經(jīng)濟與政治的關(guān)系精選(九篇)

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第1篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：環(huán)境管制；管制頻率；企業(yè)人均利潤率；非平衡面板模型

一、引言

我國正處在經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型階段，經(jīng)濟的快速發(fā)展伴隨著一定程度的環(huán)境污染。環(huán)境污染問題的的日趨嚴(yán)重，很大程度上影響了環(huán)境質(zhì)量，進而影響了人類的生活質(zhì)量。近年來， 隨著我國低勞動力成本優(yōu)勢的流失、資本邊際報酬的遞減和能源供應(yīng)的緊張， 這種粗放型的增長方式顯然是不可持續(xù)的，金碚（2006）。并且加劇了我國經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾。研究環(huán)境管制與企業(yè)經(jīng)營績效之間的關(guān)系成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點之一，本文希望通過研究環(huán)境管制與企業(yè)績效的關(guān)系，從而通過提高政府效率來促進企業(yè)的經(jīng)營績效，改善企業(yè)的生存環(huán)境，進一步在保護環(huán)境的條件下推動經(jīng)濟發(fā)展，取得雙贏的局面。

在環(huán)境管制與企業(yè)關(guān)系的研究方面，中外學(xué)者從不同的角度探究了兩者的某些相關(guān)性：

㈠環(huán)境管制與企業(yè)績效關(guān)系方面的文獻

⒈從生產(chǎn)率。吳軍等（2010）研究發(fā)現(xiàn)在控制SO2和COD排放時全國TFP增長率不到傳統(tǒng)TFP增長率的1 /3， 并且TFP增長均完全源于前沿技術(shù)進步。持不同觀點的張三峰，曹杰，楊德才（2011）研究表明環(huán)境規(guī)制本身與企業(yè)生產(chǎn)率之間存在穩(wěn)定、顯著的正相關(guān)，同時環(huán)境規(guī)制強度與企業(yè)生產(chǎn)率之間也存在著穩(wěn)定、顯著地正向關(guān)系。

2.從企業(yè)競爭力。對環(huán)境管制與產(chǎn)業(yè)競爭力影響分析，Van Beers 和Van den Bergh

（1997）發(fā)現(xiàn)污染密集型產(chǎn)業(yè)的出口與環(huán)境保護強度不存在負(fù)向關(guān)系，然而John S. Wilson（2002） 的研究表明， 隨著環(huán)境管制的加大， 污染強度大的行業(yè)出口會明顯減少； Jenkins（1998）表示還沒有證據(jù)表明環(huán)境政策和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)是影響外商直接投資決策的主要因素， 而勞動力和原材料成本、獲取新的市場、管制的透明度等是影響外資投資決策更為重要的影響因素而且， 在某種情況下， 提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)反而進一步提升了地區(qū)的投資環(huán)境。

3.從技術(shù)創(chuàng)新。王俊豪，李云雁（2009）研究了環(huán)境管制對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，企業(yè)在面對環(huán)境管制下的戰(zhàn)略導(dǎo)向決定了企業(yè)是否采取的綠色技術(shù)。江珂利用中國1995-2007年29個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)實證分析了環(huán)境規(guī)制對中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制在中長期對技術(shù)創(chuàng)新有一定的推動作用，對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響存在區(qū)域差異，對東部有著顯著影響，對中部、西部和東北部各區(qū)域創(chuàng)新的影響不明顯。

㈡環(huán)境管制的度量

研究環(huán)境管制與企業(yè)績效的關(guān)系時，如何衡量并進一步量化環(huán)境管制這一指標(biāo)也顯得尤為重要。在量化環(huán)境管制力度和效果方面，Levinson（1996）用污染去除成本來衡量美國政府對制造業(yè)環(huán)境管制的力度；Low. P（1992）采用綠色指數(shù)，即地方政府頒布法令的數(shù)量；正式管制與非正式管制。杜凱，徐盈之（2007）借鑒Matthew A.Cole（2005）的對管制的分類，用正式管制個非正式管制兩種不同的指標(biāo)衡量管制的供給。

二、環(huán)境管制的現(xiàn)狀和假說

隨著我國經(jīng)濟的高速發(fā)展，環(huán)境污染情況也隨之日趨嚴(yán)重。2012年湖南郴州的"血鉛" 事件、廣西龍江鎘污染事件，這些嚴(yán)重的環(huán)境污染問題不能從源頭上得到解決將給人民的健康帶來巨大的危害。作為解決環(huán)境問題的有效途徑，適度而高效的環(huán)境管制顯得尤為重要。 而我國環(huán)境管制的現(xiàn)狀可以體現(xiàn)以下三個方面：

㈠現(xiàn)有的環(huán)境法律法規(guī)體系

從1979年，我國制定的第一部環(huán)境保護法律《環(huán)境保護法（試行）》以來，我國的環(huán)境保護法律體系不斷完善，越來越全面。但是，在法律法規(guī)較為全面的情況下，企業(yè)依然出現(xiàn)各種違法的環(huán)境污染事件，在環(huán)保成本和環(huán)境污染處罰之間，企業(yè)選擇的是污染。因而在制定處罰標(biāo)準(zhǔn)上，懲罰力度不夠，對企業(yè)行為難以起到威懾作用，企業(yè)沒有動力加強環(huán)保建設(shè)。因此出現(xiàn)許多企業(yè)不安裝配套的"三廢"處理設(shè)施，違規(guī)排放廢水、廢氣等造成環(huán)境污染事件。

㈡環(huán)境管制機構(gòu)設(shè)置

我國的環(huán)境管制機構(gòu)從中央到地方設(shè)置了由上至下的機構(gòu)體系。中華人民共和國環(huán)境保護部負(fù)責(zé)建立健全環(huán)境保護基本制度，負(fù)責(zé)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)和監(jiān)督管理等工作，下一級是省級的環(huán)境保護廳，主要貫徹執(zhí)行國家環(huán)境保護的方針、政策和法律、法規(guī)，擬定并監(jiān)督實施全省環(huán)境保護政策、法規(guī)和規(guī)范性文件等。再下一級是市環(huán)保局、縣級環(huán)保局以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)環(huán)保機構(gòu)。地方環(huán)保機構(gòu)，尤其是縣級和鄉(xiāng)鎮(zhèn)環(huán)保機構(gòu)缺乏獨立性，不僅受到上級環(huán)保部門的領(lǐng)導(dǎo)，更要受到地方政府的領(lǐng)導(dǎo)，行政執(zhí)法地位被動。一些地方保護主義為實現(xiàn)經(jīng)濟業(yè)績干預(yù)環(huán)保部門對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的污染調(diào)查和處罰，還有一些政府部門利用職權(quán)對個體工商戶，尤其是餐飲行業(yè)違規(guī)進行頻繁的衛(wèi)生檢查，沒有有效的法律、法規(guī)依據(jù)亂罰款、查封，危害個體工商戶的正常經(jīng)營，這種過度管制的現(xiàn)象越來越多。

㈢環(huán)境管制政策

對于環(huán)境管制政策的分類，郭朝先（2007）根據(jù)環(huán)境管制政策的工具的特征和演變歷程，環(huán)境政策類型有兩分法和三分法，兩者并無本質(zhì)的區(qū)別。我國的環(huán)境管制政策依然是傳統(tǒng)的"命令-控制"類型，這種類型的管制工具成本低，效果顯著，但是因為沒有考慮被管制企業(yè)的差異，試行統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)不利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，造成社會福利的損失而缺乏總體效率。

