濟理論并不足以對經濟變量之間的動態關系提供嚴密的說明，而且方程的左端和右端都有可能出現內生變量，這使得參數估計和統計推斷變得異常艱難。向量誤差修正模型（Vector ErrorCorrection Model，VECM）作為典型的非結構化的多方程模型成功解決了上述問題。

另外，當前的研究的范圍有兩種趨勢，一是僅進行省、市層面的小規模分析，二是進行國家或超大經濟體層面的大規模分析。小規模分析忽略了經濟與環境這個系統的復雜性，忽略了地區之間地理上或經濟上的聯系；超大規模的分析規律性很強，卻又在對局部區域的指導功能上有所欠缺。西南地區作為七大地理分區之一，包括四川、重慶、云南、貴州和五省（區、市），不僅保持了地區之間地理上或經濟上的聯系，而且還呈現出一定規模上的區域規律性。同時，西南地區自然資源類型復雜多樣，區域差異明顯；隨著國家西部大開發的推進和新絲綢之路經濟帶的建立，西南地區的工業化與城鎮化進一步推進，經濟發展速度明顯加快，自然生態環境發生了較大變化。因此，為了推動西南地區區域整體發展、改善自然生態環境，有必要以西南地區為研究對象，就該區域的經濟發展對環境質量影響進行分析。基于以上考慮，本文基于西南地區五省（區、市）近年的統計數據，先對經處理得數據進行因果性檢驗，然后基于AHP構造測度區域環境質量的綜合指數，最后針對EKC假設進行驗證分析。鑒于此，本文在西南地區環境經濟數據的基礎上首次實證研究了西南地區的區域經濟發展對環境質量的影響。通過探究西南地區經濟發展與環境質量之間的波動規律，探索西南地區的經濟發展與環境質量之間是否存在EKC關系，本研究在定量分析的基礎上對于評價西南地區的環境經濟現狀、推動西南地區的經濟發展以及提升西南地區的生態質量具有重要價值。

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，只要經濟變量之間存在協整關系，就可以由自回歸分布滯后（Auto Regressive Distributed Lag，ARDL）模型推導出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就是含有協整約束的VAR模型，其多應用于具有協整關系的非平穩時間序列的建模。VECM可以用來檢驗人均GDP與環境質量指數之間的因果性。

其基本原理是：響應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。考慮兩個經濟變量（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系。

Step 2：對輸入變量的系數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要求多個經濟變量之間存在長期協整關系，而長期協整關系存在的條件為經濟變量的數據序列具有相等的平穩階數，因此應當首先利用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法對各變量進行平穩性檢驗；然后采用Johansen協整檢驗方法對響應變量與各輸入變量分別進行協整檢驗；最后依照SIC和SC準則，確定所構建模型的最優延遲階數。

（二）層次分析法

在AHP中，為了使決策判斷定量化，常常根據一定的比率標度將判斷定量化。一種常用的1～9標度方法表示。依據矩陣理論：設λ1，λ2，…，λn是矩陣A=（aij）n×n的特征值，當A具有完全一致性時，λ1=λmax=n，其余特征值均為零；當A不具有完全一致性時，

λ1=λmax >n，其余特征值有如下關系：∑ni=1λi=n-λmax。在AHP中，引入一致性指標CI來作為測度判斷矩陣偏離一致性的指標，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RI值。當階數大于2時，判斷矩陣的一致性指標CI與同階平均隨機一致性指標RI之比稱為隨機一致性比率，記為CR。當CR=CI/RI

（三）EKC假設

EKC假設經濟發展對環境質量單向影響，而環境質量對經濟發展雙向影響。通常情況下，EKC在實證研究中存在二次型、三次型和對數行等多種模型。考慮簡化模型：

三、區域經濟發展與環境質量動態關系的模型研究

（一）區域環境質量綜合指數的確定

真實的經濟發展狀況與環境質量現狀需要用“好”的評價指標來表征，因此評價指標體系的建立是構建經濟發展與環境質量動態關系計量模型的關鍵。參考相關文獻，結合具體實踐，本文選取人均實際國內生產總值（Gross DomesticProduct，GDP）作為衡量經濟發展水平的指標。環境質量指的是在一定的范圍和時間內，環境的總體或某些要素對人類的生存、生活和發展的適宜程度，一般包括大氣、水質和噪聲方面的環境質量。因此對于環境質量的衡量，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境質量的指標，具體包括單位GDP工業廢水排放總量、單位GDP工業廢氣排放總量，單位GDP工業固體廢物產生總量、單位GDP工業煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業粉塵排放總量等。

為確定區域環境質量綜合指數，本文采用AHP方法確定各污染物排放量的權重。首先根據各污染物排放總量對區域經濟發展的影響程度的不同構造判斷矩陣；然后，利用MATLAB數據軟件對判斷矩陣進行特征值求解和處理，得到各自權重；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操作。到此，得到區域環境質量綜合指數的測算公式如下所示：

（二）區域經濟發展一環境質量動態關系模擬

結合上述前期工作，基于人均GDP與各污染物排放總量的數據，以前者為響應變量，以后者為輸入變量，繪制散點圖，運用不同函數模擬人均GDP和環境質量綜合指數的數量關系。鑒于上述，區域經濟發展對區域生態環境質量影響模型的構建過程如圖-1所示：

四、實證結果與分析

（一）數據的來源與處理

歷年的GDP總量與GDP指數均來源于對應年份的相應省份的《統計年鑒》。但是，由于部分統計年鑒并未公布全部相關數據，導致部分數據出現缺省，本文采取應對之策是利用非缺省數據的年均增長率作為缺省數據的估計值。同時為處理的方便，對原始數據進行標準化處理，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）計量模型的構建與分析

基于近年來西南五省（區、市）相關數據和上述模型構建流程，平穩性檢驗結果表明：在給定的顯著性水平α=0.05下，該區域的人均實際GDP、單位GDP32業廢水排放總量、單位GDP32業廢氣排放總量、單位GDP32業固體廢物產生總量、單位GDP工業煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業粉塵排放總量等7個時間序列均為一階單整序列；協整檢驗結果顯示：在給定的顯著性水平α=0.05下，各變量之間均存在一個協整方程，即人均實際GDP和單位GDP工業廢水排放總量、單位GDP工業廢氣排放總量，單位GDP工業固體廢物產生總量、單位GDP工業煙塵排放總量、單位GDP二氧化硫排放總量和單位GDP工業粉塵排放總量之間均存在長期協整關系；按照SIC和SC準則，最終確定向量誤差修正（Vector Error Correction，VEC）方程的最優延遲階數為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檢驗結果顯著，說明各種工業污染物的排放會對上期長期趨勢的偏離產生反應，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檢驗結果顯著，說明各種工業污染物的排放會對上期短期趨勢的偏離產生反應，即人均實際GDP是造成污染物排放變化的短期原因。

結合MATLAB軟件，得到各指標權重分別為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。

基于上述指標權重和公式（3），構建環境質量綜合指標。在此基礎上，經多次模擬試驗證實：運用Quadratic函數對人均實際GDP和環境質量綜合指標之間的動態關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的經濟發展與環境質量之間的演變規律，經多次試驗觀察，分別以Inverse、Cubic、Power等函數形式擬合單位GDP工業廢水排放總量、單位GDP工業廢氣排放總量，單位GDP

