时间：2022-05-10 10:46:44
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇经济效应论文，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
一、引言
在我国,铸币税的定义已有五种。第一种定义认为,铸币税是中央银行在创造基础货币过程中,通过其资产负债业务所获得的、上缴政府的净收益;第二种定义认为,铸币税的范围应该更宽,除包括以上内容外,还包括:中央银行通过公开市场业务买进国债和财政直接发行通货所获得的净收益;第三种定义认为,铸币税就是新增的基础货币量本身,而不是通过新增基础货币所获得的净收益;第四种定义认为,只有在基础货币的增加是为了弥补财政赤字的情况下,新增的基础货币量才是铸币税,并非任何基础货币的增加都是铸币税;第五种定义认为,在讨论最优区域货币时,铸币税常与国际金融相联系[1]。铸币税最一般的定义是货币当局发行货币所得到的收益。中央银行发行现钞获得了对某种资源的使用权(通过外汇占款的方式发行,就获得了对外汇的使用权),而一般性商业银行发行存款获得了对人民币的使用权,中央银行发行现钞与商业银行发行存款在本质上没有区别,所得到的收益都是获得资源的市场价值与铸造成本的差额。同时存款和现钞一样,一旦投放市场都会引起原有币值下降,原先持有货币的人们所损失的购买力就是银行所得到的收益,因此本文认为,铸币税是经济体中新增的货币总量,既包括中央银行或政府发行的基础货币,又包括其它银行部门通过货币乘数新增的存款货币,也就是通常所说的M2货币,这在概念上与第三种定义最为接近,但范围更广一些。在现代社会,由于现钞和存款单的生产成本它的币值相比微不足道,所以铸币税基本上也就等于货币的面值。
二、对外贸易的铸币税模型口的商品量为
I,它必须用数量为I$的人民币兑换成数量为I＄的外汇来购买这些商品,中国的贸易顺差为O＄-I＄。用M表示上期货币供给量;P上期价格水平。M′本期货币供给量;P′本期价格水平;e本期通货膨胀率;E本期平均汇率(直接标价法);r本期经济增长率(包括净出口部分);MULT本期货币乘数;!本期净出口率(即净出口占GDP的比重)。从图1可以看出,外汇流从美国流向出口商,到中央银行,再到进口商,最后流回美国,不进入国内市场;人民币流由中央银行流向出口商,到国内市场,再到进口商,最后流回中央银行,不经过国外市场;商品流从国内市场流向出口商,到美国,再到进口商,最后流回国内市场,与上面不同的是,这里商品是不同质的。对外贸易存在数量为O＄-I＄的顺差,中央银行就必须发行数量为(O＄-I＄)•E的人民币换回这些外汇,同时由于货币乘数的作用,经济体中的货币量就会增加(O＄-I＄)•E•MULT,其中其它银行部门新增的货币量为(O＄-I＄)•E•(MULT-1)。因此M′-M=(O＄-I＄)•E•MULT根据假设/,有恒等式:e=(O＄-I＄)•E•MULTM+"-r所以M′-M=M•(e+r-#)银行部门向经济体注入数量为M•(e+r-$)的货币,但并没有创造与之相对应的价值,这部分货币的价值就是银行部门向国内持有人民币和存款的人们征收的铸币税。
以上期价格计算,它的数量为M•(e+r-%)/(1+e),下面都以本期价格计算。其中中央银行征收的铸币税是:M•(e+r-&)/MULT,是货币乘数MULT的减函数。中央银行征收的铸币税是人民币价值超出印制人民币成本的部分,中央银行通过发行人民币换回外汇,获得了外汇的使用权。因此人民币的价值也就体现在外汇的价值上,铸币税等于外汇的价值超出印制人民币成本的部分,由于假定印制人民币的成本为零,[2]铸币税也就等于外汇的价值。其它银行征收的铸币税是:M•(e+r-’)(MULT-1)/MULT,是货币乘数MULT的增函数。这些银行用它们发行的存款单、支票、储蓄卡等换回人民币,获得了本论文由整理提供人民币的使用权,铸币税等于人民币的价值超出印制存款单、支票、储蓄卡成本的部分。从单一银行的角度看,这笔铸币税很不稳定,储户随时都有可能从一个银行提取存款支付给其它人,其它人再将存款存入另一个银行。但从整个银行部门的角度来看,如果不发生金融危机等事件,存款总额是稳定的,铸币税的逆转风险并不大。我们可以从中得出一般性的结论:经济中的货币总量等于银行部门征收的铸币税总额。
(一)分解铸币税铸币税M•(e+r-()形式上由三部分构成:M•e、M•r和-M•)。其中M•e是通货膨胀税,银行过量发行货币,使得货币增长率超过经济增长率导致人们手中持有的货币贬值,福利水平下降,其中贬值的那部分价值就是通货膨胀税。M•r是经济增长税,它是这样一种税:当经济持续增长时,人们手中的货币就会不断升值;如果中央银行在经济增长的同时发行人民币,再经过货币乘数的作用,增加了经济中货币的数量,此时假定通货膨胀率e=0,人们手中的货币还能买到和以前一样多的商品,但本应该升值而没有升值的那部分财富就转移到银行部门,它的数量是M•r,也就是经济增长税。M•*是货物税,它通过出口商直接转移到美国,数量上等于出口商品的价值。经济增长中的+部分出口到美国,因此银行部门只能对经济增长中留在国内的r-,部分征税,其税额为M•(r--),是经济增长税减去货物税的余额,它和通货膨胀税一起构成银行部门征收的铸币税的总和。KevinMKochome(1998)将铸币税细分为自愿的和非自愿的铸币税(VoluntaryandInvoluntarySeigniorage),自愿的铸币税表示货币当局满足随着经济发展而增加的货币需求而发行的货币所取得的收入。
如果货币发行的增加量超过了实际货币需求量的增加,并导致了一定程度的物价上涨,那么会使得原先持有的单位货币的购买力下降,这近似于通过通货膨胀进行征税,这部分视为非自愿的铸币税。[3]从上面的定义可以看出,通货膨胀税M•e与非自愿铸币税、M•(r-.)铸币税与自愿铸币税在概念上很接近,只是Kochome所说的M是货币当局发行的基础货币量,而这里的M还包括其它银行通过货币乘数增加的存款。税收只是一种财富的转移,本身并不创造任何财富,一定时间内从人们手中征税的能力是有限的,这里假定通货膨胀率e有一个极限值e,经济增长率有个极限值r,因此银行所能征收的铸币税也有一个极限值M•(e+r-!),当其它银行征收的铸币税增加时,就会降低中央银行征税的能力。因此中央银行通过限制其它各级银行征税,可以增强自身征税的能力。要降低其它银行的征税能力,只有降低货币乘数MULT,通常的办法有:提高银行准备金率和贴现率。其它银行为了逃避中央银行的限制,必须提高货币乘数,它们可以贷出超额准备金,创新信用媒介使资金流通更顺畅或者提高存款利率。因为利息形成之后一般重新转化为存款,利息率越高,产生的利息也就越多,转化成的存款也就越多,货币乘数就越大,这些银行向人们征收铸币税的能力就越强。当实际经济中的通货膨胀率和经济增长率还没有达到极限值时,中央银行可以促使通货膨胀率和经济增长率适当的上升来增加铸币税的收入;而其它银行部门往往以利益最大化为经营目的,经常不顾通货膨胀率和经济增长率极限的限制,盲目扩大信贷,使得通货膨胀率或经济增长率超过极限值,从而引发经济危机。
(二)对外贸易中铸币税转移的一般过程对贸易中的铸币税有了一个清晰的认识之后,我们总结一下铸币税转移的整个过程:1.出口商通过出口商品到美国,把向中国市场征收的货物税转移到美国,图2过程(1)和(2)。2.出口商从美国带回外汇,美国向出口商征收的货物税就转化成了铸币税的形式,图中过程(3)。出口商将外汇转交给中央银行,中央银行继而发行人民币给出口商,这一过程相当于出口商以外汇的形式向中央银行征收铸币税,中央银行以人民币的形式向出口商征收铸币税,图中过程(4)和(5)。3.出口商购买原材料、劳动力等资源进行再生产,把人民币投放市场,从而向持有货币的人们征收铸币税,图中过程(6)。由于货币乘数的作用,引起其它银行发行存款,向持有货币的人们征收铸币税,图中过程(7)。从图2中我们可以看出,(1)和(2)货物税是净出口商品的价值;(3)和(4)铸币税是货物税的一种表现形式;(5)和(6)铸币税是出口商从国内购买的原材料、劳动力等资源的价值。美国真正从中国征收的是货物税M•!,它与中央银行征收的铸币税价值相等,即:M•"=M•#(e+r-$)/MULT国内原先持有货币的人们损失的购买力总和是M•(e+r),其中M•(e+r-%)是铸币税,大部分转化为出口商购买的原材料、劳动力的价值(相当于中央银新增外汇的价值)和其它银行部门的贷款;M•&是货物税,通过出口转移到美国,而中央银行通过贸易顺差新增的外汇储备相当于美国向中国征收货物税的凭证。
(三)外汇储备的本质是铸币税从对外贸易中铸币税转移的一般过程中可以看出,外汇储备是由出口商将国内生产的商品出口到国外所得,它是对国外商品的一种要求权,是本国绝大部分个人和企业减少的购买力的总和,它的实质是铸币税。2007年3月末,我国的外汇储备总量超过1.2万亿美元,巨额的外汇储备一方面增加了人民币升值的压力,一方面储备本身也面临着巨大的增值保值压力。在考虑如果花掉这笔财富时,我们一定要谨慎小心,因为这部分财富并不是具体哪一个部门的,它是出口商创造的,通过铸币税转移到中央银行的,它是全民性质的财富。中央银行目前已经用外汇储备来补充国有银行的自有资本金不足,以及投资证券公司。许多国内学者针对如何使用这部分财富也都提出了有操作性的建议,例如:增加石油战略储备和其它各种能源储备,鼓励投资者到国外投资,增加对高技术产品的进口,注资社保基金等。在如何使用这一巨额财富时我们必须始终坚持的一个准则就是:取之于民,用之于民。中央银行发放外汇应该以回笼人民币为基础,这样就可以把征收的铸币税返还给人们;如果这个条件不满足,那么中央银行也应该把外汇用于公用事业,在注重外汇储备使用效率的同时也要注重公平原则。
三、对外贸易中的经济效应
(一)对外贸易中的铸币税对进出口商的影响出口商卖出商品所得的绝大部分外汇需要通过中央银行兑换成人民币。外汇是对国外商品的要求权,而人民币是对国内商品的要求权,这时对国外商品的要求权就从出口商转移到中央银行,而出口商换来的是对国内商品的要求权,这部分商品中央银行并没有创造出来,但出口商拿到这些人民币后同样要在国内市场上购买原材料、劳动力、土地等资源进行再生产,把人民币投放市场,会引起人民币的贬值,从而向持有货币的人们征收铸币税。出口商与国内大部分企业和个人一样,会由于人民币的贬值损失一部分购买力。进口商却可能因为人民币的贬值而受益,假定汇率是固定的,进口商手中一定量的人民币还能像以前兑换到一样多的外汇,但一定量的商品在国内能够换到比原先更多的人民币,而且通货膨胀时期商品更容易出售,因此用这些人民币换到的外汇就比原先多,进口商从中获得了利益,这种利益也是铸币税的一部分(确切地说,进口商缴纳了税率为r的经济增长税,但又从通货膨胀中获得了相当于通货膨胀率e的铸币税收益,进口商总的收益率为e-r,当e>r时,收益率为正,当
(二)人民币国际化对经济效应的影响人民币国际化的实质就是人民币在境外成为价值尺度、交易媒介、支付手段、储备货币,从而减少中国在国际贸易中的交易成本,并降低汇率变动带来的风险。人民币国际化最大的收益是铸币税,中国以印制人民币的成本,就能交换到其他国家和地区的产品和服务。[4]图2只比图1增加了从进口商到美国市场和从美国市场到出口商的人民币流,从而使人民币把国内市场、国外市场通过出口商、进口商、中央银行完全连接起来,不通过外汇流也能够进行对外贸易。人民币国际化之后,中国出口企业就可以直接使用人民币作为支付,而进口企业也可以直接用人民币进口商品,中央银行就不会因为兑换外汇而发行过多的人民币,同时中国能够向国外征收铸币税。超级秘书网
四、结语
1.关于铸币税的含义多种多样,学术界内一直没有统一的标准。
本文将铸币税的概念一般化,从原来基础货币的范畴扩展到M2的范畴,这是因为从铸币税最一般的定义即货币的实际购买力减去制造货币所需的成本来理解,中央银行发行人民币与一般银行发行存款之间并没有本质性的区别,它们从发行中获得的收益都是铸币税,惟一的区别就是中央银行征收铸币税带有强制性,而其它银行则采取经济手段来征收。
2.通过变换费雪方程式,从中推导出铸币税的组成部分:通货膨胀税和扣除净出口部分的经济增长税,厘清了铸币税和通货膨胀税之间的关系。文中给出了中央银行及一般银行征收铸币税的数量公式,并讨论了二者在征收铸币税方面存在的竞争关系,由于中央银行征收铸币税的能力随着货币乘数增加而减弱,其它银行的征税能力则随货币乘数的增加而增加,而正常经济体系的通货膨胀率和经济增长率是有限的,因此总的征税能力也是有限的,中央银行通过降低货币乘数就可以增强征收铸币税能力,其它银行则相反。
3.描述了对外贸易中铸币税转移的一般过程,中可以看出外汇储备的本质是货币当局向本国人们征收的铸币税。
参考文献:
[1]王俊,肖建华,周润宁.现代铸币税理论研究综述[J].统计与决策,2005,(14):130-132.