㈣假說

政府環(huán)境管制的頻率與企業(yè)經(jīng)營績效之間的關(guān)系是，隨著管制次數(shù)的增加，企業(yè)的人均利潤率逐漸增加，當(dāng)檢查次數(shù)達(dá)到一個臨界值后，隨著檢查次數(shù)的增加企業(yè)的人均利潤率逐漸下降。

三、環(huán)境管制對企業(yè)績效影響的模型構(gòu)建

㈠變量選取

其中我們控制了一系列可能影響企業(yè)經(jīng)營績效的變量 Xit包括：⒈區(qū)位。我們將區(qū)位分成沿海地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三類，該企業(yè)所屬地區(qū)賦值為1，否則賦值為0。⒉所有制形式。我們分別列出了三種類型的企業(yè)所有制形式，國有或集體企業(yè)、民營或股份制企業(yè)、外資或中外合資企業(yè)，以國有或集體企業(yè)為基準(zhǔn)組。⒊企業(yè)規(guī)模。如果雇傭員工數(shù)小于等于500人的為小型企業(yè)，賦值為1；雇傭人數(shù)在501-2000人之間的為中型企業(yè)，賦值為2；雇傭人數(shù)超過2000的為大型企業(yè)，賦值為3。⒋人力資本。企業(yè)中大學(xué)（及以上）學(xué)歷的員工占員工總數(shù)的比例。⒌企業(yè)的市場占有率。企業(yè)主要產(chǎn)品在全國或是全省同行業(yè)的市場份額。⒍企業(yè)資金來源中正規(guī)金融即銀行和非銀行金融機構(gòu)貸款的占比。

其中我們控制了一系列可能影響企業(yè)經(jīng)營績效的變量 Xit包括：⒈區(qū)位。我們將區(qū)位分成沿海地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三類，該企業(yè)所屬地區(qū)賦值為1，否則賦值為0。⒉所有制形式。我們分別列出了三種類型的企業(yè)所有制形式，國有或集體企業(yè)、民營或股份制企業(yè)、外資或中外合資企業(yè)，以國有或集體企業(yè)為基準(zhǔn)組。⒊企業(yè)規(guī)模。如果雇傭員工數(shù)小于等于500人的為小型企業(yè)，賦值為1；雇傭人數(shù)在501-2000人之間的為中型企業(yè)，賦值為2；雇傭人數(shù)超過2000的為大型企業(yè)，賦值為3。⒋人力資本。企業(yè)中大學(xué)（及以上）學(xué)歷的員工占員工總數(shù)的比例。⒌企業(yè)的市場占有率。企業(yè)主要產(chǎn)品在全國或是全省同行業(yè)的市場份額。⒍企業(yè)資金來源中正規(guī)金融即銀行和非銀行金融機構(gòu)貸款的占比。

㈡數(shù)據(jù)說明

㈢實證過程

Model1中度量環(huán)境管制的變量時ECF和ECF2，這兩個從企業(yè)個體層面度量受管制的情況，并且控制了企業(yè)的人力資本、企業(yè)的規(guī)模和地區(qū)變量。Model2用工具變量替代了企業(yè)個體層面數(shù)據(jù)，我們用地區(qū)ECF平均值替代企業(yè)ECF，同樣用地區(qū)REC平均值替代企業(yè)REC，其他控制變量與Model1一致。兩個模型得出的結(jié)果基本相似，也驗證我們的假說。

Model 1的主要解釋變量是企業(yè)受到政府環(huán)境檢查的頻率和該頻率的平方，企業(yè)對檢查次數(shù)的合理性評價以及其平方值，表2 Model 1的實證結(jié)果顯示，ECF與企業(yè)人均利潤率存在二次關(guān)系，ECF的系數(shù)為正，ECF2的系數(shù)為負(fù)，且系數(shù)十分顯著。這說明政府檢查的頻率增加一開始對企業(yè)的經(jīng)營績效有顯著地正相關(guān)關(guān)系，但隨著檢查次數(shù)的增加，不合理的檢查導(dǎo)致企業(yè)績效的下降，兩者呈倒U型的關(guān)系。ECF的臨界值為5.72，當(dāng)政府檢查的次數(shù)少于6次時，檢查的次數(shù)越多企業(yè)改善產(chǎn)品性能減少污染帶來的利益是隨之增加的，當(dāng)次數(shù)超過6次之后，政府對企業(yè)不合理的檢查增加了企業(yè)的經(jīng)營成本，影響企業(yè)日常運作導(dǎo)致了企業(yè)經(jīng)營績效的下降。

五、結(jié)論和政策建議

本文實證結(jié)果顯示，企業(yè)績效與政府的管制行為之間呈倒U型的關(guān)系，與以往文獻只研究到增長關(guān)系不同，本文的研究發(fā)現(xiàn)，政府的管制存在是否合理的問題，即環(huán)境管制的頻率存在一個臨界值，而過度的政府行為對企業(yè)經(jīng)營會造成一定的傷害。本文研究的4451個樣本中，11.6%的企業(yè)超過了這一臨界值，他們的經(jīng)營受到了政府的過度管制，這種過度管制對增加了企業(yè)經(jīng)營的成本，犧牲了企業(yè)的效率，對著這種過度管制的不斷蔓延對經(jīng)濟的發(fā)展將造成一定的制約。因此政府的管制行為需要改進將管制頻率限制在臨界點的左測，具體的建議如下：

㈠確保環(huán)境保護機構(gòu)的獨立性

地方環(huán)保機構(gòu)向上受到上一級環(huán)保部門的指令，水平方向上受到地方行政部門的干涉，環(huán)保工作不能獨立進行。因此，應(yīng)該明確每一層級環(huán)保部門的職能，將部門人員的考核與晉升權(quán)利交由上級環(huán)保部門而非同級政府其他部門，明確的獨立性之后執(zhí)行力將能夠與地方保護主義的公平抗衡。

㈡提高環(huán)保部門辦事效率，加強政府行政透明度

合理性管制能夠提高企業(yè)的經(jīng)營績效，過度的管制抑制企業(yè)發(fā)展。提高環(huán)保部門的行政效率減少過渡性管制的出現(xiàn)將有利于企業(yè)的經(jīng)營績效的提高。加強政府行政透明度，在企業(yè)和政府之間增強了解，政府可以最優(yōu)配置管制行為，對不同企業(yè)采取最佳的管制措施提高管制效率，企業(yè)在了解政府規(guī)章制度前提下合理安排環(huán)保設(shè)施的營運，提高經(jīng)營績效。

參考文獻：

[1]金碚. 資源環(huán)境管制與工業(yè)競爭力關(guān)系的理論研究[J]中國工業(yè)經(jīng)濟，2009（3）：5-17.

[2]鄒積亮.國外環(huán)境管制與競爭力關(guān)系研究綜述[J].經(jīng)濟縱橫，2007，（01）.

[3]Ederingt，on J. and Minier， J. Is Environment al Policy a Secondary Trade Barrier？ [J]. An Empirical Analysis， Canadian Journal of Economics， 2003.