業固體廢物產生總量、單位GDP工業煙塵排放總量、單位GDPZ.氧化硫排放總量和單位GDP工業粉塵排放總量與人均實際GDP之間的趨勢關系。實證結果如表-3所示。并由之可以看出，標準的EKC曲線并不符合西南地區的實際。

篇(3)

關鍵詞：湖北民族地區；全局主成分分析；經濟發展

基金項目：湖北省自然科學基金項目（軟科學研究計劃）（批準號：BZY12023）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

原標題：湖北省民族地區經濟動態發展水平研究

收錄日期：2015年4月4日

一、引言

少數民族地區的經濟發展是實現民族“共同團結奮斗、共同繁榮發展”目標的關鍵，也是實現湖北經濟社會發展的薄弱環節和關鍵所在。湖北少數民族縣市共10個，包括恩施州的8縣市（恩施市、利川市、建始縣、巴東縣、宣恩縣、咸豐縣、來鳳縣、鶴峰縣）和宜昌市的長陽縣和五峰縣，人口共計247萬，國土面積近3萬平方公里，占湖北省的15.8%。由于自然地理因素和歷史條件等多方面的原因，民族地區經濟發展基礎薄弱，經濟總量不大，是湖北經濟發展的“短板”，多數經濟指標存在5～10年較大的差距。2013年，10個民族縣市的GDP為670億元，僅占湖北的2.83%。因此，深入研究湖北民族地區的經濟動態發展情況，緩和發展失衡、協調區域發展，顯得十分迫切和重要。

民族地區經濟發展水平和發展模式研究，主要集中在三個方面：一是研究指出民族地區經濟發展失衡的原因。高新才等（2006）全面考察了西北民族地區經濟發展中存在的多重差距，認為多重差距的產生是由區域產業結構不合理、區域產業發展水平低等導致。周民良（2008）提出民族地區經濟呈現出經濟增長、結構優化、效益改善的趨勢，但是民族地區的經濟發展方式還沒有發生變化。李美娟（2012）認為區位條件、不平衡的區域發展戰略、少數民族文化等原因導致了云南少數民族地區經濟發展失衡；二是研究探討民族經濟發展的有效途徑。任維德（2005）認為民族地區經濟發展可從中央政府通過強有力的政治領導、切實可行的法律與政策、規范地方政府之間的競爭等著手，以及民族地區要從立足自身、認識差距、圍繞制度創新、技術創新等方面著手發展民族地區經濟。姚F（2009）分析創意產業與西部民族地區經濟發展之間關系，得出創新產業的特點非常契合西部民族地區經濟發展，將會成為西部民族地區經濟發展的引擎。劉萍萍（2014）分析了生態文明視角下我國民族地區經濟的模式，依據民族地區資源稟賦優勢，實現民族地區經濟增長和可持續發展；三是區域經濟發展水平的評價研究。劉堅等（2009）基于全局主成分分析方法和雷達圖分析方法，動態描述了重慶東南地區區域經濟差異。馮建中等（2012）采用時序全局主成分分析方法研究河南省經濟動態發展水平，得出經濟發展動態軌跡與客觀實際能夠很好的吻合。鹿晨昱等（2012）根據地理信息系統技術，采用主成分分析和空間自相關分析方法研究西北民族地區經濟發展的空間分異，得出西北民族地區的經濟發展水平的較高聚集區太少、較低的聚集區太多，存在極化效應較強的“熱點”現象。

基于上述研究，本文擬采用全局主成分分析方法，以湖北10個民族縣市2003年、2009年和2013年相關的統計數據為樣本，對湖北省民族地區經濟動態發展進行分析，并綜合評價湖北省民族地區經濟動態發展水平，并提出相應的對策和建議，為湖北省民族經濟發展提供定量和定性的決策參考。

二、指標設定、數據說明與分析方法

本文以湖北省少數民族縣市經濟動態發展為研究內容，建立縣域經濟動態發展的指標體系，基于《湖北省統計年鑒》2003～2013年數據、湖北縣域經濟考核2003～2013年數據，采用全局主成分分析方法評價湖北省少數民族地區經濟發展水平。

（一）指標設定和數據說明。指標設定：基于全面性、代表性和可操作性等原則，以及相關的研究成果，本文建立涵蓋經濟、人均收入、產業結構和發展后勁等4個方面的11個指標，據此觀察湖北少數民族地區的經濟發展動態情況。具體指標體系如表1所示。（表1）

數據說明：根據湖北省民族地區2003～2013年經濟發展的原始數據，構成湖北省民族地區的經濟動態發展的數據表。本文以該數據表為分析對象，評價湖北省少數民族地區經濟動態發展水平。

（二）分析方法

1、采取全局主成分方法的原因。目前，地區經濟發展水平的研究方法主要有綜合指標法、層次分析法、模糊評價法等方法，這些方法各有其優勢，但又有其局限性，即在具體分析過程中模型精度是難以控制的。由于本文采取較多的指標體系，且要保證模型的精度，故采取全局主成分方法，其思想本質是對高維變量進行降維，將多指標客觀地轉化為少數幾個綜合指標，盡可能地反映原來變量的信息，能夠保證系統分析的統一性，整體性和可比性。本文建立11個具體指標分析湖北少數民族地區經濟發展水平，以主成分分析方法為前提條件，即按時間順序排放的數據表序列進行主成分分析。

2、全局主成分分析法的前提條件。全局主成分方法是有前提條件的，其需要原始變量之間存在較強的相關性，因為原始變量之間不存在較強的相關性，就無法提出包含原始變量間共同特征的幾個綜合指標。因此，在進行主成分分析時，需要對原始變量間的相關性進行檢驗。對原始變量間的相關性的檢驗一般轉為KMO檢驗。KMO檢驗是Kaiser1974年提出的，它是檢驗原始變量是否適合進行主成分分析的方法。一般來說，KMO>0.5適合進行主成分分析，KMO

3、全局主成分法分析的具體步驟。（1）確定分析目標，建立指標體系，收集數據；（2）對原始數據進行標準化處理，消除變量在數量級或量綱上的影響；（3）計算標準化處理后數據的相關系數矩陣；（4）求解相關系數矩陣的特征值、特征向量和方差貢獻率；（5）確定主成分個數，提取主成分；（6）計算各主成分的權重，綜合各主成分并計算評價目標綜合得分。

三、湖北民族地區經濟動態發展水平全局主成分分析

基于湖北省10個少數民族縣市11項經濟指標的原始評價數據，根據全局主成分分析方法，采用SPSS統計軟件進行計算分析，可得湖北省民族地區經濟動態發展水平。

首先，對這11項指標的原始數據進行標準化處理，然后對其進行KMO檢驗和巴列特球度檢驗。其檢驗結果為：KMO值為0.739，該值是大于0.5；巴列特球度檢驗的卡方統計量為514.274；P值為0.000，該值是少于0.05，這些檢驗結果說明本文所建立的指標體系是可以進行主成分分析的。