[2]易纲,吴有本论文由整理提供昌.货币银行学[M].上海:上海人民出版社,1999.
1.有效调控进口，维护市场秩序
随着关税水平的不断降低，反倾销调控进口的作用日益加强。反倾销不仅能通过征收反倾销税来直接调控进口，而且能够通过直接调控的扩散效应，对国外出口商施加影响。反倾销能够对国外的倾销行为产生威慑效果。一旦国外出口商意识到其倾销必将或很可能受到制裁，那么他们从长远利益出发，就会主动规范其出口秩序。因此，反倾销具有调控进口、维护市场秩序的作用。
2.保护相关产业，维护社会稳定
倾销会对进口国的产业造成实质性的损害，造成企业减产，失业率上升。反倾销措施的实施，有效遏制了其他国家或地区的倾销行为，扩大了企业的产量，增加了就业。另外，遭受倾销冲击的往往是一个国家的支柱产业，如果这些产业受倾销冲击而垮掉，必将阻碍该国产业结构的调整，造成大量的失业，威胁该国的经济安全。因此，反倾销对增加就业，维护社会的稳定具有重要意义。
3.改善出口环境，促进外商投资
以中国为例，近十年来，中国面临相当严峻的出口贸易环境。为了有效遏制国外对华滥用反倾销的势头，尤其是遏制歧视性的反倾销的做法，开展进口反倾销调查可以起到有效的威慑作用，减少国外对华反倾销的滥用，从而在一定程度上改善出口贸易环境。此外，反倾销能限制国外对华出口，那些急于打开中国市场的国外公司可能会由“贸易进入”转为“投资进入”，即反倾销能促进外商投资。
4.有利于下游产业的长远利益
上游产业和下游产业是一条供应链上相互作用的环节。通常，国外在上游产业搞倾销，目的就是要整垮进口国的上游产业。虽然在倾销阶段，进口国下游产业可能会暂时得到一定实惠，但如果进口国的上游产业因倾销的冲击而垮掉，国外的出口商又会依靠垄断而卖高价，把它当初低价销售的损失加倍地补回来。因此，虽然短期内反倾销使下游企业原料采购成本上涨，但从长远看，反倾销有利于下游产业的利益。
二、反倾销对进口国的负面影响
1.损害了国内消费者的利益，减少了社会福利
进口国对某一产品征收反倾销税，实际上是损害了国内消费者的利益，因为消费者要付更高的价格购买征税产品，使国内消费者失去了从低价进口中可以得到的好处，消费者剩余减少。从短期来看，反倾销是以牺牲国内其他商品生产者和消费者的利益为代价，保护特定的商品生产者。按照自由贸易增加世界总福利的理论，整个国家的整体福利水平比征税前下降了，产生了净福利损失。
2.以倾销产品作为原料或中间产品的产业发展受阻
某一特定产业的发展既会受到政府对其销售产品征税的影响，也会受到对它的中间品或原料投入征收关税的影响。反倾销的结果使进口国被征收反倾销税的产品的进口量减少，从而国内同类产业或相似产业会因此而获得发展的空间。由于反倾销税的直接承担者是进口商，使进口成本提高，并因此而使那些以这些进口产品为中间投入品的进口国生产企业的成本增加，使其进一步发展的空间受到限制。3.限制了进口国出口贸易的发展
反倾销对进口国的出口贸易也会带来危害。根据WTO的规定，各成员国可以正确、合理地采用反倾销措施来抵制外国商品的低价倾销。因此，反倾销已经成为应对不公平竞争合理、有效的手段；对于滥用反倾销措施，各成员国拥有回击的权利，可以采用反倾销措施来抵制外国商品的倾销。因此，由于他国对反倾销的反感和报复，进口国的出口贸易也可能会更多地受到反倾销指控，使其出口贸易的发展受到限制。
三、反倾销对出口国的经济效应
1.降低出口国的出口规模
反倾销会严重阻碍该产品在进口国市场的销售，市场被迫缩小，甚至完全退出市场，对出口国的产品出口起到限制作用。结果也可能是进口税率上升，商品的成本提高，难以销售。反倾销会令进口商徘徊观望，或从他国进口。为了避免经营风险，进口商多将其贸易转移到第三国。另外，反倾销可能会使出口方不但失去一国的市场，而且可能会引起连锁反应。因为同一种产品遭受反倾销后，另一国也可能采取同样的行动。
2.冲击了市场
出口商品被征收反倾销税后，在暂时来不及转移市场或转移市场无望的情况下，势必要返销国内市场，导致出口商品的非正常回流，冲击国内市场。在返销品的价格与国内市场同类商品的价格相当的情况下，出口商品势必会因其较好的质量和新颖的款式而使其销量高于内销产品。这必然会冲击国内市场上的同类商品或替代品，造成相关企业产品积压，库存加大，甚至迫使一些企业停产。
3.减少了社会净福利
反倾销减少了出口国的净福利，因为反倾销会给出口企业、外商投资企业带来重大的经济损失，或是因为败诉而退出市场，或是因为耗费了大量的时间、财力和精力才赢得了胜诉。巨额的反倾销税往往不仅使出口商损失惨重，而且可能会导致企业倒闭，大量的工人失业。反倾销缩小了出口国企业的能力，降低了经济实力，减少了就业机会，从而减少了社会财富总量，也就降低了社会净福利。
4.阻碍了出口国对外资利用的发展
反倾销会使跨国公司对出口国投资造成不良影响。仍以中国为例，外商投资企业的出口额在中国出口总额中占有相当大的比重，而且处于上升趋势。反倾销的结果会使得这些企业逐渐减少或丧失其海外的市场份额，势必危及外商投资者的利益，影响其投资的信心。这对中国投资环境的改善和利用外资的扩大都会产生不良的影响，甚至可能造成外国投资者撤资，进而影响出口国经济的利益。
参考文献：
[1]王林生等:反倾销热点剖析.人民出版社，2004年9月
[2]尤宏兵等:中国应对倾销与反倾销.人民出版社，2004年12月
尽管如此，河北产业集群仍不成熟，有待进一步发展。主要存在以下问题：
1、产业集群优势不明显。尽管河北省目前已发展了不少地区产业集群，其中一些产业集群，如清河的羊绒等发展良好，在同行业中占据优势，但全省范围内的众多产业集群中，像清河羊绒这样在国内有较大影响、在同行业占主导地位的大型产业集群并不多，很多地方产业集群优势不突出，与发达省份相比仍有很大差距。有一些地方也没有把产业集群发展作为发挥产业优势、提高市场竞争力、加快经济发展的重要举措来抓，对产业集群的发展缺乏必要的引导和扶持。
2、产业集群内没有形成完整的产业链。目前不少产业集群仅仅是众多生产同样产品的企业的简单集中，产品雷同，没有形成专业化分工，大量“小而全”的企业在同一个集群中阻碍了产业链的延伸并危及集群自我发展和竞争力的提升。同时集群内企业产品的关联度也较低。这样的产业集群不能体现出企业间合理竞争和分工合作的优势，无法有效降低交易成本，提高企业经营效益。
3、企业缺乏技术创新能力。目前各产业集群内的大部分企业规模小，实力有限，管理人员素质低下，技术条件薄弱，有的企业甚至生产方式落后，普遍缺乏技术创新和开发能力，经营业务比较单一，产品科技含量低、附加值不高，利润不足，进一步制约了其技术提高能力。而且，企业与学校、科研机构的联系不紧密，获取和吸收新技术的能力弱，得不到有力的技术支持，仅仅是维持简单的生产操作。
4、社会服务体系不健全。由于产业集群发展的时间较短，很多产业集群缺乏相应的中介服务组织，社会化服务网络不健全，从而阻碍了产业集群的发展。中介组织是保证市场经济顺利运转的剂，也是中小企业集群正常运作的支持系统。目前河北省产业集群中中介组织缺失或发展不完备，不能有效地为产业集群内生产、经营业务的开展提供服务支持。
5、政府职能定位不准确、行为不合理。有些地方政府对于本地的产业采取地方保护主义，限制本地产业集群与外地产业的竞争，扭曲了地方生产系统的合理运行机制，不利于产业集群竞争能力的提高，也增加了企业的交易成本；过于重视本地大型企业的发展，忽视中小型企业所构成的产业集群的发展活力，缺乏对其的必要支持。有些地方政府在构思产业集群的产业结构、建构中介服务体系、建立劳动力教育培训机构等方面缺乏周全的规划和有效的行动。忽视产业集群形成的内在规律，不善于从专业化分工和市场细分中发现机遇，引导和培育本地经济特色，导致低水平重复建设严重，缺乏横向整合，使资源无效配置和浪费。
加快发展县域经济，使之与全面建设小康社会的要求相适应，需要从各方面采取有效措施。最重要的一个方面，就是要整合、配置当地优势资源，推动中小企业本地化的分工和协作，促进企业集聚，培育特色产业，形成有竞争能力的地方产业集群。这要求我们从多方面做好工作，推动产业集群的不断发展。
一是培养产业集群内企业的创新能力。（1）企业应当注重人力资本投资。对员工进行培训，提高员工个人的技能，并努力提高整个企业的创新能力，积极开发新技术、新产品，促进企业R＆D活动的开展，提高产品的附加值。（2）注重企业家群体的培养。具有创新精神的企业家对于企业乃至整个产业集群的创新能力的提高具有十分关键的作用，产业集群的发展中应当促进集群内企业家的相互联系、共同学习，给予企业家获得培训的机会，不断提高其个人素质和经营管理的能力，为企业的发展创新起到带头人的作用。（3）加强产业集群内各企业同学校、科研院所等机构的交流与合作，完善技术成果转化机制，积极探索市场需求，适应市场的变化，不断应用新的技术开发新的产品，切实提高企业的创新能力，推进整个产业集群的优化升级。
二是加强产业集群内的产业分工，推动企业间的协作。（1）加快产业集群内重点企业的上下游及侧向产业链的配套建设，形成能有效提高竞争力的产业配套体系。集群内各企业要加强在业务上的合作，大企业可以将一部分业务转包给其他小型企业，以突出自己的专业性优势，并带动集群内其他企业的共同发展。（2）着力于催生小企业、开发新岗位，拓展产业链条，促进专业化分工协作，支持在产业集群中建立创业辅导中心，向企业初创者提供政策咨询和服务，解决初创阶段的突出困难，提高创业成功率，促进产业集群发展壮大。（3）加强自助机构的建设，通过自助机构提供研究与开发、市场营销、游说、劳资谈判、产业论坛等服务，促进企业共同发展。自助机构在必要时提供了单个企业无力提供或不愿承担的、具有外部性的服务，在日常经营中可降低交易成本。
张伟，男，汉族，1964年11月生，原籍河南省上蔡县，环境经济方向博士，现为济南大学经济研究中心主任，山东省城市发展研究基地首席专家、教授，人口、资源与环境经济学博士生导师，美国内布拉斯加大学高级访问学者，第2届山东省理论人才“百人工程”成员，第7批济南市专业技术拔尖人才。研究方向为绿色经济理论与政策，研究特色为绿色投融资。张伟迄今已发表学术论文50多篇，其中在国际期刊Energy Policy（SCI与SSCI双检索刊物）、Mathematical and Computer Modelling（SCI检索刊物）等10多篇；在国内权威刊物《管理世界》、《经济学动态》、《统计研究》、《数量经济技术经济研究》、《中国软科学》等40多篇，被《新华文摘》、《中国社会科学文摘》、《经济研究参考》、《复印报刊资料》等转载10多篇；主持国家社会科学基金项目3项、主持国家软科学项目1项，主持省部级项目10多项；先后出版著作3部，主编教材4部；获得教育部人文社会科学优秀成果三等奖、山东省社会科学优秀成果一等奖等省部级优秀研究成果奖10多项。
二、研究领域
张伟教授的主要研究领域是绿色经济理论与政策。该领域着重从经济学角度研究环境污染产生的原因以及治理污染或预防污染的措施。他的研究专长是绿色投融资，主要研究环境保护的投融资设计、路径优化及相关政策支持。先后被聘为中国城市发展研究会特邀理事、山东生态经济研究会副会长、山东省生态文明研究会常务理事、山东省经济学会常务理事、济南绿色经济研究会常务副理事长等。曾被授予山东省理论人才“百人工程”成员、济南市专业技术拔尖人才、济南市理论人才工程成员、济南大学优秀教师等荣誉称号。