[4]Jenkins， R. Environment al Regulation and International Competitiveness： A review of Literature and Some European Evidence [J].Discussion Paper Series， 1998.

[5]張三峰，曹杰，楊德才.環(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率有好處嗎-來自企業(yè)層面數(shù)據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2011，（05）.

[6]王俊豪，李云雁.民營企業(yè)應(yīng)對環(huán)境管制的戰(zhàn)略導(dǎo)向與創(chuàng)新行為_基于浙江紡織行業(yè)調(diào)查的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2009，09.

[7]郭朝先.我國環(huán)境管制發(fā)展的新趨勢[J].經(jīng)濟研究參考，2007，（27）.

[8]吳軍，笪鳳媛，張建華.環(huán)境管制與中國區(qū)域生產(chǎn)率增長[J].統(tǒng)計研究，2010，（01）.

[9]杜凱，徐盈之.我國制造業(yè)環(huán)境管制的實證研究[J].科技進步與對策，2007，（12）.

第2篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：知識管理；信息技術(shù)；競爭優(yōu)勢

引言

Ofek及Sarvary把知識管理的功能看作知識創(chuàng)造、積累以及共享[1]。他們指出知識管理能夠降低企業(yè)運作成本，并且能夠通過提高產(chǎn)品質(zhì)量為客戶帶來增值。Ofek及Sarvary對美國排行前40的管理咨詢師進行了調(diào)查，其中許多管理咨詢師認(rèn)為知識管理是其企業(yè)的關(guān)鍵成功因素。知識管理的過程包括吸收、創(chuàng)造、整理、儲存、轉(zhuǎn)移及傳播知識[2]。Sher及Lee指出知識管理能夠降低運作成本、減縮交貨期，并且能夠改進與創(chuàng)新產(chǎn)品及過程等從而提高競爭優(yōu)勢[3]。知識管理對企業(yè)管理非常重要，知識成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要戰(zhàn)略資源、成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的主要決定因素[1，3]。

1信息技術(shù)與競爭優(yōu)勢

信息技術(shù)對企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢起著重要的支持作用[4]。文獻[4]描述了信息技術(shù)成功應(yīng)用于企業(yè)降低成本提高競爭優(yōu)勢的案例：Chan及Davis給出了幾個成功應(yīng)用Extranet降低成本的案例，F(xiàn)edEx成功應(yīng)用了Extranet為客戶提供了全面的服務(wù)，從而降低客服成本；McDonnellDouglas的商用飛機部，DouglasAircraft成功應(yīng)用了Extranet。DouglasAircraft應(yīng)用Extranet改進了客戶文檔的傳遞，從而降低了郵寄成本。GoodYearTireRabber成功應(yīng)用了Extranet。他們開發(fā)了Extranet使其輪胎銷售可以獲得及時的技術(shù)及市場信息，從而降低了客服成本。這些成功應(yīng)用的案例都表明應(yīng)用Extranet降低成本。Internet的應(yīng)用也可以降低成本，例如Cisco應(yīng)用信息技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施及Internet進行供應(yīng)鏈管理，從而降低了供應(yīng)鏈運作成本。EDI的應(yīng)用也可以降低成本，例如Williams及Frol－ick給出了FedEx應(yīng)用EDI降低庫存從而降低成本的案例。Internet的成功應(yīng)用、Extranet的成功應(yīng)用、EDI的成功應(yīng)用等支持差異化生產(chǎn)與服務(wù)。文獻[4]描述了企業(yè)能夠通過應(yīng)用信息技術(shù)如Internet、Extranet以及EDI等提供差異化服務(wù)的案例，例如FedEx通過成功應(yīng)用Extranet以及EDI為客戶提供了更好的服務(wù)。文獻[4]還描述了許多成功應(yīng)用信息技術(shù)支持集中戰(zhàn)略提高企業(yè)競爭優(yōu)勢的案例，例如FedEx成功應(yīng)用了EDI由此保留了客戶，通過集中戰(zhàn)略提高了企業(yè)競爭優(yōu)勢。

2知識管理與競爭優(yōu)勢

知識管理對企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢也起著重要的支持作用[4]。文獻[4]描述了知識管理成功應(yīng)用于提高企業(yè)競爭優(yōu)勢的案例，例如Massey等對IBM進行了案例研究，探索IBM通過改進客戶關(guān)系管理中的影響技術(shù)及其知識資源。IBM應(yīng)用了一個新客戶關(guān)系管理系統(tǒng)改進了客戶服務(wù)、降低了成本。White及Croasdell進行了多個企業(yè)知識管理的成功應(yīng)用包括NestleUSA、Colgate-Palmolive、Xerox以及Chevron-Texaco，發(fā)現(xiàn)這些企業(yè)通過知識應(yīng)用降低了成本。Mehta及Mehta對InfosysTechnologies進行了案例研究，發(fā)現(xiàn)知識共享降低成本。Zhang等進行了永新紙業(yè)案例研究發(fā)現(xiàn)該企業(yè)通過在其企業(yè)資源計劃（ERP）實施過程中進行知識共享降低了成本，從而使企業(yè)保持競爭優(yōu)勢。Chen及Hsing進行了AppliedMaterial基于社區(qū)的知識學(xué)習(xí)的案例研究。該企業(yè)準(zhǔn)備了SAP電子學(xué)習(xí)系統(tǒng)為所屬各子公司員工提供通信支持。他們發(fā)現(xiàn)通過基于社區(qū)的知識學(xué)習(xí)、通過知識利用及共享降低了成本。由此可見，許多成功案例都應(yīng)用知識管理降低了成本。知識管理也可以改進質(zhì)量，提高客戶滿意度，獲取差異化競爭優(yōu)勢。文獻[4]在查閱相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上描述了知識管理成功應(yīng)用于支持差異化及集中戰(zhàn)略的案例，例如InfosysTechnologies應(yīng)用知識共享不僅降低了成本而且改進了質(zhì)量。又例，IBM應(yīng)用了知識管理重建了客戶關(guān)系管理，改進了客戶服務(wù)，提高了客戶服務(wù)的質(zhì)量；而且改進的客戶關(guān)系管理通過客戶分類管理等保留了客戶。

3企業(yè)知識管理策略

本文在基于信息技術(shù)的知識管理架構(gòu)的基礎(chǔ)上，提出了基于競爭優(yōu)勢的企業(yè)知識管理策略，指出了企業(yè)應(yīng)用信息技術(shù)及知識管理獲取競爭優(yōu)勢的途徑。基于信息技術(shù)的企業(yè)知識管理架構(gòu)，可以看到企業(yè)可以應(yīng)用信息技術(shù)作為企業(yè)知識管理的基礎(chǔ)設(shè)施。企業(yè)知識管理包括知識共享、知識轉(zhuǎn)移、知識應(yīng)用等。企業(yè)通過進行效益評估，并且應(yīng)用反饋機制根據(jù)評估結(jié)果對知識管理進行調(diào)整。企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的知識管理策略：（1）企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃與企業(yè)知識管理規(guī)劃結(jié)合。（2）企業(yè)知識管理規(guī)劃與企業(yè)信息技術(shù)規(guī)劃結(jié)合。（3）企業(yè)知識管理應(yīng)用反饋機制，循環(huán)不斷地進行企業(yè)績效評估及知識管理更新。（4）企業(yè)循環(huán)不斷地進行企業(yè)戰(zhàn)略、知識管理戰(zhàn)略以及信息技術(shù)/信息系統(tǒng)戰(zhàn)略調(diào)整，從而獲取競爭優(yōu)勢。基于競爭優(yōu)勢的企業(yè)知識管理策略在基于信息技術(shù)的知識管理架構(gòu)基礎(chǔ)上提出，可以與基于信息技術(shù)的知識管理架構(gòu)結(jié)合進行企業(yè)應(yīng)用。