基于SPSS軟件，可得湖北省民族地區經濟動態發展的全局主成分分析的總方差解釋，如表2所示。（表2）從表2可知，前面2個主因子F1、F2的累計方差貢獻率為76.325%，這說明這2個主因子的包含原始變量的信息量達到了76.325%。因此，可用這2個主因子F1、F2替代原來的11個指標。

隨后，可得F1、F2的載荷矩陣，該矩陣是表示F1、F2與變量x1，x2，…，x11之間的相關系數，即這兩個主因子能在多大程度上解釋這11個指標的信息。兩個主因子的載荷矩陣見表3。（表3）從表3可知，第一個主因子F1在原始指標x1、x3、x4、x6上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區的總體經濟因素和人均經濟因素，因此，第一個主因子F1可以命名為湖北省民族地區總體經濟水平和人均經濟水平因子。第二個主因子F2在原始指標x8、x9上有較大的載荷，這些指標主要反映的是湖北省民族地區的經濟結構因素，因此第二個主因子F2可以命名為湖北省民族地區經濟結構因子。

之后，將這2個主因子的載荷矩陣除以相應特征根的算術平方根，可得這2個主因子的得分，如表4所示。（表4）基于這2個因子得分系數矩陣，可得這2個主成分的表達式：

F1=0.358x1+0.338x2+0.344x3+0.344x4+0.288x5+0.362x6+0.324x7+0.050x8+0.125x9+0.227x10+0.363x11

F2=0.012x1+0.134x2+0.085x3+0.160x4-0.201x5-0.037x6-0.193x7+0.514x8+0.620x9-0.470x10+0.010x11

其中，x1，x2，…，x11是經過標準化處理后的變量。基于上述公式，可得湖北省民族地區10個縣市2003年、2009年和2013年的F1，F2兩個主因子的得分，見表5。（表5）表5所表示的湖北省10個民族地區經濟發展水平在F1、F2兩個主因子的得分，但是這只是反映湖北省民族地區經濟發展的某一個方面，不能綜合地反映湖北省民族地區經濟發展水平。因此，需要對F1、F2兩個主因子進行綜合分析。以F1、F2兩個主因子的方差貢獻率為權重，加權后得到一個衡量湖北省民族地區經濟發展水平的綜合評價得分函數；

F=0.653F1+0.110F2

根據湖北省民族地區中10個縣市的主因子F1、F2的得分，代入到上式中，可得湖北省民族地區10個縣市的綜合得分，如表6所示。（表6）

四、結論和政策建議

（一）結論

1、民族縣市經濟發展水平不斷提高。比較2013年、2009年、2003年數據，10個民族縣市經濟發展綜合得分顯著提高，表明這10年間民族地區經濟發展較快，而且研究表明，2009～2013年的發展速度，比2003～2009年進一步加快。具體而言，2003年民族地區的經濟發展水平的綜合得分為負數；2009年除了恩施市和長陽縣，其他8個民族地區得分為負數，但每個縣市得分得以提高；2013年各縣市綜合得分都為正數。

2、民族縣市發展梯隊特征已經顯現。恩施市、長陽縣在2003～2013年的經濟發展水平排名都是名列第一、第二，說明恩施、長陽在湖北民族地區經濟發展水平較好，成為名副其實的第一梯隊。宣恩縣和咸豐縣的經濟發展水平排名都是擺尾，說明宣恩縣和咸豐縣的經濟發展空間巨大，需要更多強有力的措施。其余縣市處于發展中游位置。

3、民族縣市經濟發展水平表現較大差異。從模型結果來看，10個民族縣市的經濟發展水平，特別是經濟總量、人均收入、財政收入等均表現出較大的差異，最高的與最低的相差近6倍，這與各縣市資源分布不均衡、經濟結構調整的思路和政策執行等方面均有較大聯系，這與湖北民族縣市的經濟發展水平的實際情況是相符合的。

4、民族縣市綜合排名出現調整變化。比較2003年、2009年、2013年10個民族縣市經濟發展排名，恩施在2009年取代長陽后，保持第一位置；咸豐位次從末位上升為第7位，利川躋身前三甲，巴東穩定在3～4位之間，建始、來風位次一直在第5位、第8位。鶴峰從第3位下降至第6位。

（二）政策建議

1、依托武陵山試驗區先行先試金字招牌，加快深化改革創新步伐。湖北省民族地區10個縣市涵括在武陵山試驗區中，因此湖北省民族地區可以依托武陵山試驗區進行經濟發展。首先，湖北省民族地區可以與國家層面進行創新對接，積極落實國家在民族地區各項經濟政策；其次，與大武陵圈進行創新對接，湖北省民族地區可與武陵山民族區域進行橫向比較，在經濟合作和交往中，實現規劃銜接，遵循市場經濟規律，避免惡性競爭；最后，可與省級層面進行創新對接，促進湖北省民族地區經濟建設“深入轉型”，從“開發”轉向“開放”，從“開山門”轉向“開腦門”，從“打基礎”步入“快富民”，從“工程項目大干快上”步入“基本公共服務均等化”，從“政策輸血”到“形成造血機制”。

2、加強交通基礎設施建設，提高產業承載容納能力。首先，建設綜合大交通。構建“兩縱兩橫”大通道，“兩縱”指安（安康）張（張家界）常（常德）鐵路和安（安康）吉（吉首）高速公路。構筑“周邊廣輻射、城鄉全覆蓋、銜接大交通、快速集疏遠”的干線公路網絡，形成“干支相連、惠民便民”的農村公路網絡；其次，加強生產要素保障。激活民間資本，拓寬直接融資渠道，發展多層次的資本市場體系，以實現項目、資金、資本的有效連接為目標，支持發展村鎮銀行、小額貸款公司、私募基金；最后，做好產業基礎配套。加大對湖北省民族地區經濟開發區和工業園區支持力度，完善配套設施和服務平臺建設，促進產業集群發展。有效提高土地承載能力，提升城鄉電力、通信、郵政、網絡、廣播電視等設施體系建設水平，推進城市公交、供水、燃氣、污水和垃圾處理向周邊村延伸。

3、發揮資源要素稟賦優勢，著力培植壯大特色優勢產業。首先，發展文化旅游業。湖北省民族地區旅游資源豐富，文化積淀深厚，是古人類文化的發祥地、巴文化的搖籃。把民族地區作為鄂西圈旅游開發資金重點投向地區之一，打造具有較高知名度和吸引力的品牌景區和精品線路，實現湖北省民族地區旅游經濟一體化，形成拉動經濟增長極；其次，發展特色農產品加工業。湖北省民族地區經濟植物多達3，000余種，有藥用植物達2，000余種，適宜各種山野菜生長的土壤、氣候。依托資源優勢，建設優質糧食、畜禽、水產、蔬菜、森林食品、茶葉、煙葉、油料、藥材、林果等特色農業板塊基地；最后，發展清潔能源業。湖北省民族地區水能蘊藏量豐富，發展水電產業有其獨一無二的條件。水資源的充分利用，不僅會在建設期間加大移民規劃、小城鎮建設，改善基礎設施，拉動流域經濟，還會在建成后改善生態環境，為流域內的航運、灌溉、養殖、旅游業的發展起到積極作用。

主要參考文獻：

[1]葛忠興.少數民族和民族地區經濟發展的現狀與思路[J].西南民族大學學報（人文社科版），2006.173.