三、研究成果
张伟教授近5年内在高水平期刊发表了13篇论文。目前已在Energy Policy（SCI与SSCI双检索刊物）等国际权威期刊发表相关SCI（SSCI）论文5篇，在《管理世界》、《中国软科学》等国内权威刊物发表相关CSSCI论文8篇。有3篇论文被《新华文摘》、《中国社会科学文摘》、《经济研究参考》等转载。并主持国家级及省部级研究项目7项，分别为：国家社科基金项目“低碳城市建设投融资机制研究”；国家软科学计划项目“金融促进节能减排技术创新的理论、实务与案例研究”；国家环保“十二五”规划项目“非环保系统资金投入、项目运作的经验与借鉴”；山东省科技发展计划项目“基于科学发展观的山东省产业集群升级优化战略与融资对策研究”；山东省社科规划项目“创新发展半岛城市群循环经济园区，建设生态强省与有效利用跨国公司投资研究”；山东省软科学计划项目“利用外资增强山东省城市绿色创新能力的路径与对策研究”；全国统计科研规划项目“城市环境设施产业投资绩效的经济统计评价与改进对策研究”。以上项目除国家社科基金项目外均已按时完成，并得到专家好评，所提对策建议有些被国家环境保护部采纳，进入“十二五”规划；有些被山东省领导批示，并被山东省财政厅、山东省发改委、山东省环保厅等采纳应用，取得了可观的社会（生态）效益和经济效益。近5年内获得8项科研成果奖励。主持完成的成果或撰写的论文，先后获得全国高等学校科学研究（人文社会科学）优秀成果奖三等奖1项；获得山东省社科优秀成果奖二等奖、三等奖共计3项；获得国家统计局全国统计优秀科研成果奖三等奖共计2项，获得省部级科技进步奖二等奖、三等奖共计2项。
四、主要论著
1、经济体制转轨绩效与城市环境设施投资体制个案研究，山西人民出版社2007年。
2、区域竞争力研究丛书，经济科学出版社，2010―2011年。
3、桥隧交通建设与城市发展探讨，山东人民出版社，2011年。
4、外商投资与绿色经济发展研究，经济科学出版社，2013年。
5、金融业绿色转型研究，经济科学出版社，2014年。
6、发展蓝色经济应当继续加强节能降耗，统计研究，2010年第7期。
7、利用FDI增强我国绿色创新能力的理论模型与思路探讨，管理世界，2011年第12期。
8、外商投资环境规制与东道国绿色创新，经济学动态，2012年第11期。
9、外商投资、创新能力与环境效率的结构方程分析：以山东为例，中国软科学，2012年第3期。
关键词：总部经济；形成机制；政策建议
1对总部经济的几点认识
(1)总部经济属于区域经济的范畴。它首先表现为公司企业的总部和加工基地在地域空间上的分离。分离的结果必然增加了公司企业的调整成本，但由于区域之间的不平衡，一种具有更大比较优势的总部区域给企业所带来的好处足以补偿总部迁移所带来的损失。所以，区域之间的不平衡是总部经济形成和发展的客观条件。作为公司企业而言，在总部迁移的决策过程中面临着区域选择的问题，而总部迁移之后，对入驻的区域带来一系列的经济影响。
(2)总部经济理论根植于区位理论。毕业论文著名的美国经济学家弗里德曼最早提出中心——论，他认为地区的发展不可能是均衡的，要利用独有的地理优势或者历史的传统把某些区域首先发展起来，使要素不断向这个区域聚集。由于聚集的人力资源、信息资源等战略要素成本较高，受经济活动必须补偿要素成本这一法则的制约，形成了基于比较优势的中心区域和中心区域外的合作分工关系。在中心区域里，一般能更多地吸引资本、技术、人才，形成战略资源优势，适于公司总部在此聚集发展。而由于地价、劳动力成本优势，适于建立加工基地。区位理论对总部经济的形成和发展作了理论上的阐释，为后来的产业集群理论奠定了理论基础。
(3)总部经济宏观表现为功能集群。一个产业链的不同部分在同一个区域密集分布，称为产业集群。除了按产业进行区域聚集外，不同产业的同种功能，如研发、商务等，由于需求的一致性，也可能在一个区域集群分布，这称为功能集群。众多公司总部地特定地域聚集所产生的规模经济和外部性，将使得单个公司获得其总部所需的生产要素资源，享受高质量的专业化配套关联服务，而付出较小的代价。因此，从总部入驻的区域来看，众多企业总部的聚集进一步促进了本区域经济的发展，为本地带来经济效应、税收效应和就业效应等。
2总部经济形成机制的理性分析
一个国家和地区的城市为了吸引更多的有实力的企业总部入驻，在政策上给予极大的扶持，硕士论文并不断改善城市的整体功能，优化和完善配套的功能设施，促进了总部经济的发展。故从形式上看总部经济是由政府主导的经济，其实不然。政府所起的作用从本质上看，只是进一步极化了区域之间的不平衡性，为公司和企业的总部与生产加工部门的空间分离创造条件但从公司企业的内部看，总部和其他部门能否分离，分离后给企业带来哪些效应，是什么力量促使它们在空间上分离，却要研究总部经济形成的一般机理。
2．1人才与知识资源的可流动性是总部经济形成的基础条件
在经济全球化的条件下，企业之间的竞争显得空前高涨，由于一般性生产要素在国际间的流动加快，知识、信息、技术及高尖端人才资源在成为公司企业的战略性资源。其中人才是战略性资源的关键。由于城市具有在教育、就业、医疗等方面的优越性，人才向城市转移促使战略性资源向城市密集。而随着不同城市化的发展之间的不平衡，人才的流动则呈现出由发展程度较低的城市向发展水平较高的城市梯度演进。另一方面，公司企业的规模进一步扩大，内部功能逐步密集和分解，出现了各种职能中心，而地区之间的资源公布的差异使得企业通过脑力劳动和体力劳动分离以获取各种资源，以实现利益的最大化。因此，企业将内部的决策中心、控制中心、设计中心、研发中心等知识、信息和高尖人才密集的部门迁移到中心城市，而将加工生产基地分布在中心城市的或周边地区以获取丰富的常规资源，以谋求整个产业链的合理布局和资源利用效率的最大化，实现企业的竞争优势。
从某种意义上讲，总部经济的形成和发展是脑力劳动与体力劳动分离的结果。其中，人才的流动性决定了知识的流动性，只有二者可以流动，才牵引着公司企业内部知识密集的功能部门的转移，而且二者的流动方向一致。企业总部与加工生产部门在空间位置上的分离，客观上增加了企业内部沟通和协作的成本，但由于信息网络化的快速发展，信息沟通和协调成本急剧下降，缓解了总部与加工生产基地之间因空间分离而导致成本增加的矛盾。而总部则将价值增值最大的环节集中在知识、信息和人才密集的区域，以更好地发挥其优势，获取更大的效益。
2．2追求资源的优化配置是总部经济形成和发展的根本动力
科斯认为，市场机制是一种配置资源的手段，企业也是一种配置资源的手段，二者是可以相互替代的。在科斯看来，市场机制的运行是有成本的，通过形成一个组织，并允许某个权威(企业家)来支配资源，就能节约某些市场运行成本。交易费用的节省是企业产生、存在以及替代市场机制的惟一动力。显然，企业是资源配置和利用的基本单位。更加有效地配置和利用资源以实现企业利益的最大化，是企业所追求的目标。现代企业运用市场法则来解决企业内部的协调和管理，克服了企业因规模扩大引发的协调困难的矛盾，促进资源在企业内部的合理配置。首先，企业通过进一步强化内部专业化的分工，促进功能的聚集。尽量减少各部门之间重叠的职能，以免造成资源的浪费。尤其是知识、信息和人才等要素资源使用的部门，因为其自身的稀缺性和可流动性，越发具备从其他部门中独立出来的特点，为总部的迁移创造了组织条件。而那些智力资源密集的部门为了更好地利用这些要素资源，必须将这些重要部门安排在这种要素密集的区域，以增强要索的可选择性，降低企业战略资源的使用价格，优化资源的配置。其次，降低转移成本使发展总部经济成为必然。由于空间是有距离的，从一端到另一端，不仅要耗费时间，而且要付出费用，这种为克服空间距离而在经济、社会和心理等方面所花费的全部成本就是转移成本。选择在任何一个区域作为总部都要包含一种空间成本，因此降低转移成为发展总部经济的一个重要的动力来源。它必须能够解决以下四个方面的成本：(1)运输费用。包括营运费用、转运费用等。营运费用与运输方式、货物种类紧密相关，一般情况下，随距离的增加而增加；(2)时间成本。是指人类经济活动为实现一定距离的空间转移所花费的时间。它与地区经济和交通运输发展水平、运输方式及其布局状况有关。交通运输越发达，地区的通达性程度越高，实现相同距离的空间转移所花费的时间越少；(3)信息成本。在各个不同地区获得信息的便利程度是有很大差别的，地区经济发展水平越高，信息交流速度就越快，获得信息的成本就越低；(4)心理成本。由于各地区传统、习惯、文化、宗教、语言以及种族等方面的差异，使得距离越远，转移的心理成本就越高。
2．3企业创新和功能聚集是总部经济形成和发展的催化力量
熊彼特的竞争优势理论认为，创新是企业不断地发展壮大的力量源泉。所谓创新就是要“建立一种新的生产函数”，医学论文即“生产要素的重新组合”，就是要把一种从来没有的关于生产要素和生产条件的“新组合”引进生产体系中去，以实现对生产要素或生产条件的“新组合”。企业扩张到一定规模之后，规模经济给企业带来的效益逐步回落，企业向市场所提供的产品或服务进入饱和阶段。此时，企业的组织创新和技术创新更显得十分必要。作为创新主体的企业家面临着两种挑战：其一是如何牢牢控制企业的关键人才和关键技术，保持和推动企业在技术上的创新；其二是如何紧紧盯住同行业发展的动向，保持和跟进本行业技术创新的步伐。鼓励本企业高端人才在关键技术领域参与同行业保持合作，以减少新技术应用的成本。由于人才和知识资源的流动呈非均衡性，当少数企业总部迁移到有条件的中心城市后，其他企业也将决策中心和研发中心追随而入，这是企业基于战略需要而采取的跟进措施，从而推动了总部经济的快速发展。
3中国发展总部经济的政策建议
从总部经济形成机制的分析中可以看到，企业将总部与加工生产基地分离，最初缘于优化人才与知识资源的优化配置。反过来，大量的企业总部云集某一区域，极大地促进了本地区经济的发展，产生了税收效应、产业乘数效应、就业效应、社会资本效应等。为了稳妥地推动总部经济的发展，克服其盲目生，当前我国应处理好三个方面的关系。
3．1处理好市场主导和政府引导的关系
由于市场失灵的存在，市场在配置资源方面有时具有一定的盲目性。因此，政府在发展总部经济时，应注意适当地加以引导，作好长远规划。职称论文在充分尊重企业意愿的情况下，将企业总部向规划的园区发展。不断改善基础设施建设，有计划地鼓励一批金融、保险、法律等高端的服务业在园区分布，为总部经济创造有利条件。同时，利用好总部迁移的机会，政府通过一定的投入，改造一批落后或不合理的区段分布，从整体上提升城市形象，推动产业长升级。
3．2处理好中心城市与周边地区的关系
周边地区是企业加工生产基地分布的区域，企业将总部分离，客观上增加了企业总部与加工生产基地之间的空间距离。为了能让总部与其他部门之间方便快捷地进行联系，满足企业生产经营的需要，中心城市与周边地区之间应保持较高的对接性。地方政府应加强协作，统一部署，切忌条块分割的问题。只顾发展总部，而忽视生产加工部门的发展，人为割断了企业内部的联系，最终既不利于总部的长期发展，也不利于本区域经济的后续推进。在发展总部经济的过程中，坚持克服部门保护主义，要将周边地区的发展纳入中心城市统一发展的规划。
3．3处理好大城市与中小城市的关系