4案例應(yīng)用

江蘇振邦信息系統(tǒng)有限公司是環(huán)亞醫(yī)用集團的全資控股公司。江蘇振邦為中國領(lǐng)先的智慧醫(yī)療整體解決方案提供商，進行智慧醫(yī)療整體規(guī)劃、軟件研發(fā)、系統(tǒng)集成、運維服務(wù)和標(biāo)準(zhǔn)體系建設(shè)等方面的工作。江蘇振邦聘請了國內(nèi)著名的醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域以及現(xiàn)代信息技術(shù)領(lǐng)域的專家，并且與國內(nèi)多家高等院校、科研機構(gòu)建立了“產(chǎn)學(xué)研用”的合作模式，并與IBM等國內(nèi)外先進的廠商展開了全面合作。江蘇振邦的信息化建設(shè)也在進行，圍繞著知識管理，把知識管理的理論方法應(yīng)用于企業(yè)進行實踐。企業(yè)開展了應(yīng)用知識管理提高企業(yè)競爭優(yōu)勢方面的工作，開發(fā)了知識文檔庫，通過信息技術(shù)的應(yīng)用及知識共享提高企業(yè)員工的工作能力以及工作效率，從而降低成本,提高競爭優(yōu)勢。2012年，江蘇振邦有了初步成果，企業(yè)員工的工作滿意度、工作效率等都得到了顯著提升。企業(yè)后續(xù)繼續(xù)進行信息化與知識管理建設(shè)。

5結(jié)束語

第3篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

    關(guān)鍵詞:政府;事權(quán)配置;財政支出;經(jīng)濟增長

    一、引言

    我國參與財政配置的主要是中央政府和地方政府,中央政府專屬職責(zé)主要是提供全國性公共服務(wù),地方各級政府的專屬職責(zé)則指提供地方性公共服務(wù);中央和地方政府的共同職責(zé)是提供跨區(qū)域性公共服務(wù),這樣使得不同層級政府分工各有側(cè)重。但是據(jù)目前我國事權(quán)配置的情況來看,中央政府和地方政府在經(jīng)濟建設(shè)、社會文教、國防、行政管理及其他公共服務(wù)方面支出結(jié)構(gòu)并不合理,不能最大化促進經(jīng)濟發(fā)展。

    二、我國財政分配的現(xiàn)狀

    1.中央政府和地方政府財政支出不對稱。從中央地方財政收入和中央地方的財政支出這兩個數(shù)量關(guān)系上,可以分析我國事權(quán)和財權(quán)在中央政府和地方政府的情況?？偭可?我國財政支出與財政收入之間會有一定的差額,也就是財政赤字,政府為了彌補這個赤字,會發(fā)行一定數(shù)量的公債,目前我國還不允許地方政府發(fā)行公債,所以只能由中央政府發(fā)行國債。中央以下的省級、市級及縣級政府在公共服務(wù)事權(quán)配置中占據(jù)很重要比重。

    2.我國政府支出責(zé)任劃分在法制體系上的規(guī)定相對較少。目前我國政府事權(quán)的劃分還是依據(jù)1993年頒布的分稅制改革的《決定》,其中關(guān)于何種公共服務(wù)應(yīng)歸于中央政府,何種歸于地方政府并沒有明確的規(guī)定,這就使得在執(zhí)行決策時監(jiān)管責(zé)任及工作職責(zé)劃分不明確,一些中央財政籌資的事權(quán),中央將其執(zhí)行過程中的支出責(zé)任管理任務(wù)交由地方政府來做,自己只是保有監(jiān)管的權(quán)力,事權(quán)過程中產(chǎn)生的財力可以由本級政府解決也可以由上級政府轉(zhuǎn)移支付,這就混淆了中央與地方的事權(quán)界限。

    3.財政支出占GDP比重不大,但總體呈上升趨勢。財政支出是我國用來衡量政府公共服務(wù)水平的指標(biāo),也是我國政府事權(quán)配置在數(shù)量上的體現(xiàn)。我國政府總的收支占GDP的比重相比較于其他國家還是相對較高的,總體發(fā)展趨勢良好,我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正處于轉(zhuǎn)型時期,從吸收型體制正逐步過渡到創(chuàng)新型體制,政府的管理制度也隨著總的經(jīng)濟潮流而發(fā)生變化,過大的政府體系使得改革更加困難,還需要克服“路徑依賴”、市場體制不健全帶來的困擾等問題,在克服相關(guān)問題后,財政支出占GDP的比例依然按照原來趨勢發(fā)展,則表明政府在公共服務(wù)中的水平也不斷提升。

    4.體現(xiàn)政府事權(quán)效率的財政支出結(jié)構(gòu)差異化。在80年代和90年代各項支出相差不是很大,但從2000-2006年開始,雖然各項支出均有一定程度漲幅,但是經(jīng)濟建設(shè)支出和社會文教支出份額明顯大幅增長,這不禁讓我們想到不斷地對經(jīng)濟建設(shè)進行政府撥款一定會促進經(jīng)濟增長嗎,政府對其他項目支持力度薄弱很有可能會妨礙該方面經(jīng)濟的增速,這就需要我們通過檢驗來證明這種差異化的結(jié)構(gòu)是否有利于經(jīng)濟的增長,在與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)的支出方面要繼續(xù)擴大,與經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān)的方面要適量縮減其規(guī)模,以期達(dá)到規(guī)模效應(yīng)最大化。

    三、我國政府財政支出的實證分析

    1.政府財政支出與GDP增長時滯性及Granger因果關(guān)系檢驗

    由于財政支出對經(jīng)濟的影響并不是在實施的同一年就實現(xiàn)的,而是要在經(jīng)過一定的年限后才能在GDP上有所顯現(xiàn),這就關(guān)系到不同類型的財政支出對GDP增長的影響程度,為了探究經(jīng)濟建設(shè)支出(x\-1),社會文教支出(x\-2),國防支出(x\-3),行政管理支出(x\-4)及其他支出(x\-5)是否具有明顯的影響關(guān)系,我們用格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗對財政支出序列與GDP進行檢驗,運用的軟件是Eviews5.0,引用中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中1978-2008年國內(nèi)生產(chǎn)總值和按功能劃分的財政支出分類數(shù)據(jù)。

    在時滯期限為1,2,3,4檢驗中GDP增長與財政支出中行政管理費支出Δx\-4均不存在顯著地線性關(guān)系,在此不列出該檢驗結(jié)果。

    從以上檢驗結(jié)果中我們可以得出結(jié)論,在時滯期限較短(1年),95%的置信水平下除了行政管理費用支出Δx\-4都通過了格蘭杰因果檢驗,也就是在當(dāng)期或者下一期開始,財政支出的各項對經(jīng)濟增長都有一定的影響。滯后期為1年并不是說,只有在下一年才會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響,而是在這一時期,變量之間的影響程度最強,在之后的時間內(nèi)依然會產(chǎn)生影響,比如教育投資、修建公路等,在長遠(yuǎn)看來,依然會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生有力的影響。