[2]高新才，滕堂偉.西北民族地區經濟發展差距及其產業經濟分析[J].民族研究，2006.1.

[3]周民良.論民族地區經濟發展方式的轉變[J].民族研究，2008.4.

[4]姚F.創意產業與西部民族地區經濟發展[J].經濟問題，2010.3.

[5]鄭長德.中國少數民族地區經濟發展質量研究[J].民族學刊，2011.3.

[6]劉萍萍，唐新，付嬈.生態文明視角下我國少數民族地區經濟發展的模式研究――以四川省阿壩州為例[J].西南民族大學學報（人文社科版），2014.3.

篇(4)

關鍵詞：城鎮化 工業經濟發展 VAR模型

引言

城鎮化與產業發展是相互作用、相互促進的經濟動力，城鎮化是產業發展的必然結果，產業發展是城鎮化發展的重要途徑。根據配第-克拉克定理，城鎮化發展進程中，將伴隨著產業結構的變化與重構，而工業經濟發展則是發揮著極其重要的作用。

劉剛（2013）通過研究產業總產值的增長所產生的城鎮化效應，以及三次產業增長和結構優化對產業總產值的影響，表明三次產業發展的城鎮化效用各有不同，產業增長推動城鎮化效用存在明顯邊際作用，當前中國社會經濟發展應把第二、三次產業同時推進。呂一清、何躍（2010）運用協整理論、Granger 因果關系檢驗、廣義脈沖響應函數和方差分解法，考察了成都1985-2008年城鎮化率與第三產業發展之間的長期動態影響特征。分析結果表明，城鎮化率與第三產業從業人員占整個社會從業人員比重互為雙向因果關系，其相互促進；在短期內，隨著第三產業增長速度促進城鎮化率進程的發展。從方差分解結果可以得出，第三產業從業人員占整個社會從業人員的比重對城鎮化率的貢獻度相對比較大。馬遠、陳軍（2012）利用VAR模型對1960至2009年新疆城鎮化與三次產業發展的動態關聯效應進行分析，研究發現：農業現代化、工業化、第三產業發展對城鎮化具有明顯的促進作用，城鎮化發展同樣會帶動三次產業發展。從長期來看，農業現代化、工業化、第三產業發展對城鎮化貢獻率分別達到了33.75%、29.45%、6.85%。農業現代化、工業化對城鎮化的促進作用要顯著高于第三產業發展。在此基礎上，提出相應的政策建議。李剛、魏佩瑤（2013）通過構建完美市場和不完美市場條件下的工業化和城鎮化協調發展模型，分析了中國工業化和城鎮化發展協調程度較低的形成機理。

本研究在前人研究基礎上，根據城鎮化與工業經濟發展的相關理論，運用VAR模型對中國城鎮化與工業經濟發展的動態關系進行實證研究，試圖揭示中國城鎮化與工業經濟發展之間的動態關系，旨在為更好推動中國城鎮化進程及提高城鎮化質量提供決策依據。

實證分析

（一）指標選擇及數據來源

本研究采用城鎮人口占總人口比重衡量城鎮化水平（URB），采用工業產值占GDP比重（ID）、工業綜合經濟效益指數（IU）表示工業經濟發展水平。所使用的樣本1998-2011年的年度數據，數據來源于《2012年新疆自治區統計年鑒》。并對城鎮化、工業經濟發展水平與工業經濟效益水平分別取對數值，記為LNURB、LNID和LNIU。

本研究采用向量自回歸模型（VAR）揭示城鎮化、非農化與城鄉收入差距之間的動態關系。VAR模型常用于預測相互關系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。

VAR模型的數學表達式是：

式中， yt是k維內生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，d是滯后階數，T是樣本個數。Φ1，…Φp和k×d維矩陣H是待估計的系數矩陣。εt是k維擾動項列向量。若滯后期p和r足夠大，則可完整地反映模型的動態特征，但滯后期越長，自由度越少，因此，在滯后期與自由度之間應尋求一種均衡狀態。下文將以VAR模型為基礎，利用單位根檢驗、協整關系、因果關系檢驗、脈沖響應函數、方差分解模型對城市偏向、城市化與城鄉收入差距之間的動態效應進行分析。

（二）實證分析

1. 單位根檢驗。表1檢驗結果顯示，原序列LNUEB是平穩序列，LNID和LNIU是非平穩序列，而經過一階差分后，一階差分序列DLNUEB、DLNID和DLNIU均是平穩序列，一階差分序列LNUEB、LNID和LNIU在5%的顯著水平下拒絕原假設，可以確定LNUEB、LNID和LNIU是一階單整序列，即LNURB～I（1），LNID～I（1），LNIU～I（1）。

2. 協整檢驗。本研究用Johansen法檢驗LNURB、LNID與LNIU之間的協整關系。表2中的r表示LNUEB、LNID和LNIU之間協整關系的個數，在5%的置信水平上接受r≤1的原假設，即原變量之間至少存在一個協整關系，說明城鎮化與工業經濟發展水平之間存在長期穩定的均衡關系。

3.VAR模型構建。基于我們選擇的變量：LNURC、LNURB及LNNAI，構建3維的向量自回歸模型。采用AIC和LR準則來確定VAR模型的滯后階數為2，并建立VAR模型，如表3。

4.Granger因果檢驗。表4說明了中國城鎮化與工業經濟發展水平之間的因果關系。表4數據顯示，滯后1-2期，LNURB不是LNID的格蘭杰原因，說明城鎮化不是工業經濟發展的格蘭杰原因，也就是說中國的城鎮化發展沒有推動中國工業經濟的發展。

滯后1-2期，LNURB是LNIU的格蘭杰原因，說明城鎮化是工業綜合經濟效益的格蘭杰原因，即在中國的城鎮化進程中，中國的工業企業的綜合經濟效益水平顯著提高，城鎮化的發展促進了工業綜合經濟效益的提高，究其原因是，城鎮化發展使得中國城鎮和農村居民收入水平顯著提高，這為工業發展提供了良好的發展環境。同時，在中國城鎮化的發展進程中，農業富余勞動力、技術工人以及高級人才紛紛轉移到城鎮或城市，這又為中國工業的快速發展提供了人才支撐，這些都有益于工業綜合經濟效益水平的提高；而滯后期1-2期，均接受LNIU不是LNURB的格蘭杰原因原假設，沒有充分理由說明工業綜合經濟效益是城鎮化的格蘭杰原因，這也從另一個側面說明了工業經濟發展并沒有促進中國城鎮化的發展。

5.脈沖響應分析。城鎮化與工業經濟發展的脈沖響應函數結果如圖1-4所示。

圖1顯示，從工業總產值占GDP比重看，工業經濟發展對于城鎮化一個標準差沖擊的響應，除了第8期之外，均呈現出負效應。第1期時負效應為-0.010825，隨后開始減小，到第5期時達到-0.000393，而后開始先增后減，并在第8期時暫時轉為正響應（0.000555），第9-10期均為負效應。這說明工業經濟發展對于城鎮化產生了負面的效應，工業經濟發展并未有效促進中國城鎮化的發展，這與國內其他學者關于城鎮化滯后于工業化的結論基本一致。