我们往往在发展总部经济时，英语论文总存在一个误区，认为总部经济只适合在大型中心城市发展，其实不然。作为企业的总部如决策中心、结算中心等需要强大的信息市场和金融市场以及高效的行政环境作为支撑。而对于研发中心则需要生态化的人居环境和浓厚了学术氛围往往起着决定性作用。但这些条件并不是只有大型中心城市才具备，而有些中小型城市只要自身条件优越，适合总部在这里落户，一样能够发展总部经济。所以，地方政府不能一味地追求自身的扩张，而应该在内涵上做文章，要将精力放在改善基础设施和完善配套的服务功能上，以便稳妥地推动总部经济的发展。
参考文献
[1]王超．总部经济及对其发展的思考[J]．当代财经，2005，(9)．
[摘要]在2008年北京奥运会成功举办后，基于奥运经济的注意力、借势、品牌理论对我国后奥运体育产业发展分析认为：我国应继续承办高规格的国际比赛，倾力使北京成为国际体育中心城市，在体育产业环境建设、市场培育等方面为我国其它地区提供示范作用。同时通过民族品牌的正确市场定位、制作标准化等方面建设，打造国际驰名的民族品牌，为我国体育产业的可持续发展奠定坚实基础。
[关键词]奥运经济后奥运体育产业效应
2008年无与伦比北京奥运会的成功举办，无疑对扩大我国在世界上的影响具有重要的作用。其中中国体育产业从2001年北京奥运会筹办直至成功举办期间，奥运经济为我国体育产业的发展注入了新的活力。奥运会后如何基于奥运经济效应的特点理性地审视我国体育产业的现状,对于促进我国后奥运体育产业的良性发展无疑具有重大的意义和广泛的影响。
一、理性认识北京奥运会筹办期间我国体育产业发展的状况
北京申办2008年奥运会成功后，我国体育产业在经历福利型向消费型、一家办向大家办、事业型向经营型、行政型向社会型的逐步过度后愈发呈现生机勃勃发展的景象，体育产业的发展态势喜人。具体表现为：体育用品市场继续蓬勃发展，基于北京奥运会高等级赛事的竞赛表演市场加速发展，其他健身娱乐市场、体育科技和咨询市场、体育彩票市场等体育市场形成规模市场的体系日趋成熟；包括有形资产的经营和无形资产的开发利用的体育产业领域不断拓宽，体育产业发展的质量和效益逐步提高；社会投资办体育产业的态势发展很快，涌现出一大批符合现代企业制度多种所有制的体育俱乐部、体育企业和企业集团。
在北京奥运会给我国体育产业的发展带来了巨大的机遇，充分肯定我国体育产业发展态势的同时，要理性的认识我国体育产业奥运筹办期间发展的现状。首先，我国体育产业在整体还处于发展的起步与过度阶段，还未完全适应整体市场经济发展的需要，与发达国家相比还有较大的差距。目前，欧美发达国家体育产业对于国家GDP的贡献率已达1.5%以上，而我国的体育产业对GDP的贡献不足0.5%。体育产业在整体结构也不尽合理，体育用品市场的产值占到我国体育产业的总产值的一半以上。而在竞赛表演市场、体育传媒与广告市场等方面,有着与发达国家较大的差距。其次，我国体育产业在市场经济主导整个经济体制的大环境里，经营机制受制于相应配套的国家政策与法规，直接导致产权不清、资源浪费等现象的发生，从而影响了我国体育产业的良性发展。第三，我国的体育产业还表现为基于东西部地域经济差异而引起的区域体育产业发展不均衡特征。无论从作为体育产业发展的重要载体的竞技体育，还是作为体育产业发展基本条件的体育场馆，以及体育系统企业的经营收入水平、区域的体育消费水平看，东部地区都是明显高于西部地区。
二、继续发挥奥运经济的注意力效应，谋求我国后奥运体育产业的可持续发展
近年，奥运会愈发成为全球关注的焦点，与其包括TOP等计划迎合了全球经济一体化和经济扩张特点密切相关。奥运经济投资者都是着眼于全球发展趋势和商品扩张覆盖更大范围消费需求的企业。要继续充分发挥奥运经济的注意力效应，一方面利用北京等地区成功举办奥运会的焦点效应，倾力打造北京发展为国际体育中心城市。北京在筹办奥运会期间投资2800亿人民币倾力打造北京的国际大都市地位的基础上，进一步继续在体育产业软硬件上适当投入，以谋求北京的体育产业对于全市GDP的贡献1.7%向3%的国际体育中心城市目标迈进。在此模式下，长春的亚洲冬运会、广州的亚运会、深圳的世界大学生运动会，以及我国积极申办冬季奥运会的举措，均可有效地构筑我国体育产业可持续发展的平台。另一方面要把握奥运注意力经济的阶段性特征，预防“马太效应”、“低谷效应”，着力发挥北京等地区体育产业获得高速发展的空间和效益，并通过北京的示范作用辐射全国，谋求我国其他地区体育产业的良性发展。
三、继续发挥奥运经济的借势效应谋求我国后奥运体育产业发展
在继续发挥北京奥运经济的借势效应时，要充分挖掘奥运经济的催化剂作用，正确处理加快北京体育产业和我国体育产业快速发展的关系，建构我国体育产业整体上可持续发展。
一方面，要以抓住成功举办奥运会的契机，加快我国体育产业发展的环境建设。在总结运行奥运经济适应国际奥委会的运行规则，把握其领域清晰、层次清晰、市场清晰的需求特征的理论基础上，加大成功经验的宣传。在体育产业方面，既要加大硬件环境的建设，又要加强体育产业软件的建设。尤其要充分发挥成功举办奥运会后我国在体育产业、体育经营管理专门人才等专业人才的作用，进一步完善体育产业相关政策与市场运行等软环境方面的建设。并通过北京奥运会《奥林匹克标志保护条例》、《北京市奥林匹克知识产权保护规定》等法规对奥运标识等无形资产的保护深化认识的基础上，全面提高全民对体育产业的法律保护意识，优化我国体育产业发展的软环境。
另一方面，要加大政府培养体育市场的培育力度，优化、完善我国体育市场的结构。在社会主义市场经济初级阶段，由于体育消费不属人们必需的生活消费，体育市场不会自然形成，加上其没有形成完善的市场机制和竞争机制，因此政府必须采取相关措施去开发和培育。充分利用北京奥运会举办期间通过社会媒介正确的引导和宣传的竞技表演市场初步大规模形成的基础上，大力发展体育彩票业、健身娱乐市场、体育旅游业、体育中介业等体育产业核心市场，在拓宽体育市场的基础上，优化我国体育用品单一发展的体育产业结构。
四、继续发挥奥运经济的品牌效应发展我国后奥运体育产业
北京奥运会的成功举办，较之于以往历届奥运会可口可乐、柯达等国际驰名品牌，北京奥运会孕育了我国的联想集团以TOP伙伴打造国际知名品牌的历程，体育产业方面也有李宁等民族品牌积极参与。并以成功举办奥运会的契机，积极发挥奥运经济的品牌效应加速我国民族品牌迈向国际驰名品牌的进程。
首先，要求民族品牌的塑造必须做好正确的市场定位。民族品牌的塑造必须审视我国人口众多、市场广阔的优势，充分利用体育人口递增的趋势，定位不同层次的消费群体进行品牌塑造，并通过品牌推动市场寻求回报。在立足民用化的体育产业品牌的基础上加大品牌的社会化力度，在拓宽体育市场的基础上获得企业利润的最大化。
其次，民族企业要博采众长，增强自主创新能力以建构国际品牌。比如体育用品产业要着力于体育用品开创的新空间，并加快产品更新换代的速度，以打造民族品牌。在体育用品具体的设计思路上打破惯性思维模式，增强产品的新材料、新工艺等科技含量。像运动服除了在运动场所穿着外，能否与生活便装、工装甚至时装结合起来，这需要在款式、面料与辅料的搭配和纺织技术上都要有新的突破。
第三，我国体育产业在塑造品牌时要注重体育产业的工艺、管理制作过程中的标准化和营销过程中的标准化。只有在实现我国民族品牌自身产品技术更新和质量保证时,在以上两方面实现标准化，并从标准化的角度进行产品营销、推介，从而使自身产品与国际相接轨的同时实现品牌的驰名化。目前尽管我国是世界上最大的体育用品加工国，也是独立生产体育用品种类最多的国家，但符合国际质量标准的产品却很少，其中能为大型赛事所用的就更少。在注重体育用品的工艺标准化的同时，在营销时要借鉴诸多奥运会TOP计划合作伙伴的营销策略，注重自身企业文化与奥运文化的有机结合，制定系统的、长期的企业营销战略，在战略的高度谋求我国体育产业的长期良性发展。
参考文献：
[1]北京发展和改革委员会.专栏14-奥运经济与效应.《北京市国民经济和社会发展第十一个五年规划》：2006.8
[2]武军李咏涛:后奥运经济及其效应探析——奥运经济问题研究之一[J].生产力研究，2007.（8）：6-8
[3]余非齐卫军:北京“后奥运经济”的风险分析及控制[J].商场现代化，2008.（1，中旬刊）
论文关键词：VEC模型，脉冲响应方差分解
改革开放三十年来，以财政支出为主要载体的社会经济建设活动，带来了我国前所未有的经济持续高速增长。1978—2007年期间，国家财政支出从1122.09亿元增加到49781.35亿元；GDP总量从3645.2亿元增加到249529.9亿元，年均增长率超过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，城乡居民收入比例也扩大到3.36：1，绝对差距首次超过1万元。以城乡居民收入差距拉大为代表的社会不公平问题已成为制约我国经济持续增长不容忽视的问题。可见，在财政支出所具有的资源配置、收入分配和稳定经济增长的三大职能中，收入分配职能并没有得到良好的发挥和体现。那么，财政支出结构的变动对经济增长和社会公平会产生什么样的影响？在协调经济增长与社会公平问题上，财政支出应怎样安排呢？这不但是发达国家财务管理论文，也是转轨国家和发展中国家经常争论不休的问题。因此，本文试图借助于向量误差修正模型，系统地研究财政支出结构对经济增长与社会公平[2]的动态影响机制。
一、文献述评与理论分析
（一）文献述评
从亚当·斯密开始，经济学研究都强调经济效率，而不太注意收入分配差距。只要经济增长符合帕累托效率，就没有坏处，哈耶克认为这就是经济学研究的基本命题核心期刊。受其影响，西方学者们大多重视财政支出与经济增长关系的研究，加之二战后世界各国政府普遍把经济增长列为财政支出的首要目标，使得这种研究趋势更是盛极一时，而对于财政支出结构与社会公平关系的研究则明显滞后。
对于国内研究而言，目前已有的关于财政支出结构对经济增长与社会公平的影响研究还比较少。学者们大多侧重于财政支出总量与经济增长关系的研究，或者是财政支出结构与社会公平关系的研究，鲜有把经济增长和社会公平作为一个整体来研究其与财政支出结构之间的关系。而且，在划分财政支出结构的分类标准上大家还未达成共识，再加上对社会公平系数的界定和研究方法的不同，最终导致实证分析结论存在差异。寇铁军、金双华（2002）以基尼系数为社会公平指标，将财政支出划分为公共福利支出和非福利支出，利用简单回归分析得出我国财政支出对社会公平问题重视不够的结论。孙文祥、张志超（2004）以城镇对农村居民的人均收入差额与农村居民人均收入的比值作为社会不公平指数，构造了六个模型方程分别研究财政支出结构与经济增长，财政支出结构与社会公平的问题，得出地方财政支出具有显著促进经济增长的作用，中央财政支出可以明显改善社会公平程度，不同的财政支出项目对经济增长和社会公平的贡献具有显著差异的结论。王莉、冉光和（2007）利用基尼数据等指标进行回归分析，得出财政支出结构对城乡居民之间收入差距呈负效应的结论。刘成奎、王朝才（2008）以城乡居民收入差为社会公平指标，分析不同财政支出项目对城镇、农村居民收入的影响。冉光和、潘辉（2009）对全国居民、城乡居民以及东中西居民三个样本进行公共支出与收入分配关系的VAR模型实证研究，得出公共支出对居民收入分配起到了负面影响结论。