    2.我國政府公共服務(wù)財政支出與GDP增長的實證分析

    就如以上格蘭杰因果檢驗得出的結(jié)論一樣,并不是所有的財政支出都很大程度地影響著經(jīng)濟增長,為了研究這個影響程度,改革我國各項財政支出比例,更好地促進經(jīng)濟發(fā)展,我們將引用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型對其進行分析,研究各類財政支出對經(jīng)濟增長的影響方向和影響程度進行分析。

    (1)模型設(shè)定和變量選擇

    按照經(jīng)濟性質(zhì)可以將財政支出劃分為生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出,其中也都涵蓋了我們以上所設(shè)定的經(jīng)濟建設(shè)支出(x\-1),社會文教支出(x\-2),國防支出(x\-3),行政管理支出(x\-4)及其他支出(x\-5),所以我們就以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)

    為原型,設(shè)計該生產(chǎn)函數(shù)為

    ,將該函數(shù)對數(shù)線性化:

    在變量的定義上,Y代表的是人均國民生產(chǎn)總值,x\-1-經(jīng)濟建設(shè)支出,x\-2-社會文教支出,x\-3-國防支出,x\-4-行政管理支出,x\-5-其他支出。變量的數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng),中國年鑒數(shù)據(jù)庫和中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫1978-2006年人均國內(nèi)上產(chǎn)總值及按照功能性質(zhì)劃分的各項財政支出的數(shù)據(jù)。設(shè)定其結(jié)構(gòu)參數(shù)為為自變量的彈性系數(shù),為作為自變量的各項支出所占的比重,所用軟件為Eviews5。

    (2)實證分析

    利用1978-2006年的數(shù)據(jù),我們得到如下的結(jié)果:

    由于1978年-1985年我國正處于經(jīng)濟動蕩時期,經(jīng)濟發(fā)展沒有步入正軌,因此我們根據(jù)1986-2006年人均GDP和財政支出進行計算,此時計算結(jié)果如下:

    得到的這個函數(shù)相比較第一個函數(shù)要精確,D.W值為1.78,表明不存在一階自相關(guān),各項T統(tǒng)計量的Prob.值除了變量外均小于或者等于0.05,表明參數(shù)估計值是有效的,對這個函數(shù)進行正態(tài)性檢驗,得到Probability值為0.937128。

    在格蘭杰因果檢驗的檢驗結(jié)果顯示行政管理費用x\-4與GDP的增長沒有顯著的因果關(guān)系,在以柯布-道格拉斯為原型的回歸函數(shù)模型中檢驗的行政管理支出的估計參數(shù)也是無效的,在此就不分析這兩項之間的關(guān)系。

    經(jīng)計算得到

    由結(jié)果可以看出到目前為止經(jīng)濟建設(shè)支出和其他支出對經(jīng)濟增長有負(fù)效應(yīng),但并不是他的支出就會抑制經(jīng)濟,而是在經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)階段,我國對于財政支出的比例不合理,經(jīng)濟建設(shè)方面的支出過多,造成一定支出浪費,顯示在函數(shù)中就為負(fù)向效應(yīng),從機構(gòu)參數(shù)所占比例中社會文教支出大于國防支出,符合我國目前財政支出大致趨勢。

第4篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

一、 江蘇省經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染的現(xiàn)狀

多年來,江蘇經(jīng)濟以其持續(xù)、快速、協(xié)調(diào)和健康的發(fā)展態(tài)勢聞名全國。但在經(jīng)濟高速發(fā)展、收入不斷增加的同時,環(huán)境污染也成為了江蘇省一個日益突出的問題。1992年以來,江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)連續(xù)17年保持兩位數(shù)的增長。據(jù)初步核算,2008年江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)突破3萬億元,比上年增長12.5%左右。人均地區(qū)生產(chǎn)總值(人均GDP)近4萬元,按當(dāng)年匯率折算超過5700美元,經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化,總體經(jīng)濟保持平穩(wěn)較快的增長勢頭。

經(jīng)濟高速發(fā)展的進程不可避免地引起了環(huán)境質(zhì)量的惡化。從1997年到2007年,江蘇省工業(yè)廢水排放量平均每年以2.02%的速度增長,工業(yè)廢氣排放量平均每年遞增11.20%。但是,工業(yè)廢水中的SO2排放量呈現(xiàn)出先減少,后增加再減少的變化,波動不大。工業(yè)廢水中COD排放量與工業(yè)固體廢棄物排放量則呈現(xiàn)逐年下降的趨勢,其中工業(yè)固體廢棄物排放量在1997年味15.26萬噸,而2007年僅為0.26萬噸,且在2003年達(dá)到最低值為0.01萬噸。

二、經(jīng)濟增長與環(huán)境污染水平實證研究

選取最能夠表現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量的環(huán)境指標(biāo)分為兩類,即流量指標(biāo)和存量指標(biāo)。流量指標(biāo)包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和固體廢棄物產(chǎn)生量的環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù);存量指標(biāo)包括工業(yè)廢水中COD排放量與工業(yè)廢水中SO2排放量的環(huán)境監(jiān)測數(shù)據(jù)。經(jīng)濟增長指標(biāo)則選取了江蘇省GDP總量與人均GDP。環(huán)境與經(jīng)濟指標(biāo)的時間序列數(shù)據(jù)選取了能夠反映江蘇省經(jīng)濟快速發(fā)展的階段,即1997―2007年。

以人均GDP為自變量(x),分別與上述選取的典型環(huán)境指標(biāo)為因變量(y),構(gòu)建江蘇省人均GDP污染排放量模型,進行二次曲線,即y=a+bx+cx2回歸模擬。

依據(jù)統(tǒng)計學(xué)原理中回歸分析知識可知,相關(guān)系數(shù)(R2)是用來度量兩變量之間非線性(曲線)相關(guān)的密切程度。R2的變化范圍介于0―1之間,R2越接近于1,表明變量間的非線性相關(guān)程度越低,所擬合的曲線效果越好;反之,越R2接近于0,表明變量間的非線性相關(guān)程度越弱,所擬合的曲線效果越差。

(一)人均GDP與工業(yè)廢氣排放量擬合分析

曲線方程分析。人均GDP與工業(yè)廢氣排放量擬合的曲線方程為y=- 2.3760E-0.5 x2+1.7165x-6644.9556,R2=0.9662,接近于1,因此其對環(huán)境庫茲涅茨曲線具有非常充分的解釋意義。

圖形內(nèi)涵分析。曲線整體上呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢,但上升幅度逐漸放緩。曲線形狀接近環(huán)境庫茲涅茨曲線倒U形的左半段,尚未達(dá)到轉(zhuǎn)折點,表明江蘇省經(jīng)濟尚未進入工業(yè)化后期,隨著經(jīng)濟的增長,工業(yè)廢水的排放量仍然會增加。從歷年真實數(shù)據(jù)中可以看出,折線圖與曲線圖非常吻合,兩者走勢幾乎一致,再一次證明了人均GDP與工業(yè)廢水排放量之間的關(guān)系符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征,且江蘇省經(jīng)濟仍舊處于工業(yè)化發(fā)展期。