圖2顯示的是工業綜合經濟效益指數對城鎮化的一個標準差響應，在開始時呈現出正效應，在第3期時出現負效應（-0.007917），而后轉為正效應，在第7期時又呈現出負效應（-0.001667），隨后一致呈現出正效應。這說明，從工業綜合經濟效益來看，工業企業經濟效益的提高，對于中國城鎮化的發展起到了正向的促進作用。其作用機理在于，工業企業經濟效益的提高，一方面提高了中國城鎮和農村居民的收入水平，另一方面加速了中國農村居民城鎮化的進程和速度，最終促進中國城鎮化進程的發展。

從圖3可以看出，城鎮化對工業總產值占GDP比重的沖擊效應，一直呈現出了負效應，在第3期最大值為-0.001903，并且是在逐步減弱的。這說明在一定程度上城鎮化對于工業經濟發展產生了反向作用，并未促進工業經濟發展。但是這種反向作用是在逐步弱化的，并趨近于零的。究其原因是，在中國城鎮化發展過程中，我們過度重視城鎮化規模，忽略了城鎮化發展質量，并未實現城鎮化與工業經濟發展的互動發展。

從圖4可以看出，城鎮化對工業綜合經濟效益的沖擊效應開始時為正效應，第3期為-0.000152，隨后的第5-10期均表現為負效應，并且是逐漸減弱的。這說明城鎮化發展對于工業企業經濟效益并未產生多大的促進作用，或者說這種作用不是很明顯。究其原因在于，城鎮化的發展并未激發中國城鎮居民和農村居民的需求結構和消費結構，進而對于工業企業綜合經濟效益并未產生多大的促進作用。結合圖3和圖4可以看出，中國城鎮化對于工業經濟發展并未產生正向的促進作用，最主要的原因在于過度關注城鎮化發展速度和規模，忽略了城鎮化發展質量。

6.方差分解。表5是跨期為10期的城鎮化的方差分解表。

表5是城鎮化的方差分解結果。從表中可以看出，中國城鎮化水平波動不僅受自身沖擊影響顯著，同時還受到工業經濟發展的影響。城鎮化水平的波動受自身沖擊影響在第一期達到100%，隨后隨時間推移呈現出“先降后升”的趨勢，到第10期以后保持在85.11%。工業總產值占GDP比重和工業綜合經濟效益指數這兩個指標對于城鎮化變動的沖擊不盡相同，工業總產值占GDP比重對于城鎮化的沖擊大于工業綜合經濟效益指數對其的沖擊。來自工業總產值占GDP比重對城鎮化變動的貢獻率的沖擊起初很小，隨后逐漸增大，最后穩定在14.44%左右，也就是說城鎮化預測方差的14.44%，這可由工業經濟發展水平的變動來解釋。但從工業綜合經濟效益指數這一指標看，工業經濟發展對于城鎮化變動的影響和沖擊不是太大，大概保持在0.46%左右。由以上分析可以看出，城鎮化水平變動不僅受到自身變動影響，工業經濟發展對其也有顯著影響，從長期來看貢獻率達到了85.11%、14.44%。

表6是工業經濟發展的方差分解結果。從表中可以看出，中國工業經濟發展水平不僅受自身沖擊影響，同時還受到城鎮化發展的影響。工業經濟發展的波動受自身沖擊影響保持在第一期為80.36%，隨后隨時間推移大致呈現出穩中有降的趨勢，到第10期以后保持在79.35%。城鎮化對于工業經濟發展的沖擊不是很顯著，第1期為19.64%，隨后開始增強，并于第3期達到20.57%，第4-10期呈現出階段性變化趨勢，第10期時為20.02%。由以上分析可以看出，工業經濟發展受自身變動影響較大，而城鎮化對其不太顯著，從長期來看貢獻率達到了79.35%、20.02%。

由此可見，城鎮化與工業經濟發展的互促作用不是太明顯，城鎮化對于工業經濟發展的促進作用要弱于工業經濟發展對于城鎮化的促進作用，這同時也說明了中國城鎮化發展和工業經濟發展均處于較低的水平。

結論與建議

（一）結論

通過對中國城鎮化發展與工業經濟發展水平的實證研究，得到以下結論：中國城鎮化與工業經濟發展互促作用不是很明顯，但城鎮化對于工業經濟發展的促進作用要弱于工業經濟發展對于城鎮化的促進作用。從長期看，工業經濟發展對于城鎮化發展的貢獻率為14.44%，城鎮化發展對于工業經濟發展的貢獻率為20.02%。

（二）建議

在此基礎上，提出相對應的政策建議：

第一，提高中國城鎮化質量，實現城鎮化與工業經濟發展的互促發展。提高城鎮化質量是促進中國工業經濟發展的重要途徑。中國城鎮化質量的核心內涵是有序推進農業轉移人口市民化，這個過程會有效激增消費需求，改變現有的消費結構，為中國工業經濟的快速發展提供了市場條件和前提。

第二，加快工業企業的轉型升級。工業企業是中國工業經濟發展的核心主導力量，同時工業企業的發展狀況也是反應城鎮化中的居民或消費者需求的滿足程度和工業經濟發展水平和效益的重要表征。隨著工業經濟發展，工業企業面臨著產能過剩、稅收負擔、資金成本上升所導致的企業經營壓力大等障礙和壓力，這需要中國工業企業要加快企業的轉型和升級。中央政府及相關部門要進行與工業企業轉型升級相對應的體制機制、管理方式、生產要素市場改革，切實做好政府在市場配置資源中的服務性作用，明確企業作為投資主體的地位和作用。

第三，大力發展私有經濟。私有經濟是城鎮化發展的重要支撐。私有經濟的發展，一方面可以提高城鎮居民和進城農民的就業水平，為工業經濟發展提供市場條件。另一方面，可以為中國城鎮化發展提業支撐，促進中國城鎮化的發展。

第四，大力發展農村城鎮化進程，推動農村消費結構升級。農村城鎮化進程是中國城鎮化進程中的不可或缺的組成部分，就目前的實際情況，農村的城鎮化水平和質量均低于城市的城鎮化水平和質量。從另外一個角度看，中國城市和農村的工業經濟發展水平也是存在較大差異，城鄉二元結構明顯，這也是農村城鎮化質量低于城鎮化質量的重要原因。農村的公共設施落后，公共產品服務水平較低，農村生活成本較高，農民收入水平低下，這都在一定程度上限制了農民的消費結構轉換和升級。中國農村的城鎮化進程應該是在農村消費結構轉換和升級的背景下完成的，讓農民、農村、農業切實的享受到中國城鎮化進程的成果。

1.高鐵梅.計量經濟分析方法與建模-Eviews應用及實例.清華大學出版社，2010

2.馬遠，陳軍.城鎮化與產業發展的動態關聯效應研究-以新疆為例.管理現代化，2012（5）

3.劉剛.產業發展及結構優化進程中城鎮化效應的研究.市場論壇，2013（2）

篇(5)