综上所述财务管理论文，国内外关于财政支出结构对经济增长和社会公平的影响研究基本上是围绕财政支出结构与经济增长，或者是财政支出结构与社会公平进行单一静态研究。然而，追求经济效率和社会公平是政府安排财政支出所面临的永恒主题。只考虑财政支出结构与经济增长的关系而忽视社会公平的问题，或者离开经济增长而单一的研究财政支出结构与社会公平的关系，得出的结论都可能有失偏颇。这是分析财政支出结构对经济增长与社会公平影响不可或缺的研究思路。基于此，本文将在前人研究的基础上，采用向量误差修正模型、脉冲响应函数等动态分析方法系统考查财政支出结构变动对经济增长和社会公平动态影响。
（二）理论分析
财政支出结构是指各类财政支出占总支出的比重。按照经济性质不同，财政支出结构可以分为政府投资性支出、政府消费性支出和政府转移性支出三种。三种支出在财政总支出中所占比重的变动，直接反映了财政支出职能的调整。一般而言，投资性支出和消费性支出直接影响社会资源的配置，促进经济增长。具体地说，从需求方面讲，投资性和消费性支出与私人支出无异，直接构成社会总需求的一部分，通过乘数效应拉动经济增长；从供给方面讲，投资性支出会影响生产函数而间接拉动经济增长，如基础设施建设等支出会形成社会物质资本，从而解决制约经济增长的瓶颈因素；科学、教育以及卫生等领域支出会形成人力资本，从而提高劳动者生产率，改善社会生产技术，促进经济持续增长核心期刊。相反，转移性支出具有两面性，它不仅能促进经济增长，也能熨平收入分配不均。具体地说，从需求方面讲，转移性支出直接增加居民可支配收入，扩大了社会总需求。同时财务管理论文，当社会收入分配差距拉大时，转移性支出能够缩小甚至弥补收入分配不均的缺口，稳定社会公平秩序。从供给方面讲，转移性支出也是一种典型公共品，具有很强的外部性特征。
因此，在财政支出结构上，投资性支出和消费性支出比重越大，表明财政的资源配置职能较强；转移性支出比重越大，表明财政的收入分配职能较强。
二、变量选取与研究方法
（一）变量选取
本文选取1978—2006年社会公平指标、经济增长指标以及财政支出结构指标共同构建VEC计量模型进行分析。各变量均为年度变量，并用GDP平减指数扣除物价因素的影响。由于中国统计年鉴中没有GDP平减指数，这里借鉴司春林（2002）的做法，用公式进行换算，GDPiindex表示第i年的GDP指数，GDP1978index表示1978年GDP指数（1978年=100），GDPi表示第i年的名义GDP值，GDP1978表示1978年名义GDP值。需要指出，我国预算外支出结构不具有明显特征，波动性较大，所以我们暂不考虑财政预算外支出，所有数据均来源于《中国统计年鉴2008》以及国研网教育版宏观经济年度统计数据库。
（1）社会公平指标上我们选取全国居民收入基尼系数衡量。首先，选择上梯形面积法计算城镇居民和农村居民的基尼系数，具体计算公式为，Mi表示某一收入水平组家庭累计百分比，Qi表示某一收入水平组收入数累计百分比。其次，按照R.Msunarum公式计算全国居民收入基尼系数，具体计算公式为，G1G2分别表示农村居民和城镇居民收入分配的基尼系数财务管理论文，P1P2分别表示农村居民和城镇居民占总人口的比重，u1u2分别表示农村居民和城镇居民的人均收入，u表示全体居民的人均收入，G表示全国居民收入的基尼系数。
（2）经济增长指标上我们选取国内生产总值增长率衡量。根据当年国内生产总值增长率=（当年国内生产总值指数-100）/100公式计算而得，其中以上年国内生产总值指数为100。
（3）财政支出结构指标上我们分别选取财政投资性支出、消费性支出以及转移性支出各自占财政总支出的比重来衡量。依据官方统计数据，财政投资性支出包括基本建设支出、挖潜改造资金和科技三项费用、支农支出以及科教文卫支出等；财政消费性支出包括增拨企业流动资金、地质勘探费、工业交通等部门事业费、国防支出以及行政管理费等；财政转移性支出包括社会保障支出和政策性补贴支出等。
表1 变量定义表
变量名
变量解释
变量名
变量解释
Gini
全国居民基尼系数
GDP
国内生产总值增长率
GIV
财政投资支出占财政支出比重
GCS
财政消费支出占财政支出比重
GTR
财政转移支出占财政支出比重
（二）研究方法
为了避免模型出现伪回归现象，本文首先利用ADF单位根检验法，检验变量的平稳性，对非平稳变量进行处理，使之成为平稳时间序列。如果变量是单整的，借鉴Engle和Granger（1987）提出的协整理论进行Johansen协整检验，以确定财政支出结构与经济增长、社会公平之间的长期稳定关系。进步利用Granger因果关系检验揭示变量之间因果关系，在此基础上，建立向量误差修正（VEC）模型，用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程，更加全面认识变量之间稳定的长期均衡关系和动态的短期关系；构造向量自回归（VAR）模型，确定不同财政支出对经济增长和社会公平的动态影响程度核心期刊。根据研究需要，构造出分析财政支出结构影响经济增长和社会公平的计量模型1和模型2。同时，为了避免模型回归分析中可能存在异方差和多重共线性问题，对变量数据取自然对数。其中，i是滞后阶数，n是样本个数，是扰动向量。
模型1：
模型2：
三、实证检验结果与分析
（一）单位根检验与协整检验
利用Dickey和Fuller（1981）提出的考虑残差项序列相关的ADF单位根检验法，滞后长度根据SIC法则自动选择，检验变量的平稳性，对于非平稳性的变量进行差分处理使之成为平稳时间序列。表2的ADF检验结果显示，样本期间内仅有财政投资性支出和转移性支出是非平稳时间序列财务管理论文，但是它们的一次差分都是平稳的时间序列，即这两个序列都是一阶单整I（1）。
表2 ADF检验结果
变量名
检验类型（c，t，k）
ADF检验值
伴随概率p值
结论
lnGini
（c，t，0）
-2.0240*
0.0430
平稳
lnGDP
（c，t，3）
-3.9201*
0.0263
平稳
lnGIV
（c，t，0）
-3.2130
0.1023
非平稳
D（lnGIV）
（0，0，0）
-4.7690**
0.0000
平稳
lnGCS
（c，0，2）
-3.4119*
0.0198
平稳
lnGTR
（c，0，3）
-2.3022
0.1790
非平稳
D（lnGTR）
（0，0，2）
-3.2291**
0.0024
平稳
注：（1）检验类型（c，t，k）表示ADF方程中的截距、时间趋势项和滞后阶数；（2）*、**分别表示在5%、1%的显著水平下拒绝原假设；（3）D表示对变量进行一次差分。
由于上述两个变量都是一阶平稳序列，其它变量都是水平平稳序列，因此，我们可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系。如果它们之间具有协整关系，则表示虽然在短期内它们具有各自的变动规律，但在长期内却存在着共同的变化趋势。根据AIC、SC信息准则以及似然比LR统计量确定最优滞后阶数值为2。
表3 协整检验结果
原假设
特征根
Trace 统计量
Max-Eigen 统计量
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%显著水平下拒绝原假设；趋势假设：时间序列有均值和线性趋势项，协积方程只有截距项。
（二）VEC模型估计
表3的协整检验结果显示，迹检验和最大特征根检验存在冲突财务管理论文，前者认为有2个协整关系存在，后者认为有3个协整关系存在。对于这样的情况，检验估计得到的协整向量，并将选择建立在协整关系的解释能力上。同时，运用向量误差修正模型，我们得到协整方程和误差修正方程（见表4）。
表4协整方程和误差修正方程
协整方程
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*)
误差修正方程
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%显著水平下拒绝原假设。
需要指出，括号内数字为T检验值，基尼系数取对数为负数，所以模型1协整方程表明长期中财政投资性支出和转移性支出与社会公平成正相关，且投资性支出贡献度相对较大；财政消费性支出与社会公平无显著关系。误差修正方程表明社会公平变动偏离长期均衡关系时，其负反馈修正机制产生效果，但修正速度很慢。经济增长率、财政投资性支出、消费性支出的一期滞后差分值和转移性支出的二期滞后差分值对短期社会公平调整都有显著影响。模型2协整方程表明财政支出对经济增长都有显著影响，消费性支出贡献度相对较大。误差修正方程表明经济增长偏离长期均衡关系时，其负反馈修正机制产生效果，但修正速度更慢核心期刊。社会公平、财政支出以及前期经济增长都对本期经济增长的变动有显著影响。
（三）因果检验
Granger（1988）指出，如果变量之间存在协整关系，那么也一定存在某种形式的Granger因果关系，或单向的，或双向的。协整分析得出的经验方程只能表示变量之间存在相关关系或至少一个方向的因果关系，要想揭示变量之间的因果关系，还需通过Granger因果关系检验。
表5Granger因果检验结果
Null Hypothesis
Obs
F-Statistic
Prob
结论
LnGini does not Granger Cause LnGDP
26
3.72906
0.0291
拒绝原假设
LnGDP does not Granger Cause LnGini
1.85800
0.1710
接受原假设
LnGIV does not Granger Cause LnGDP
26
2.77932
0.0692
拒绝原假设
LnGDP does not Granger Cause LnGIV
3.96284
0.0238
拒绝原假设
LnGCS does not Granger Cause LnGDP
26
0.07063
0.9749
接受原假设
LnGDP does not Granger Cause LGCS
0.70548
0.5605
接受原假设
LnGTR does not Granger Cause LnGDP
26
3.05082
0.0537
拒绝原假设
LnGDP does not Granger Cause LnGTR
2.39282
0.1004
接受原假设
LnGIV does not Granger Cause LnGini
26
2.96578
0.0581
拒绝原假设
LnGini does not Granger Cause LnGIV
0.37126
0.7746
接受原假设
LnGCS does not Granger Cause LnGini
26
0.54046
0.6604
接受原假设
LnGini does not Granger Cause LnGCS
0.96788
0.4283
接受原假设
LnGTR does not Granger Cause LnGini
26
2.33310
0.0815
拒绝原假设
LnGini does not Granger Cause LnGTR
0.23638
0.8699
接受原假设