(二)人均GDP與工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量擬合分析

曲線方程分析。人均GDP與工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量擬合的曲線方程為:y=1.9421E-0.7x2+0.19278x+1898.4666, R2=0.9771,接近于1,因此其對環(huán)境庫茲涅茨曲線具有非常充分的解釋意義。

圖形內(nèi)涵分析。從曲線的形狀上可以判斷其符合環(huán)境庫茲涅茨曲線倒U形的左半段,但尚未達(dá)到轉(zhuǎn)折點,而且結(jié)合實際數(shù)值所形成的折線圖可以得出,折線圖的總體趨勢也與EKC大致相同,保持著不斷上升的趨勢。因此,無論是從模型還是實際數(shù)值上,均顯示了人均GDP與工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量之間的關(guān)系符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征,且尚未達(dá)到轉(zhuǎn)折點,環(huán)境污染程度將會進一步增大。

由上述分析可知,人均GDP與工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量這3種環(huán)境指標(biāo)的擬合關(guān)系較強,與工業(yè)廢水中COD排放量、工業(yè)廢氣中SO2排放量這兩種環(huán)境指標(biāo)的擬合關(guān)系較弱。但從總體上看,江蘇省經(jīng)濟指標(biāo)與環(huán)境指標(biāo)擬合較好。經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染水平的關(guān)系基本符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征,且位于倒U形的左側(cè)。由此得出結(jié)論,江蘇省目前仍處于工業(yè)發(fā)展期,環(huán)境庫茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點尚未到達(dá)。故江蘇省環(huán)境污染控制的投入有必要保持在一個較高的水平。

三、政策建議

第5篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

內(nèi)容摘要：本研究目的在運用資源基礎(chǔ)和組織理論之觀點，推導(dǎo)出研究假設(shè)，并建構(gòu)知識管理程序之架構(gòu)，用以分析臺灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)的知識能量蘊育和整合之情形，進而探討知識的整合與創(chuàng)新績效對于核心競爭力之影響。運用多變量分析及透過臺灣229家與大陸243家高科技廠商之調(diào)查問卷回收，本研究發(fā)現(xiàn)：知識能量、知識整合與創(chuàng)新績效的交叉作用對于核心競爭力大體上呈現(xiàn)正向且顯著的影響作用。

關(guān)鍵詞：知識能量 知識整合 創(chuàng)新績效 核心競爭力

以往競爭戰(zhàn)略的觀點較強調(diào)外部競爭優(yōu)勢之建立與維系，僅強調(diào)知識的創(chuàng)造與移轉(zhuǎn)過程，較少著眼于知識整合課題之探討。本研究擬透過知識基礎(chǔ)論之觀點探討知識能量、知識整合、創(chuàng)新績效與核心競爭力之間的關(guān)系。并經(jīng)由實證研究，了解兩岸高科技產(chǎn)業(yè)之組織知識管理程序與創(chuàng)新績效對核心競爭力的影響現(xiàn)況，以知曉企業(yè)之概況。

理論與假設(shè)

（一）知識能量與核心競爭力的關(guān)系

以組織學(xué)習(xí)的觀點而言，知識能量的蘊育可以透過組織學(xué)習(xí)的過程，而最終目的不外乎提升核心競爭力。Peters and Waterman（1982）認(rèn)為有透過組織內(nèi)部學(xué)習(xí)的企業(yè)往往可凝聚知識能量，而在面對變動的環(huán)境時能透過有效知識學(xué)習(xí)能力之建構(gòu)往往比未透過學(xué)習(xí)途徑而凝聚知識力量的企業(yè)更具有較佳的創(chuàng)新績效。Grant（1996）則認(rèn)為專門知識共通的重要性，而此共通性則有賴于組織內(nèi)學(xué)習(xí)能力之開展與共同愿景的凝聚才能形成；Lei et al.（1999）也強調(diào)核心競爭力主要是透過組織學(xué)習(xí)發(fā)展出來的知識能量所奠基而成，并且認(rèn)為問題的解決與創(chuàng)見和吸收知識是影響公司開創(chuàng)成長機會的基礎(chǔ)能力。吳思華（1998）也強調(diào)知識的流通對于組織未來能力的增進有重要的影響作用?；谏鲜鲇懻?，本研究獲得以下的推論假說：

H1：知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用。

（二）知識整合與核心競爭力的關(guān)系

以資源基礎(chǔ)的觀點而言，知識資源整合的程度和運作的特性不僅與資源的特性有關(guān)，而且透過資源整合機制之運作，能夠有效提升核心競爭力，而競爭能力程度之開展，往往也須視資源整合軟硬件能力之配合。所以，核心競爭力三大能力的提升，除了考慮知識資源的特性外，門檻能力和重要性能力必須視組織內(nèi)軟硬件機制有系統(tǒng)的運作，而且技術(shù)能力的有效運作，也要求組織內(nèi)各單位合作無間的配合。另外，企業(yè)欲有效提升有形與無形競爭優(yōu)勢，則必須視企業(yè)內(nèi)部文化與愿景的塑造程序而定（Leonard-Barton，1992；Kogut and Zander， 1995； Grant， 1996；Teece，et al.1997）。基于上述的討論，本研究獲得以下的推論假說：

H2：知識整合能力對于核心競爭力有顯著的影響作用。

（三）核心競爭力與創(chuàng)新績效的關(guān)系

一般而言，核心競爭力的建構(gòu)與維持，對于創(chuàng)新績效的提升有正向的影響作用，此乃由于核心競爭力的門檻能力與產(chǎn)品的制程或設(shè)備的重整有關(guān)。另外，建構(gòu)良好的營銷或商品化能力或是技術(shù)的改良、新技術(shù)的引進對于產(chǎn)品的創(chuàng)新也有正向的影響作用，換言之，不論是產(chǎn)品或制程的創(chuàng)新，都有賴于核心競爭力的發(fā)揮（Barney & Zajac，1994；Kogut & Zander，1995；Pitt and Clarke，1999）。Cohen and Levinthal （1990）和Nonada and Konno （1998）也認(rèn)為透過學(xué)習(xí)的過程和知識的解讀、累積和擴散，不僅是公司創(chuàng)新能力的關(guān)鍵要素，也可保持產(chǎn)品和制程不斷的創(chuàng)新，維持企業(yè)的競爭優(yōu)勢。Utterback（1994）則認(rèn)為企業(yè)的創(chuàng)新活動不僅會受到產(chǎn)品市場、組織結(jié)構(gòu)特性，例如科層化與官僚制度的影響，而且也認(rèn)為企業(yè)競爭能力的強弱會影響產(chǎn)品與制程的創(chuàng)新?；谏鲜龅挠懻?，本研究獲得以下的推論假說：

H3：核心競爭力對于創(chuàng)新績效有顯著的影響作用。

研究樣本

本研究問卷分兩部分，分別選擇了臺灣與大陸的信息電子產(chǎn)業(yè)作為研究對象，臺灣方面是以新竹科學(xué)園區(qū)、臺中科學(xué)園區(qū)、臺南科學(xué)園區(qū)之進駐廠商與臺灣證券交易所之上市公司的電子類股為實證研究對象，共發(fā)出問卷1000份，有效回收樣本總計229份，有效回收率達(dá)22.9%。