關鍵詞:高職教育;區域經濟;關系;對策

一、高職教育與區域經濟的相互關系

1.區域經濟對高職教育的決定作用

區域經濟作為經濟基礎,為高職教育的產生和發展提供了物質保障,對高職教育的產生和發展具有決定作用。

首先,區域經濟的迅速發展,是高職教育產生和發展的直接動因。高職教育是區域經濟發展到工業化階段的產物,并隨著區域經濟的發展不斷發展。高職教育發展的原動力來自于區域經濟快速發展所引發的人才需求、行業對從業者職業技能的要求及企業對高職教育直接的參與和支持。

其次,區域經濟的基本特征對高職教育具有制約作用。區域經濟發展水平決定高職教育的規模和發展速度;區域經濟增長速度決定高職教育的就業情況;區域產業結構決定高職教育的專業結構;區域技術結構決定高職教育的層次結構。即有什么樣的區域經濟,就有什么樣的高職教育與之相適應。

2.高職教育對區域經濟的反作用

“高職教育是教育系統中與區域經濟最為密切的一個系統,它是知識傳播與知識物化的重要基地,貫穿于區域經濟發展的多個環節”(王家祥,2007)。高職教育對區域經濟的反作用主要體現在兩個方面:

一方面,高職教育為區域經濟發展提供人力資源的生產與再生產。人力資源是區域經濟發展的內在動因,高職教育的首要任務就是為區域經濟發展提供多樣多層的高級應用型人才;隨著經濟建設的發展和產業結構的優化,高職教育又肩負起為農村人口進入第二、三產業進行職業培訓、為下崗職工進行再就業培訓及為企業員工進行繼續教育培訓的重要使命。

另一方面,高職教育為區域經濟發展提供科學技術的生產與再生產。科學技術是區域經濟發展的第一推動力。高職院校發揮人才和設備優勢,把自己的科研成果、先進工藝和技術通過技術市場轉化為生產力;根據區域經濟發展的科技需要調整科技方向和科研計劃,創造更大的經濟效益和社會效益;通過校企合作,對企業的技術難題進行研究、開發和解決,推動企業的發展,增強區域經濟發展的活力。

綜上所述,區域經濟與高職教育是相互依存共生的關系。其中,區域經濟的決定作用是主導性的,要求高職教育必須適應區域經濟的發展,而高職教育的反作用則要求在區域經濟規劃中必須給予高職教育足夠的重視。

二、高職教育促進區域經濟發展的對策

高職教育與區域經濟的關系表明,高職教育受教育與經濟兩大規律制約。其發展必須同時遵循兩大規律,才能實現與區域經濟的相互促進和協調發展。因此,發展高職教育,應該堅持區域化、市場化、動態性和前瞻性四大原則。

1.發展高職教育應堅持區域化原則。

高職教育應該在充分調研區域經濟產業結構、技術結構和生產經營規模的基礎上,確定自己的布局、規模、專業設置,并根據區域對人才的特殊要求,及時調整專業結構、教學內容和培養模式,走區域化發展的道路,使高職教育培養出的人才與區域經濟社會發展相適應,不僅可以實現職業教育直接為經濟發展服務的目標,還能使高職教育形成自己的特色,解決自身生存和發展的問題。

2.發展高職教育應堅持市場化原則。

高職教育培養的是滿足企業特定崗位需求的專業技能型人才,所以發展高職教育必須堅持以市場為導向。建立市場研究機構,加強市場調研,根據市場的需求,優化專業設置、調整課程體系;改革辦學模式,建立與社會的緊密聯系,實現與社會、企業的合作辦學;改革實踐教學,加強實訓基地建設;重視師資隊伍建設,培養“雙師型”教師;加強市場推銷,促進學生就業。

3.發展高職教育應堅持動態性原則。

區域經濟是不斷發展演變的,高職教育要適應區域經濟的發展,也必須不斷隨之發展演變。伴隨區域產業升級和結構優化,會產生新的職業、崗位及新的技能要求,人才需求的數量、質量、結構都將是動態的。高職教育必須根據市場人才需求的動態變化適時調整人才培養方案,包括招生規模、專業設置、課程安排、學時分配及考核標準等。

4.發展高職教育應堅持前瞻性原則。

高職教育不僅要適應區域經濟發展,還要指導和促進區域經濟向正確的方向發展。所以,發展高職教育必須具有前瞻性,能夠準備把握區域經濟的未來發展方向,預見區域經濟未來發展所需要的人才和技術,適時開設新專業,停辦數年后可能遭淘汰的專業。這樣不僅可以抓住主動權,促進區域產業結構的優化和區域技術水平的提高,還可以避免就業分配難,減少人力、物力和財力的浪費,提高高職的辦學效率,實現高職教育與區域經濟的良性互動共生。

【參考文獻】

[1]劉育峰.高職教育推動區域經濟科學發展辯證思考.《生產研究》.2009,(24):29-30.

[2]張純記.論高職教育與區域經濟發展.《經濟論壇》.2009,(11):37-39.

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摘 要 從現階段中國經濟發展的特征出發,對經濟發展方式轉變這一現階段中國經濟發展面臨的關鍵問題的相關研究動態加以梳理,有助于在經濟轉型的背景下研究中國經濟發展方式的轉變問題,尋求解決這一問題的有效途徑,制定出行之有效的政策。

關鍵詞 經濟發展 經濟發展方式 經濟增長

一、經濟發展方式的界定

經濟發展方式的內涵離不開對經濟增長方式的認識。經濟發展的方式就是經濟發展的方法和形式,包括經濟增長方式、經濟結構優化、經濟運行的質量、經濟效益、收入分配、環境保護、城市化水平、工業化水平及現代化程度進程等諸多方面的內容,含有可持續發展等。經濟發展方式包含經濟增長方式,但不等同于經濟增長方式。經濟發展方式反映了經濟的數量、質量、結構和制度的根本性變化的總體特征。惟有從中國經濟發展的階段性特征出發來研究發展方式才有意義。經濟發展方式的轉變必須尊重所處的歷史情境、地域經濟發展的約束條件,選擇與之相匹配的發展方式,才能實現經濟社會全面、協調和可持續發展的目標。

二、經濟發展方式轉變的觀點綜述

經濟增長方式被引入中國后,經濟學界和實務工作部門從現代主流經濟學、政治經濟學、制度主義的范式等多個維度對經濟增長方式轉變進行了探索。十七大又明確提出轉變經濟發展方式的重大戰略方針,要求盡快實現發展理念的轉變,促進國民經濟又好又快發展。從近年來的相關研究動態來看,主要研究了以下五個問題。