表5检验结果与ECM模型基本一致，在Granger因果关系上，我们取10%置信度水平可得到如下结论：（1）社会公平是经济增长的Granger原因，经济增长不是社会公平的Granger原因。这表明我国社会公平问题比较复杂，经济增长导致收入分配不均可能不是社会公平的决定性原因，可能还有人力资本和制度等原因。（2）财政投资性支出与经济增长互为Granger因果，这符合凯恩斯乘数-加速原理。（3）财政投资性支出与转移性支出既是经济增长的Granger原因财务管理论文，又是社会公平的Granger原因。这表明除了扩大社会有效需求，财政投资性支出为私人创造了平等的受教育和医疗保健等起点公平条件，转移性支出为私人脱贫致富的最终实现创造了结果公平条件。
（四）脉冲响应和方差分解
Johansen协整检验、向量误差修正机制以及Granger因果关系检验仅能说明变量之间的长期或短期关系，而我们更关心系统冲击对各个内生变量变化的贡献度和各个变量对冲击响应的方向、时滞效应以及稳定过程。为此，我们可以通过脉冲响应比较各种财政支出对社会公平和经济增长的影响强度和方式，通过方差分解来进步评价不同财政支出对社会公平和经济增长的贡献度。
表6VAR模型平稳性检验
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
如果被估计VAR模型所有根的模倒数小于1，则其是稳定的。若模型不稳定，此时模型并不具有可逆性，脉冲响应函数的标准误差是无效的。在考察变量响应之前，先检验VAR过程的稳定性，如表6所有根的模均小于1，可以肯定VAR过程是平稳的、可逆的。
图1 基尼系数对一个标准差新息的响应 图2 经济增长率对一个标准差新息的响应
（1）由图1可以看出，财政投资性支出标准差扰动对基尼系数前十期产生正向影响，第六期达到最大值0.018494，从第十一期起转为负向影响，之后逐渐收敛，表明财政投资性支出对我国社会公平的影响具有一定滞后影响；财政转移性支出标准差扰动对基尼系数产生负向影响，之后逐渐减弱，虽然其后过程有细微波动，但在整个冲击响应阶段保持微弱的负向影响，表明财政转移性支出对我国长期社会公平有一定促进作用；而财政消费性支出对基尼系数的影响不稳定，波动较大，后期逐渐收敛。
（2）由图2可以看出，财政投资性支出标准差扰动对经济增长率交替产生正负影响，最终维持在-0.001410影响水平上，这表明财政投资性支出对我国经济增长先表现出引致效应，随后产生挤出效应；财政消费性支出和转移性支出的标准差扰动对经济增长率产生正向影响财务管理论文，其后过程虽有波动，但在整个冲击响应阶段对经济增长率保持正向影响，这表明财政消费性支出和转移性支出对我国经济增长具有稳定的引致效应，不存在挤出效应。
图3 基尼系数方差分解图4 经济增长率方差分解
（3）由图3可以看出，财政消费性支出和经济增长对基尼系数的影响很小，基尼系数预测方差主要受其自身、财政投资性支出和转移性支出的影响，整个期间自身影响逐渐减弱最终锁定43%，不同的是财政投资性支出和转移性支出的影响都是逐渐增加，最终分别稳定在33%和13%。
（4）由图4可以看出，经济增长受其自身影响最大，除此之外基尼系数对其影响逐渐减弱至12.5%，财政投资性支出和消费性支出对其影响迅速增加至9%和13%，而整个期间财政转移性支出对其影响基本稳定在3%。
四、研究结论与政策建议
经济增长和社会公平是构建和谐社会可持续发展的重要基石。在社会公平与经济增长日益冲突的背景下，本文从财政投资性支出、消费性支出和转移性支出三方面对我国经济增长和社会公平的影响进行了动态分析，最终研究结果表明：
（1）长期中社会公平有利于经济持续增长，经济增长对社会公平的影响不显著核心期刊。但是，短期中经济增长和财政支出对社会公平具有显著影响。
（2）财政支出分别与经济增长和社会公平存在协整关系。经济增长和社会公平在发展变化中都存在着明显的路径依赖效应，反向误差修正速度很慢，都需要不同财政支出的变动进行调整。
（3）在财政支出结构上，财政消费性支出对经济增长具有显著影响，财政转移性支出对社会公平具有显著影响，而财政投资性支出具有两面性，基础设施等物质资本投资对经济增长的拉动作用显著，科教文卫等人力资本投资对社会机会公平和结果公平创造了条件。
因此，从本文的研究结果和我国社会发展的现状来看，根据不同时期既定政策目标和社会环境，政府应该适时调整投资性支出、消费性支出和转移性支出在财政支出中所占比重。具体而言财务管理论文，可以从以下几方面做起：
第一，在财政支出以促进经济增长为首要目标的情况下，可以考虑增加财政消费性支出的同时，增加财政投资性支出。短期内，农村基础设施、铁路和公路等基本建设方面的投资性支出可以带动经济快速增长；长期内，科学、教育、文化和卫生等民生领域投资性支出可以缓解社会不公平压力，这对我国经济和社会的可持续发展具有重要意义。
第二，在财政支出以缓解社会不公平程度为首要目标的情况下，可以考虑适度提高财政转移性支出比重的同时，适当增加民生领域财政投资性支出。不过，应特别注意不能简单指望调整这类开支比重就能够自动地实现改善社会公平的目标。因为，在我国社会公平是一个复杂的问题，不单单是收入分配不均的问题，制度结构与变迁所带来的不公平更是关键之所在。
第三，财政支出不能片面地把经济增长和社会公平对立起来，而应有所重点有所兼顾。一定程度的社会不公平才能促进经济持续增长，进而维持社会整体公平以及高质量的公平。
参考文献
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论文关键词：金融危机，需求，中美贸易出口
一、引言
2007年由美国次贷危机引发的全球金融危机，已在世界范围内产生相当深远的负面影响。美国消费明显减缓，影响了中美贸易间的往来。2006年我国对美出口额同比增长率基本维持在20%，但在金融危机的影响下，这个数据从2007年8月开始下降，2009年除12月份以外，其余月份我国对美出口额同比增长全都为负增长。作为高度依赖国际市场的出口大国，对美出口的下降，会直接影响到我国的国民经济。
影响中美贸易出口有多种因素。而金融危机的需求传导机制应该说是影响出口贸易最为重要的一个因素。此次金融危机使得许多消费者对美国经济前景感到担忧，对未来持悲观的态度。据测算,美国经济增长率每下降1%，中国对美出口就会下降5%~6%。美国消费减少，美国的经济就步入衰退时代经济学论文，而我国对美出口也会呈现出明显的下滑态势。
为化解金融危机给我国经济带来的影响，中国政府采取积极的财政政策和宽松的金融政策，计划两年内投资4万亿元扩大内需，保障经济平稳运行。在扩大内需的条件下，中国的出口贸易可以更好地利用国内和国际两个市场、两种资源。
本文分析了2007年8月至2010年3月这段时期内，国内外需求对我国对美出口贸易的影响论文格式模板。这对促进中美贸易具有重要的实践意义。
二、文献综述
学者对国际金融危机对出口贸易的影响程度众说纷坛。在理论分析方面，姜鸿（2009）认为美国金融危机通过影响中国的出口、投资和消费，传导到我国的实体经济，但对我国实体经济的总体影响程度有限。短期内我国应来取措施促进出口，长期内则应扩大内需，进行产业结构调整。王聪，张海云（2009）认为金融危机导致世界经济整体下滑。短期内，外部需求萎缩、国际原材料价格上涨和人民币升值导致的企业出口成本上升、国外银行信贷紧缩导致的国内企业资金周转能力下降以及贸易保护主义抬头等因素使得中国出口贸易增速明显下降。从中长期来看，外需明显萎缩是影响中国出口贸易增长的主要因素。而裴长洪（2008）则认为应避免高估美国次贷危机对我国出口贸易的影响。美国经济下滑,居民收入下降，将对其进口需求产生不利影响,但同时也会加大对进口廉价商品的依赖，只要我国商品继续保持价格竞争优势，可以克服美国经济的不利影响。因此，美欧经济不景气，对我国出口增长和市场扩大未必是绝对的坏事。
在实证分析方面，田苗（2009）采用1997年第1季度至2008年第4季度的季度数据，运用VAR模型和脉冲响应分析了贸易伙伴国美国和欧元区国家GDP下滑对我国出口贸易的影响。其中美国的GDP增量在初期会对我国出口有一个短期的正效应，这种冲击在第2期以前逐渐减小，但是在第2期以后，这种正冲击效应放大说明美国GDP对我国的出口贸易的影响存在半年以上的时间推移。裴平、张倩（2009）选取了2007年4月至2008年12月的月度数据经济学论文，实证研究了我国对前十大出口对象国的出口总额与这些国家的人均GDP、股市总市值、失业率，以及人民币有效实际汇率之间的关系。结论是在国际金融危机背景下，这些国家的人均GDP下降和失业率增加，对我国出口贸易的负面影响很大；这些国家股市总市值的变化和人民币实际有效汇率的波动，对我国出口贸易的负面影响较小。
三、国内外需求对中美贸易出口影响的理论分析
根据国际经济学理论，一个国家的出口主要取决于该国真实的国民收入和本币实际购买力有关。也就是说，中国对美出口取决于两个变量：一是美国的国民收入。美国的国民收入可以用美国商品零售总额来代替，因为美国商品零售额在美国占个人消费开支的一半，相当于国内生产总值的三分之一，因而是观察美国经济增长状况的重要指标之一；二是人民币实际购买力，它与CPI和人民币对美元汇率有关。人民币对美元汇率在金融危机时期基本保持在6.82左右，变动幅度微小，因此不考虑人民币汇率这一因素。
鉴于国内市场对国际市场具有一定程度的替代性，当出口在国际市场碰壁时，国内市场能够将部分国际需求转为内销。本文用我国社会消费品零售额来代替我国需求，分析其在危机时期内对中美贸易出口的影响。
本文将美国商品实际零售总额（剔除了美国居民消费价格指数因素），中国社会消费品实际零售总额（剔除了中国居民消费价格指数因素）列为解释变量，这样不但考虑了居民消费价格指数这一因素，而且美国商品和中国社会消费品实际零售额比名义值更能准确地反映现实。
图1显示了2007年8月至2010年3月这一期间中国社会消费品实际零售额（RCR）和美国商品零售额(RUR)的走势。由图可见，RUR在这一时期明显有减缓的趋势，而RCR不断在小幅上升。
四、国内外需求对中美贸易出口影响的实证研究
（一）、变量选取及数据来源
本文采用2007年8月至2010年3月时间段的月度数据进行分析论文格式模板。为取得实际值，各变量均剔除了物价因素。其中，我国对美出口额（EX）和我国社会消费品实际零售额（RCR）都剔除了我国居民消费价格指数（CCPI），美国商品实际零售额（RUR）剔除了美国居民消费价格指数（UCPI）。EX来源于中国海关经济学论文，CR来源于中国统计局，UR来源于美国商务部，CCPI来源于中国统计局，UCPI来源于美国劳工部，CCPI和UCPI均为同比数据。
（二）、变量的单位根检验
为消除数据可能存在的异方差现象，将变量作对数处理，分别以LnEX、LnRCR和LnRUR来表示。通过Eviews利用ADF法对这三个时间序列及其差分序列进行单位根检验，结果如表1所示：
表1 ADF单位根检验
变量
检验形式
DW值
ADF值
1%临界值
5%临界值
检验结论
lnex
（c,n,1）
1.968759
-2.462022
-3.670170
-2.963972
非平稳
D(lnex)
(c,n,1)
1.921250
-4.032403
-3.679322
-2.967767
平稳*
Lnrcr
(c,t,0)
1.763556
-2.907864
-4.284580
-3.562882
非平稳
D(lnrcr)
(c,t,0)
1.934354
-5.388697
-4.296729