大陸方面是以上海地區(qū)與江蘇蘇州地區(qū)的高新技術(shù)園區(qū)的企業(yè)為實證研究的對象，共發(fā)出問卷800份，有效回收樣本總計243份，有效回收率達(dá)30.38%。

中國臺灣資料分析與發(fā)現(xiàn)

（一）信度檢定

在“知識能量”方面，進行因素分析后萃取出“知識解讀”、“知識蓄積”及“知識擷取”等三個知識能量因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.92。

在“知識整合”方面，進行因素分析后萃取出“社會化程度”、“合作程度”、“系統(tǒng)化程度”及“目標(biāo)化程度”等四個知識整合因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.907。

在“核心競爭力”方面，進行因素分析后萃取出“未來能力”、“門檻能力”及“重要能力”等三個核心競爭力因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.977。

在“創(chuàng)新績效”方面，進行因素分析后萃取出“管理創(chuàng)新”、“策略創(chuàng)新”及“制程創(chuàng)新”等三個創(chuàng)新績效因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.97。

（二）典型相關(guān)分析與主要構(gòu)面之回歸分析

1.知識能量與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖1所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)平方為0.676?！昂诵母偁幜Α迸c“知識解讀”及“知識蓄積”呈高度正相關(guān)，與“知識擷取”呈中度正相關(guān)?！爸R能量”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關(guān)，與“重要能力”呈中度正相關(guān)。針對典型變量的典型關(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)系是，組織知識能量的程度越高，則組織的核心競爭力越佳。

假設(shè)H1：“知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到證實。

2.知識整合與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖2所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)平方為0.687?！昂诵母偁幜Α迸c“社會化程度”、“合作程度”呈高度正相關(guān)，與“系統(tǒng)化程度”呈中度正相關(guān)?！爸R整合”與“未來能力”、“門檻能力”及“重要能力”呈高度正相關(guān)。然而知識整合構(gòu)面中的“目標(biāo)化程度”對于核心競爭力的影響并不顯著。針對典型變量的典型關(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)系是，組織知識整合的程度越高，則組織的核心競爭力越高。

假設(shè)H2：“知識整合對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到部分證實。

3.核心競爭力與創(chuàng)新績效構(gòu)面間之回歸分析。本研究為驗證假設(shè)，采用復(fù)回歸分析方法，藉以了解核心競爭力對于創(chuàng)新績效構(gòu)面的影響，如表1所示。

核心競爭力對管理創(chuàng)新的影響。核心競爭力對管理創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.789，F(xiàn)值=284.761）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優(yōu)勢所必須發(fā)展的能力，與組織面臨競爭壓力時所需具備的支持性能力和基本技術(shù)之能力，可透過知識管理程序和核心競爭力的提升促進產(chǎn)品質(zhì)量完善、功能改變與新產(chǎn)品開發(fā)的有效程度提高。

核心競爭力對策略創(chuàng)新的影響。核心競爭力對策略創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.705，F(xiàn)值=182.616）且具有顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織愈重視發(fā)展的能力，與組織面臨競爭壓力時所需具備的支持性能力和基本技術(shù)之能力愈佳，則愈能掌握本身產(chǎn)品在市場中的定位或創(chuàng)造新價值，能夠比同業(yè)更能領(lǐng)先提出成功的策略。

核心競爭力對制程創(chuàng)新的影響。核心競爭力對制程創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.249，F(xiàn)值=26.247）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優(yōu)勢所必須發(fā)展的能力，透過知識管理程序和核心競爭力的提升對于產(chǎn)品制程或工作流程改善的有效程度，具有顯著的影響效果。

綜合以上，組織核心競爭力的提升將影響創(chuàng)新績效程度，而組織的未來能力與門檻能力對于組織的創(chuàng)新績效尤為顯著，而重要能力對于策略創(chuàng)新未達(dá)到顯著影響。

假設(shè)H3：“核心競爭力對于創(chuàng)新績效有顯著的影響作用”得到部分證實。

大陸資料分析與發(fā)現(xiàn)

（一）信度檢定

在“知識能量”方面，進行因素分析后萃取出“知識解讀”、“知識蓄積”及“知識擷取”等三個知識能量因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.864。

在“知識整合”方面，進行因素分析后萃取出“社會化程度”、“合作程度”、“系統(tǒng)化程度”及“目標(biāo)化程度”等四個知識整合因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.853。

在“核心競爭力”方面，進行因素分析后萃取出“未來能力”及“門檻能力”等兩個核心競爭力因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.937。

在“創(chuàng)新績效”方面，進行因素分析后萃取出“管理創(chuàng)新”、“組織創(chuàng)新”及“服務(wù)創(chuàng)新”等三個創(chuàng)新績效因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.943。

（二）典型相關(guān)分析與主要構(gòu)面之回歸分析

1.知識能量與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖3所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)平方為0.506?！昂诵母偁幜Α迸c“知識擷取”及“知識蓄積”呈高度正相關(guān)，與“知識解讀”呈中度正相關(guān)。“知識能量”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關(guān)。針對典型變量的典型關(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)系是，組織知識能量的程度越高，則組織的核心競爭力越佳。

假設(shè)H1：“知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到證實。

2.知識整合與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖4所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)平方為0.371?！昂诵母偁幜Α迸c“社會化程度”、“系統(tǒng)化程度”與“合作程度”呈高度正相關(guān)。“知識整合”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關(guān)。然而知識整合構(gòu)面中的“目標(biāo)化程度”對于核心競爭力的影響并不顯著。針對典型變量的典型關(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)系是，組織知識整合的程度越高，則組織的核心競爭力越高。

假設(shè)H2：“知識整合能力對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到部分證實。

3.核心競爭力與創(chuàng)新績效構(gòu)面間之回歸分析。本研究為驗證假設(shè)，采用復(fù)回歸分析方法，藉以了解核心競爭力對于創(chuàng)新績效構(gòu)面的影響，如表2所示。

核心競爭力對管理創(chuàng)新的影響。核心競爭力對管理創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.521，F(xiàn)值=132.38）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織透過知識管理程序和核心競爭力的提升對于產(chǎn)品制程或工作流程改善的程度愈高。則組織維持未來競爭優(yōu)勢所必須發(fā)展的能力（譬如：技術(shù)改良、生產(chǎn)流程自動化以及偵測回饋或預(yù)測的能力等）愈佳。

核心競爭力對組織創(chuàng)新的影響。核心競爭力對組織創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.285，F(xiàn)值=49.158）且具有顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優(yōu)勢所必須發(fā)展的能力愈高，對應(yīng)全球化布局的維修與服務(wù)的經(jīng)驗與能力愈佳，對管理的經(jīng)驗與能力亦愈佳。

核心競爭力對服務(wù)創(chuàng)新的影響。知識能量對服務(wù)創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.365，F(xiàn)值=68.855）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優(yōu)勢所必須發(fā)展的能力愈高，對于處理客戶對于公司的建議或抱怨的能力愈高，并重視與上下游供貨商之間的關(guān)系管理。