（一）轉變經濟發展方式的內涵

中國經濟發展到一定階段,發展方式的轉型迫切需要一種新的方針來指導經濟建設的開展。為此學術界針對新時期經濟發展方式轉變的內涵展開了研究。

（二）經濟發展方式轉變的問題與難點

從提出“轉變經濟增長方式”到強調加快“轉變經濟發展方式”,經歷了12年的時間。一些學者對經濟發展方式轉變的問題和難點展開了研究,以期提出更有針對性的對策建議。

（三）經濟發展方式轉變的原動力

改革開放以來,中國經濟保持了持續穩定的高增長和高發展,中國實現高增長的動力是什么?來10―20年,是否能繼續保持這種強勁的勢頭?劉慶寶、未良莉結合我國的實際國情,對經濟增長理論的源動力進行系統的分析,構建了擴展的索洛(So-low)模型,對投資、消費、出口――“三駕馬車”對我國經濟增長的拉動及其相互作用進行了實證研究,在此基礎上提出了消費作為經濟運行的主要動力,對拉動經濟增長具有十分重要的作用。

（四）經濟發展方式轉變的途徑

經濟發展方式的轉變必須有科學的途徑,要實現國民經濟又好又快發展,轉變經濟發展方式,就必須更深刻、更自覺地把握經濟發展規律,下更大的決心、采取更有力的措施提高經濟發展質量和效益。

三、現有研究的評價及其啟示

從現階段中國經濟發展的特征出發,對相關研究動態加以梳理后,筆者認為近年來,國內學者從不同維度提出了轉變經濟發展方式的具體措施,但這些研究存在一些問題:對經濟發展方式轉變內涵尚缺乏統一的界定;未能從中國現階段經濟發展的階段性特征出發認識經濟發展的轉變;從動力結構優化的視角尋求解決經濟發展方式轉變的有效途徑,有待進一步深入研究。因此,今后中國經濟發展方式轉變需要從以下三個方面來進行研究。

（一）從經濟發展方式轉變的內涵界定展開研究

黨的十七大報告提出:加快轉變經濟發展方式,推動產業結構優化升級。這是關系國民經濟全局的緊迫而重大的戰略任務。要堅持走中國特色新型工業化道路,堅持擴大國內需求特別是消費需求的方針,促進經濟增長由主要依靠投資、出口拉動向依靠消費、投資、出口協調拉動轉變,由主要依靠第二產業帶動向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變,由主要依靠增加物質資源消耗向主要依靠科技進步、勞動者素質提高、管理創新轉變。

（二）從現階段中國經濟發展的階段性特征出發研究

經濟發展方式轉變改革開放以來,中國已經保持了持續30年的強勁增長勢頭。他們都在懷疑,中國經濟能走多遠?因此,如何正確理解和把握中國經濟發展方式轉變的理論內涵和現實特征,確立經濟發展方式轉變的方向和思路,并制定出行之有效的政策成為研究中國經濟發展方式轉變問題的新趨勢。

（三）研究中國經濟發展方式轉變中的動力結構優化問題

轉變經濟發展方式不僅要繼續保持量的增長,更要注重質的提升。當前世界經濟仍未停止萎縮,盡管經濟下滑的速度放緩,但缺乏后勁的經濟增長依然有下滑的可能。面對這場全球性經濟衰退的挑戰,我國政府采取了積極措施調整經濟發展方式的動力結構,以擴大國內消費、加大投資為主,積極穩住出口來啟動經濟。

參考文獻：

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[4]呂政.轉變經濟發展方式需要解決的突出問題.前線.2008(3):10-12.

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關鍵詞：

金融發展；經濟增長；VAR；脈沖響應

中圖分類號：F2

文獻標識碼：A

文章編號：16723198（2013）01005203

1引言及文獻綜述

自上世紀90年代以來湖北省經濟繼續保持快速增長的勢頭，GDP從1990年的824.38億元增加到2010年的15806.09億元，與此同時金融業也發生了巨大變化，所有金融機構存貸款同期的1139.33億元增加到2010年的35704.89億元，金融發展水平不斷提高，金融資產大幅增加，金融系統逐漸健全，為湖北省經濟發展提供了有力的保障。

金融發展與經濟增長的關系研究最早追溯到Schumpeter（1912）的研究，他認為發展較好的金融系統為創新型企業提供了融資，進而促進了科技進步，生產力的提高促進了經濟發展。其后很多學者只進行了這方面的理論研究，很少進行實證性分析。但自Goldsmith（1969）、McKinnon（1973）和Shaw（1973）提出金融抑制和金融深化以來，經過金融理論界共同發展完善，金融發展與經濟增長逐漸成為經濟學家們理論和實證研究的焦點。國外學者針對兩者關系進行大量研究：king和levine（1993）發現金融中介發展與經濟增長有顯著的正相關關系，金融結構是經濟增長的先導因素。Arestis和Demelriades（1997）研究發現美國與德國銀行發展對經濟的增長的影響存在顯著差異，同時在美國沒有足夠證據顯示金融中介對經濟增長的效應。Hassan，Benit（2011）根據區域劃分選取把發展中國國家依據經濟綜合實力劃分問幾個區域，利用面板數據得出結果。顯示多數發展中國家金融發展與經濟增長存在雙向因果關系，但在最貧窮的兩個區域顯示金融發展與經濟增長只存在單向因果關系，金融發展促進了經濟增長，但經濟增長對金融發展沒有起到促進作用，健全的金融系統在經濟增長中扮演著重要角色。

近年來針對我國金融發展與經濟增長關系的研究不斷出現，但由于采用的方法不同得出的結論也不相同：陳國偉，張紅偉（2008）利用多項金融指標建立回歸模型并運用了VAR因果關系檢驗和方差分解等計量方法，研究結果表明金融發展與我國經濟增長存在著長期的均衡關系。 韓廷春（2001）通過建立金融發展與經濟增長關聯機制的計量模型，運用有關數據得出金融深化理論與利率政策必須與經濟發展過程相適應，不能只追求金融發展與資本市場的擴張，應更加注重金融體系的效率與質量。周立，王子明（2002）通過1978-2000年中國各地區的金融發展與經濟增長關系的實證研究，發現各地區金融發展與經濟增長關系密切，一個地區若沒有健全的金融系統對其長期的經濟發展不利，提高金融發展水平是經濟增長的必經之路。閆麗瑞，田翔宇（2012）運用我國31個省級面板數據對我國東、中、西部三個地區金融發展與經濟增長研究顯示金融發展對經濟增長的貢獻在各地區之間存在很大差異。

綜合國內研究來看學者們對金融發展與經濟增長進行動態方面的實證分析較少，而且多是對于區域層次的研究，很少具體到某一省份，由于區域內的經濟發展也存在很大的不平衡，因此我們選取湖北省這一中部大省為研究對象，進行實證分析。目前對于湖北省金融發展與經濟增長的研究學者們多停留當期金融發展與經濟增長的研究上，而沒有進行進一步的動態計量分析，并且由于金融本身是經濟的一個部門，金融的發展促進經濟增長，金融發展與經濟增長存在著長期的動態關系，因此得出的結論往往不具有嚴密性，我們選取湖北省1990-2010年相關數據，運用動態計量經濟學分析方法：單位根檢驗、協整檢驗、VAR模型、格蘭杰（Granger）因果關系、脈沖響應函數、方差分解等。進行實證研究，力求得到更具說服力的結論。

2實證分析

2.1研究模型構建與變量

由于湖北省1990-2000年的證券市場數據無法獲得，所以我們計算金融發展指標主要是考慮金融機構存款數量，而且我國以銀行為主的金融中介體系仍然在金融體系中占據統治地位，因此我們選取湖北省金融發展指標以所有金融機構存款余額與貸款余額之和與GDP之比表示是合理的，用FIR表示：