-3.568379
平稳*
lnrur
(n,n,0)
2.0922816
-1.317892
-2.641672
-1.952066
非平稳
D(lnrur)
(n,n,0)
1.999653
-5.337233
-2.644302
关键词：协同创新；承诺；结构方程模型；层次回归法；调节效应
农业科技创新是推进农业现代化，实现工业化、城镇化、农业现代化协调发展的有效途径之一，是“十二五”时期的一项重大任务，关系到农业发展、农村稳定、农民增收等重大问题。龙头企业协同创新是农业科技创新进程中最有活力的创新方式之一，因而也吸引了越来越多学界的关注，然而，现有相关研究主要集中于协同创新的驱动因素方面，关于协同创新与企业绩效之间的关系以及作用机制的研究却较少。本文以承诺为视角，研究协同创新与龙头企业绩效之间的关系以及作用机制，以期対相关理论和实践发展起到一定参考作用。
一、 文献综述与研究假设
1. 协同创新与农业龙头企业绩效的关系。1965 年，Ansoff首次提出协同的概念。在之后的二三十年间，国内外的大批学者对协同创新展开了研究，并取得了丰富的成果，然而，关于协同创新的概念却始终未能达成一致。一种普遍认可的观点认为，协同创新是指创新企业与外部环境之间既相互竞争、制约，又相互协同、受益，通过复杂的非线性相互作用产生企业自身所无法实现的整体协同效应的过程。新经济时代的特征之一是科技与科技间的不断融合，为获取成功，创新型企业必须形成与上游或下游企业的垂直或水平的外部联系。一般而言，协同创新比独立创新更有利于提高企业的创新效率。协同创新可以集中不同企业的研发资源，整合它们的研发特长，分担彼此的研发风险，提升每个企业的研发能力。Agusti等人研究发现，供应商和客户、大学和科研机构、企业与竞争对手之间的协同创新关系有利于提高组织的创新绩效。协同创新最大的优势在于能够提高创新的速度、质量，提高创新的运作效率[8]，供应商、制造商、销售商、物流服务提供商和客户在整个产品生命周期上的全方位协同创新，可以更好地满足客户的个性化需求、缩短响应时间，从而提高成员企业以及整个价值链的竞争力。协同创新可使企业获得以下几个方面竞争优势：获得外部经济、降低研发成本、促进知识和技术的溢出、培育根植性、降低企业采用新技术风险、促进企业二次创新和专业的市场配套。
近几年，我国的农业龙头企业发展较快，不论在企业规模上还是产品质量上都获得了很大进步，而这些进步在很大程度上则得益于协同创新。龙头企业通过“龙头企业+基地+高校”、“龙头企业+上下游企业”、“龙头企业+竞争对手”或“龙头企业+顾客”等协同创新模式，不断挖掘外部的创新资源，提升自身的创新能力，从而增强企业的竞争力。协同创新模式不仅有利于实现农业的产业化和现代化，而且还有利于促进工业、农业、服务业的协调平衡发展。可以说，农业龙头企业依靠协同创新不仅获得了巨大的经济效益，还取得了良好的社会效益。由此，提出假设：
H1 a～b：农业龙头企业协同创新与其经济绩效、社会绩效正相关
2. 承诺的调节作用。尽管协同创新能够为企业带来巨大利益，但是，一个不容忽视的现实是协同创新并不一定能够保证企业获得满意的预期效果。换句话说，成功的协同创新需要一定的条件。国内外学者认为影响协同创新的因素主要有：信任、互补性资产、参与程度、合作动机、客户需求、组织柔性、高层管理者的支持等。此外，还有学者指出，合作关系中资源互补的特点会促使合作伙伴做出对应的承诺投入，在一个相互承诺的循环中，合作双方的资源投入都会达到较高的水平，同时，承诺可以减缓合作伙伴的机会主义行为和道德风险。这是因为，情感承诺体现了一方对另一方的目标和价值观的认同和情感依恋，因此有利于保持双方志同道合的合作关系（Morgan & Hunt，1994；Wetzels et al，1998），而计算性承诺是合作方对合作关系的利益和成本的认同，这种基于现实利弊考虑的承诺也会将合作双方紧密联系在一起。因此，持久的承诺是合作双方之间关系连续性的保证，是长期关系成功的必不可少的要素。在对主要龙头企业负责人访谈的过程中，本文发现，在创新合作中，龙头企业及其合作伙伴的情感承诺和计算性承诺的确发挥着作用，由此，提出假设：
H2a～b：情感承诺、计算性承诺在协同创新与经济绩效关系中有正向调节作用；
H3a～b：情感承诺、计算性承诺在协同创新与社会绩效关系中有正向调节作用。
综上所述，本文的研究模型如图1所示。
二、 实证分析和假设检验
1. 样本选取与数据收集。数据收集包括两个阶段：预调研阶段（2012年7月）和正式调研阶段（2012年8月～2013年2月）。预调研在北京2家农业龙头企业进行，通过对核心管理者进行访谈并发放问卷，剔除不合适的题项，完善研究结构和问卷设计。正式调研主要集中在北京、天津、河北等地的农业龙头企业，共发放问卷300份，回收有效问卷198份，有效回收率为66%。
2. 信度与效度分析。本文通过结构方程模型分析中常用的AMOS7.0软件对正式调研的198份问卷进行验证性因子分析。NFI=0.906，GFI=0.902，RMSEA=0.056，说明模型拟合较好，各个建构的Cronbach α系数和综合信度系数均大于0.7，符合Nunnally（1978）关于探索性研究的内部一致性要求，表明量表的信度较高。在收敛效度上，几乎所有测量条目的因子载荷都大于0.6，符合Hair等人（1992）建议的门槛值0.5。在判别效度上，各变量的AVE平方根均大于该变量与其他变量的相关关系，符合Fornell和Larcker（1981）的要求，表明判别效度较好，详见表1。
3. 回归分析与假设检验。本研究运用层次回归法对研究假设进行检验。分析结果如表2所示。
（1）因变量对控制变量和直接效应的回归。模型1和模型3是龙头企业经济绩效和社会绩效分别对控制变量和直接效应做回归，由表3得知，协同创新与龙头企业经济绩效、社会绩效均存在正相关关系。因此，H1a、H1b得到验证。
（2）因变量对控制变量、直接效应和调节效应的回归。本文根据 Baron和Kenn以及温忠麟、张雷和侯杰泰所建议的程序来检验调节效应。首先，为防止多重共线性，我们将自变量和调节变量进行标准化处理；然后，控制解释变量（包括控制变量和自变量），检验因变量对交互效应的回归系数是否显著，如果显著，表明有调节作用，否则没有调节作用。模型1和模型3已经分别对控制变量和直接效应做了回归，模型2和模型4分别加入自变量与调节变量的互动因子（协同创新和承诺的乘积项）。与模型1相比，模型2中的R2增加了2.9%（p
三、 结论、局限性和未来研究方向
1. 结论与讨论。本文以承诺为视角，研究了协同创新与龙头企业绩效之间的关系以及作用机制，研究得出以下三点结论：
（1）协同创新与龙头企业的经济绩效、社会绩效均存在这正相关关系，这说明龙头企业参与协同创新有利于获得更高的经济利益和社会评价。进一步，协同创新与龙头企业的经济绩效关系更为强烈，这是因为协同创新的科技成果能使龙头企业生产出更多适销对路的产品，从而提升企业的经济效益，而良好的社会效应则具有一定的滞后性。因此，在今后的发展过程中，与相关创新合作伙伴保持持久良好的合作关系仍是提升企业绩效的有效方式之一。
（2）情感承诺、计算性承诺在协同创新与企业经济绩效之间的关系中发挥正向的调节作用。进一步，计算性承诺的调节作用比情感承诺的调节作用更为强烈，这一结论显示了在当前的龙头企业协同创新过程中，与情感认同相比，合作双方对合作利弊的计算更能促进双方的稳定合作。这可能是由于本文选取的样本多为短期合作的企业。事实上，在访谈中，本文也发现，长期合作的企业双方会对彼此的价值观更加认同，从而产生情感承诺，而这一心理契约所产生的关系粘合作用更为持久稳定。
（3）情感承诺与计算性承诺在协同创新与企业社会绩效关系中的调节作用差异较大。情感承诺发挥正向的调节作用，而计算性承诺是负向的调节作用。企业的社会评价来自于利益相关者，其中包括创新合作伙伴，因而彼此之间良好的情感依恋有利于企业获得较高的社会评价，而对合作利弊的过多计算则会影响双方的信任关系和正面评价。
2. 局限性与论文研究方向。本文在探讨农业龙头企业协同创新与其绩效的关系以及承诺的调节作用方面做了努力，取得了一些成果，但仍有需要完善之处，今后的研究或许可从以下两个方面进行完善：（1）协同创新与企业绩效关系之间的影响因素有很多，囿于篇幅，本文只从承诺的视角进行了分析，今后的研究或许可以从其他视角展开；（2）为了保证数据获取的有效性和真实性，本文只选取了我国部分省市的部分龙头企业进行研究，因此，研究成果的普适性还有待后续研究进一步检验。
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基金项目：2010年国家社会科学基金重点项目“‘十二五’时期中国服务外包企业创新能力测评实证分析”（项目号：10AGL009）；2011年国家社会科学基金重大项目“‘十二五’时期我国发展的创新驱动战略研究”（项目号：11&ZD004）。
【论文摘要】本文总结了国内外关于FDI与东道国经济发展关系的研究，着重分析了FDI对中国的技术进步、自主创新和经济增长等方面影响的理论及实证研究，得出了在新时期引导FDI在中国发展的结论。
中国要成为一个相对独立的经济体系，就要对发展外资进行考虑，在制定吸引外资的总体战略时，要充分考虑外国直接投资(FDI)对中国经济增长的效用。国内外的学者从不同视角就“FDI对中国经济的作用效应”进行了研究。
1 FDI与技术进步
Lall[1]认为在一个日益全球化的世界中，发展中国家通过“自主开发”或“FDI依赖”两种途径中的任何一种来实现本国技术进步都是不可取的，只有在通过FDI引进先进技术的同时、建立起本地的R&D能力才有可能不在动态的工业化进程中被边缘化。
江小娟[3]认为，利用外资与某种形式的技术转移联系在一起，能吸引外资在多方面促进国内企业的技术进步。严兵(2005)将外资作为一个独立的生产要素纳人到内资企业的生产函数中，通过建立一个能测度外资影响的生产函数证明了外资正面溢出效应的存在。
喻世友[5]等人讨论了FDI是否能通过各种溢出渠道提高国内企业生产技术效率。他们的基本结论是FDI技术外溢对提高东道国企业技术效率影响很大;在对内资企业技术效率的影响方面，技术水平始终占据主导地位。
张建刚(2006)指出在不同的阶段FDI的对我国的作用是不同的。从1991~1994年的4年间，FDI对中国技术进步的直接效应和间接效应都是不明显的;从1996~2003年的8年间，FDI对中国经济增长做出了直接贡献，但间接效应是不明显的;外商投资参与度对劳动生产率提高的影响越来越大，FDI在劳动生产率提高中的作用越来越重要。
2 FDI与自主创新
冼国明和严兵[6]利用1998~2003年省际层面的相关数据，对外资在中国创新能力方面的溢出效应进行了初步分析。结果表明，外资对中国的专利申请数量有显著的正面溢出效应，但这种溢出效应主要体现在一些小型的创新项目上，如外观设计专利。
蒋殿春和夏良科[7]运用面板数据模型分析了FDI对国内高技术行业企业技术创新能力的影响及其作用的途径。结果表明，其竞争效应不利于国内企业创新能力的成长，但会通过示范效应和科技人员流动等促进企业的研发活动;在国内企业中，国有企业和其他所有制企业的技术创新模式不同，受FDI的影响也不同;国内企业的科技活动会对外商投资企业产生“挤牙膏”效应，激发其更强的创新动力。