FIR=（金融機構存款余額+金融機構貸款余額）/GDP，考慮到時間序列數據的性質以及構建模型的需要我們在模型中采用LnFIR這一變量表示； 同時我們選取湖北省人均GDP的自然對數表示經濟增長速度，用LnGDP表示。對LnGDP、LnFIR進行動態計量分析。

2.2數據選取與處理

我們的數據均來自1991-2011年的《中國金融年鑒》以及同期的《湖北省統計年鑒》并進行了相關整理。我們的研究主要采用目前最常用的ADF單位根檢驗，然后進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，最后通過建立VAR模型、脈沖響應函數、方差分解等動態計量經濟學分析方法對湖北省金融發展對經濟增長的作用進行研究，實證過程均通過Eview6.0軟件操作實現。

金融本身是經濟的一個部門，金融的發展促進了經濟增長，因此在湖北省內，金融發展與經濟增長存在著長期的動態關系，針對這一點我們建立兩向量VAR模型如下：

lnGDPt和LnFIRt分別表示當年湖北省經濟增長和金融相關比率，進行單位根檢驗并建立該模型后就可以做脈沖響應和方差分析，研究湖北省金融發展與經濟增長的沖擊形態、沖擊方向、沖擊時間等。

2.3實證檢驗

（1）ADF單位根檢驗，見表1。

根據以上檢驗結果，LnGDP、LnFIR是非平穩的，而經過一階差分變化序列變得平穩，但變換后的序列僅僅是各變量增量間的相互關系，不具有直接的經濟意義，化為平穩序列建立的時間序列模型不具有很強的解釋意義，因此需要進行協整檢驗。

（2）協整檢驗。

我們采用EG法對變量進行協整分析。知lnGDP、lnFIR都是一階單整序列，首先運用最小二乘法（OLS）進行協整回歸，得到回歸方程如下：

注：根據AIC和SC值得最小為準則，應該選取3期為最佳滯后期。

由表2可知殘差序列e的ADF檢驗統計量為-4.0417，小于1%顯著水平的臨界值-3.8573，說明殘差e序列沒有單位根，是平穩序列，這表明LnGDP，LnFIR存在唯一的協整關系，模型1是對LnGDP，LnFIR長期均衡關系的數學描述，具有明確的經濟意義。

（3）格蘭杰因果關系檢驗。

通過ADF單位根檢驗的平穩序列可以進行格蘭杰因果關系檢驗，我們檢驗三組變量間的格蘭杰因果關系，第一組是LnGDP與LnFIR，分別代表經濟增長與金融發展水平；第二組是DLnGDP與DLnFIR，分別代表滯后一期經濟增長的變化水平和金融發展的變化水平。第三組是DDLnGDP與DDLnFIR，分別代表滯后二期經濟增長的變化水平和金融發展的變化水平。

注：根據赤池信息準則（AIC）確定各變量的滯后階數均為2。

從表3中我們可以看出，無論是湖北省金融發展與經濟增長，還是金融發展變化水平與經濟發展變化水平均存在雙向因果關系，這說明無論從存量上還是流量上，金融發展對湖北省經濟增長均存在顯著促進作用，隨著我國金融改革的不斷深化，金融體系效率不斷上升，對經濟增長的促進作用也越來越明顯，但從滯后一期二期來看，湖北省經濟增長對本省的金融發展尚不具有因果關系，說明湖北省經濟增長對金融發展存在很長的滯后性，短期內不顯著。

（4）VAR模型、IRF圖與方差分解分析。

由于LnGDP，LnFIR存在長期的協整關系，故可建立VAR模型，在進行VAR模型的參數估計時，首先根據AIC和SC最小準則確定合理的滯后期。經過試算，由下表可見，在進行LnGDP、LnFIR指標建立VAR模型中，應該選取滯后2期為最佳滯后期。

用Eview6.0軟件輸出參數結果寫成VAR方程如下：

LnGDP = 0.7173LnGDP（-1）- 0.1814LnGDP（-2）+ 0.3076LnGDP（-3）+ 0.8599LnFIR（-1）- 0.4130LnFIR（-2）+ 0.3908LnFIR（-3）+ 1.4313

LnFIR = 0.1476LnGDP（-1）+ 0.0358LnGDP（-2）- 0.0625LnGDP（-3）+ 0.8182LnFIR（-1）-0.1868LnFIR（-2）- 0.08131LnFIR（-3）- 0.7666

從方程中可以看出，金融深化對湖北省經濟增長變化影響顯著，在滯后一期彈性就達85%，且方向為正，之后兩期也分別達到了41% 和39%，充分體現了湖北省金融發展對經濟增長的強大拉動作用。

在VAR模型基礎上我們進一步繪制脈沖響應函數圖（Impulse Response Function），來衡量來自隨機擾動項ξt（被稱為“新息”）的一個標準差沖擊通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程。

圖1左圖是LnGDP對一個標準新息的的響應情況，右圖是LnFIR對一個標準新息的的響應情況。脈沖響應函數顯示湖北省經濟增速變化量對金融發展的一個標準差新息的沖擊有強烈的反映，滯后一期后產出增加5.1個百分點，在滯后七期更是達到了最高點9.3個百分點。

進一步對lnGDP進行方差分解，將系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程隨機擾動項相關聯的各組成部分，進而了解各隨機擾動項對模型內生變量的相對重要性。

方差分解如圖2所示，從第四期開始方差分解的結果就逐漸趨于穩定，LnFIR對LnGDP預測誤差項的貢獻程度達到了20%左右，進一步驗證了湖北省金融發展對經濟增長的促進作用。

3結論

金融發展與經濟增長良好的促進關系意味著，經濟水平發展較高會支持金融體系的充分發展，而金融發展又為進一步的經濟增長提供了條件。若一國或一地區經濟發展水平很低，那么會使金融體系受到限制，阻礙了投資資源的優化配置，從而限制了經濟增長，通過格蘭杰因果關系檢驗、VAR模型、脈沖響應函數、方差分解等一系列動態計量經濟學分析結果顯示湖北省金融發展與經濟增長之間關系密切，并且金融發展對經濟增長是有滯后期的，持續時間較長。經濟增長在當期顯著的促進金融發展，但在滯后期作用則很不顯著，沒能顯著的促進湖北省金融發展，說明湖北省經濟增長對金融發展的影響存在較強的滯后性，提高經濟發展水平，促進本省金融水平的發展，達到經濟發展與金融發展短期相互均衡促進的狀態，將是今后湖北省工作的重點。

參考文獻

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[3]陳偉國，張紅偉.金融發展與經濟增長——基于19522007年中國數據的再檢驗 [J].當代經濟科學，2008，（03）.

[4]韓廷春.金融發展與經濟增長：經驗模型與政策分析 [J].世界經濟，2001，（06）.

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[6]閆麗瑞，田翔宇.金融發展與經濟增長的區域差異研究——基于我國省際面板數據的實證分析[J].宏觀經濟研究，2012，（03）.