李蕊[8]使用我国1998~2005年30个省(直辖市、自治区)的面板数据，通过计量分析的方法研究外商直接投资对我国不同地区的内资工业企业自主创新能力的影响。
3 FDI与经济增长
Makki和Somwaru[2]分析了66个发展中国家过去30年的数据，验证了FDI对贸易和经济增长的正向关系，并肯定了FDI、贸易、人力资本和国内投资是经济增长的重要来源。
程惠芳[9]应用内生经济增长理论框架，就国际直接投资(FDI)对65个样本国家经济增长的影响进行理论和实证分析，认为FDI能内生技术溢出和技术进步，从而成为内生经济增长的重要源泉。
姚树洁[10]等人建立了研究FDI影响经济增长的理论分析框架，提出了以往经济文献尚未涉及的两个重要假设:第一，FDI是提高东道国生产效率的动力;第二，FDI是东道国生产边界稳定状态的移动器。他们还使用了地区数据，以确定外商直接投资和其它环境变量对不同地区的经济绩效是否产生不同影响。
4 结论
国际直接投资行为是东道国和投资者两个能动的主体共同参与的，任何一方的决策都不仅仅要考虑自身的最大化目标和约束条件，还要考虑对方的决策，这是一个博弈的过程。目前的大多数理论只考虑跨国公司的决策因素，对东道国的行为机制研究的不够。我们引进外资的目的就是为了利用外资带来资本和技术，在该领域进行的各种研究工作也是为了能更好地利用外资。因此，我们需要的是以东道国利益作为价值判断主要标准的理论，引导FDI在我国新时期的发展。 转贴于
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江苏省社会科学院世界经济研究所。
2013年12月7日，江苏省世界经济学会2013昕年会、会员大会暨学术研讨会在南京理工大学召开。本届年会由江苏省世界经济学会主办，南京理工大学国际经贸问题研究中心、南京理工大学经济管理学院国际贸易学系承办。会议的主题是世界经济形势与江苏开放型经济转型升级。来自南京大学、东南大学、江苏省社会科学院、江苏省委党校、南京农业大学、江南大学、南京财经大学、河海大学、扬州大学等高校和科研院所的知名专家学者以及博士生、硕士生参加了本届年会。会议选举产生了江苏省世界经济学会新一届理事会，江苏省社会科学院世界经济研究所所长张远鹏研究员当选为江苏省世界经济学会新一届会长。
在年会开幕式上，南京理工大学经济管理学院院长恢光平教授、江苏省世界经济学会会长朱乃新研究员先后致辞。
江苏省社会科学院党委书记、院长、南京大学教育部长江学者刘志彪教授首先作主题报告。他全面阐述了我国从全球价值链的低端向高端攀升的必要性和路径，并分析了全球价值链分别与全球资金流动、经济泡沫、环境污染和创新资源流动的关系，还向与会者提供了对全球价值链进行深入研究的思路。江苏省政府研究室刘惟蓝副主任在报告中强调要提高外贸增值率，强化自主品牌，提高服务贸易占比，注重进口对经济的促进作用，发挥好外资的技术外溢效应，同时要更大力度地支持有实力的企业“走出去”。中国世界经济学会副会长、东南大学经济管理学院院长徐康宁教授在报告中认为，“中等收入陷阱”之说得不到普遍性事实的验证，更不是一个经济发展规律，增长“陷阱”与中等收入阶段并无内在联系，中等收入更不是“陷阱”的原因，而我国通过深化改革开放，发展空间仍然巨大，不会落入“中等收入陷阱”。南京大学经济学院副院长于津平教授分析了我国改革开放以来经济快速增长的原因和开放型经济“两头在外”的特点，揭示了当前国际经济形势的主要变化，提出了我国开放战略调整的方向。江苏省世界经济学会会长朱乃新研究员在报告中阐述了全面深化改革面临的国际经济环境与对策，他认为美国次贷危机和欧债危机以来全球经济的特点是低增长、多起伏、深调整，国际经济关系的深刻变革给我国经济发展带来了机遇和挑战，我们应努力营造积极的国际和周边环境，提升自身的政治影响力、经济竞争力、形象亲和力和道义感召力，并积极参与全球经济治理。江苏省世界经济学会原会长程极明教授今年已经84岁高龄，仍然精神矍铄，他系统总结了美欧大国的发展历程和特点，认为发达的高等教育和领先的科技水平是支撑美国经济充满活力的原因，而重视实体经济则是德国经济发展的主要特点。他还从宏观的角度阐述了中美欧大国关系的发展态势和世界经济的未来走势。
南京财经大学国际经贸学院院长张为付教授分析了东亚一体化的纠结，即政治对抗与经济合作并存，他认为中美合作将决定东亚合作的进程。江南大学商学院武戈教授通过投入产出模型的分析，将服务业的最终需求引致碳排放分为直接效应、自溢效应、自给效应、反馈效应和溢出效应，认为服务业的最终需求引致二氧化碳排放量大于直接碳排放量，从而提出对长三角服务业低碳转型的政策建议。江苏省社会科学院区域发展研究中心助理研究员周睿通过开放经济条件下的可计算一般均衡模型，模拟了在不同的关税减让情景下中国加入TPP后的关税减让对中国宏观经济及产业部门的影响，他认为关税减让虽然降低了政府收入，冲击了农业部门，但对整个经济增长而言是有帮助的。南京大学长江三角洲经济社会发展研究中心副主任黄繁华教授从环境库茨涅茨曲线、贸易中隐含的碳排放问题、碳关税等角度分析了碳排放约束下我国高技术产品出口问题。东南大学经济管理学院硕士研究生刘冰分析了我国FTA建设现状，并与TPP进行了比较，指出我国FTA存在着开放度不够、谈判议题不够全面和深入、能力建设欠缺等需要进一步努力和完善的地方。南京理工大学经济管理学院硕士研究生崔鹏歌通过对江苏省服务贸易依存度、服务业FDI依存度、服务业整体开放度及服务贸易竞争优势的分析，提出对江苏省服务业进一步对外开放的政策建议。南京农业大学金融学院林乐芬教授分析了中美新型大国经济关系的制约和促进因素，探讨了中美新型大国经贸关系的构建与全球经济治理改革的中美互动。她认为，中美新型大国经贸关系的建立不仅扩展了两国自身利益，也是为世界提供了一个新型大国关系的模式。新疆农业大学经济与贸易学院讲师、南京农业大学经济管理学院博士研究生张庆萍从政治、经济、法律、劳动力市场、农业与环境、土地使用的可能性六个方面分析了俄罗斯、乌克兰和哈萨克斯坦的农业投资环境，认为这一地区具有较强的农业投资吸引力，中国应该加强与这三个国家在农业投资方面的合作。
为鼓励博士生和硕士生积极参与经济学前沿问题研究，本届年会设研究生论文奖。会议共收到论文52篇，大会邀请知名专家对其中以研究生为第一作者的论文进行了评审，评选出一等奖4名、二等奖8名、三等奖9名。学会领导在大会上向获奖作者颁发了获奖证书。
在会员大会上，学会第七届理事会汇报了本届理事会的工作和财务报告，会员们对第七届理事会的工作给予充分肯定，并向第七届学会会长朱乃新研究员表示敬意和感谢。随后，大会选举产生新一届理事会。江苏省世界经济学会自1980年9月成立以来，已经走过了33个年头，在江苏省哲学社会科学界联合会和江苏省社会科学院的关心和支持下，在全体会员的不懈努力下，每年正常开展学术交流活动，学会规模不断扩大，影响力不断增强，已经成为江苏省世界经济研究工作者交流思想，进行科研合作的重要平台。
关键词：产业集聚；生产函数；特色产业
1.河北省产业集聚现状
河北省地处华北地区，环抱京津两地，属于国家划定重点发展的京津冀都市圈。河北省地理位置比较优越，依山傍海，有着各种地形优势条件，资源也比较丰富，是资源大省。处于河北省一线城市的石家庄、保定、廊坊、唐山、秦皇岛等是经济发展比较高，实力比较强的经济区域。其主导的产业群有精品钢材、优质建材、医药制造、设备制造、视频制造、现代物流、新技术产业等。
由于经济、文化等方面的制约，河北省无论是传统产业集聚还是高新技术产业集聚的发展，都受到外部环境、自身集聚的完善程度以及集聚主体的共同影响，尽管当前河北省大部分产业已经有了一定规模的空间集聚，但是这种集聚只是地理上的聚集，并没有形成真正意义上的产业集聚，各个企业和各类机构没有形成真正的网络合作体系，产业集群区内资源配置效率不高，竞争能力不强。
河北省目前的产业群只能被动获得初步的集聚效应。从严格意义上讲，河北省没有获得以共同行动为主要集聚效应的产业群，而是获得经济外部性带来的集聚效应，这种效应是一种被动的、非动态的效应，这种效应带来的效益也是有限的。此外，产业群的产业链短，产业分工并不发达，很多产业以初级加工方式为主，这反过来也限制了产业链的延长，而且分工层次低，专业化分工也不够发达。如清河羊绒产业群区域内，梳绒业是当地拥有企业最多的行业，分布在各个羊绒专业村，规模比较小，劳动力密集，技术含量偏低。与梳绒业有前向联系的梳绒机市场虽初具规模，后向联系的纺织加工业却处于起步阶段，从事深加工的企业发展水平还很低，区域内虽然也出现了相应的包装厂、运输队等，但还处于未成熟时期，没有建立精细的专业化分工体系，所以不能保证产业链的各个环节都实现现代化生产。
2.河北省产业集聚状况实证研究
有关产业集聚效应的测度，国外经济学家早有探索，他们一般采用生产函数法来度量产业集聚效应。测算公式如：W=AQβLγ来估计地区的集聚经济效应。但是对该公式进行了修改，并对集聚经济效应进行测量分析，通过收集时间序列P、Q、K的数据，通过对上式两边去对数，得到，lnP=lnA+βlnQ+γlnK。通过SPSS软件进行回归分析，进而得出的值β、γ，通过计算h=（1+γ）/（1-β）来衡量集聚经济效应。当h>1，则说明该地区的规模报酬递增；当h=1，则规模报酬不变；当h
通过收集河北省1998-2012年规模以上工业企业的利润总额、规模以上工业企业的工业总产值以及规模以上工业企业的固定资产净值进行计算，利用spss22对上述样本数据进行分10年为一个时间段进行分时段回归，这样可以保持数据的连续性，也可以分析出不同年份的差异。根据分段的时间跨度应根据计量分析中样本数一般为方程中解释变量数 5―10 倍的要求，由于集聚经济效应 h 的计量方程中有 2 个解释变量，故取 10 年可达到要求。根据以上的结果，带入公式h=（1+β）/（1-γ），计算出各时段的h值。
由以上数据表明，河北省产业集聚经济效应并不好，只有在第一个时间段呈现规模报酬递增，从2008年起，工业产业集聚效应就呈规模递减，并且递减程度逐渐加大。
再计算得出各时间段的h值对应的内部集聚经济指标（ISE）、布局集聚经济指标（LOC）和城市集聚经济指标（UBE）这三个指标。以h为因变量，ISE、LOC、UBE为自变量，利用spss22进行回归，得到：
h=31.905-0.017ISE+19.249LOC+0.16UBE
3.结论与建议
从上述结果分析可知，内部集聚经济ISE的系数为负，说明企业生产规模的扩大反而降低了集聚效应，呈现规模不经济；布局集聚经济系数为正，说明河北省工业产业结构较为合理，有些行业可以通过结合自身的优势来发展特色产业；城市集聚经济系数为正，说明工业企业间的协作与分工对河北省产业发展起到促进作用，但对河北省产业集聚的贡献很小，表明河北省工业企业间的专业化分工协作程度还很弱，产业链的衔接并不紧密。总的来说，河北省的产业集聚经济效应并不理想。因此，政府应该出台相关的政策来支持产业集聚的发展。扩大产业集聚的规模，促进特色产业群的发展，并加强产业群之间各个企业的联系，促进企业与市场接轨，最终以发展河北省产业为目标，使河北的发展又快又好。
（作者单位：河北大学）
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