綜合以上，組織核心競爭力的提升將影響創(chuàng)新績效程度，而組織的未來能力與門檻能力對于組織的服務(wù)創(chuàng)新尤為顯著，而門檻能力對于管理創(chuàng)新與組織創(chuàng)新未達(dá)到顯著影響。

假設(shè)H3：“核心競爭力對于創(chuàng)新績效有顯著的影響作用”得到部分證實。

研究結(jié)果

本研究實證顯示臺灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)中知識能量的知識解讀、知識蓄積與知識擷取程度越高，對于核心競爭力之門檻能力與未來能力有正向的影響作用。研究結(jié)果顯示，知識的取得與吸收對于建構(gòu)基礎(chǔ)的競爭能力是相當(dāng)重要的，如能進一步內(nèi)化系統(tǒng)化知識，則對提升未來競爭性能力有正面影響。此點結(jié)論呼應(yīng)Nonaka and Takeuchi（1995）強調(diào)知識管理運作程序和知識轉(zhuǎn)換程序之重要性。

就知識整合對核心競爭力之影響而言，臺灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果均顯示當(dāng)知識整合的社會化程度提高配合彈性的增加，系統(tǒng)化程度提高配合效率之提升以及合作程度提高配合運作范圍的擴大，對于核心競爭力的未來能力與門檻能力有正向的影響。此點結(jié)論強調(diào)知識整合、軟硬件設(shè)施工具之妥善運用，不僅可以建構(gòu)核心競爭力的基礎(chǔ)門檻能力，而且也能培植未來性能力。此點結(jié)論可以呼應(yīng)Long and Vickers-Koch（1995）和Kay（1993）強調(diào)知識整合是建立核心競爭力或獨特性能力的重要任務(wù)之一。

就核心競爭力對創(chuàng)新績效之影響而言，臺灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果均顯示組織核心競爭力的提升將影響創(chuàng)新績效程度，而組織的門檻能力與未來能力對于組織的創(chuàng)新績效尤為顯著。企業(yè)欲提升整體的創(chuàng)新能力，除了組織內(nèi)部成員學(xué)習(xí)能力的培養(yǎng)外，也要其它相關(guān)措施的相輔相成，譬如：硬件設(shè)備的支持、企業(yè)文化的建立、主管策略意圖的塑造等，都是提升創(chuàng)新績效的有效手段。就短期而言，以制程或產(chǎn)品的改變及創(chuàng)新最有效，然而，就長期而言，則必須本業(yè)上的改變或創(chuàng)新，才能維持長久。而核心競爭能力在一段時間后需要重新賦予定義與被保護，否則就會因為時間而喪失價值。

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第6篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

【關(guān)鍵詞】 首發(fā)精神分裂癥；吸煙；精神癥狀；認(rèn)知功能；橫斷面研究

doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2009.01.001

中圖分類號：R749.3 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-6729(2009)001-0001-05

近年來，大量研究表明精神分裂癥患者的吸煙率為一般人群的2-3倍［1］，同時90%的精神分裂癥吸煙者在其首次發(fā)病前就開始吸煙［2］。高吸煙率的原因主要有以下3個假說:其一,精神分裂癥疾病的某些方面導(dǎo)致了更多患者對香煙的渴求，吸煙可以緩解陽性和陰性癥狀，也可以改善認(rèn)知功能，人們稱之為自身給藥行為（self-medication）［3-4］；其二，吸煙是精神分裂癥病因?qū)W上的一個高危因素，即尼古丁對中腦邊緣系統(tǒng)長時間的重復(fù)激活導(dǎo)致了精神分裂癥易感個體發(fā)?。?］；其三,遺傳或環(huán)境因素使個體同時易于患精神分裂癥和煙草成癮［6］。目前國內(nèi)外研究精神分裂癥吸煙率資料大多來源于慢性患者，對于以首發(fā)精神分裂癥患者為研究對象的報道少見。

吸煙可以改善精神分裂癥患者的某些陰性癥狀［7］，但也有研究發(fā)現(xiàn)尼古丁依賴與精神分裂癥患者的陽性癥狀相關(guān)［8］，還有研究發(fā)現(xiàn)吸煙可以通過對尼古丁受體的作用選擇性地改善精神分裂癥吸煙患者的空間工作記憶及注意缺陷［9］。本文以首發(fā)精神分裂癥患者為對象，探討吸煙對其精神癥狀及認(rèn)知功能的影響。

1 對象和方法

1.1對象

均來自北京回龍觀醫(yī)院2005年4月-2007年7月住院的首發(fā)精神分裂癥患者。首發(fā)精神分裂癥的定義采用Lieberman J等的標(biāo)準(zhǔn)［10］，即符合DSM-Ⅳ精神分裂癥診斷標(biāo)準(zhǔn)，病程不超過60個月，未用藥或用藥時間少于2周。在本研究，還要求患者陽性和陰性癥狀量表（Positive and Negative Syndrome Scale，PANSS）總分≥60分。共收集首發(fā)精神分裂癥90例，其中男性48例，吸煙24例（占50.0%）；女性42例，吸煙3例（占7.1%）。平均煙齡為（10.7±6.8）年，開始嘗試吸煙時平均年齡為（16.7±4.8）歲，平均每日吸煙量為（13.5±10.8）支，所有吸煙患者均在發(fā)病之前（25例）或發(fā)病時（2例）開始吸煙。吸煙患者患病總病程（23.8±19.20）月, 受教育年限(11.4±3.9)年，尼古丁依賴嚴(yán)重程度量表平均得分為（3.8±2.9）分。

排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）DSM-IV軸I的診斷不是精神分裂癥；（2）明確中樞神經(jīng)系統(tǒng)疾病，如中風(fēng)，腫瘤，帕金森氏病，亨亭頓氏病，癲癇，腦損傷史；（3）各種軀體疾病，如感染，糖尿病，高血壓，既往有上消化道潰瘍或出血史；（4）有臨床意義的心電圖異常；（5）懷孕或哺乳的女性；(6)嚴(yán)重的過敏史。

1.2 工具

1.2.1 自編臨床基本特點調(diào)查表

包括患者的人口學(xué)資料、精神病史、遺傳史、吸煙情況。

1.2.2評定精神癥狀的量表

1.2.2.1陽性和陰性癥狀量表（Positive and Negative Syndrome Scale，PANSS）［11］

共33個條目，分為4個分量表：陽性癥狀、陰性癥狀、一般精神病理癥狀和附加癥狀。1-7級評分。

1.2.2.2 漢密爾頓抑郁量表（Hamilton Depression,HAMD）［12］

共24個條目，其中13個精神癥狀按0-4級評分，11個軀體癥狀0-2級評分。

1.2.2.3 臨床總體印象量表（Clinical Global Impression,CGI）［13］

按7級評分：0=未評，1=正常，2=邊緣，3=輕度有病，4=中度有病，5=明顯有病，6=嚴(yán)重有病，7=極嚴(yán)重。

1.2.3 檢測認(rèn)知功能的量表

1.2.3.1威斯康星卡片分類（Wisconsin Cards Sort,WCST）

共13個條目：總應(yīng)答數(shù)、完成分類數(shù)、正確應(yīng)答數(shù)、錯誤應(yīng)答數(shù)、完成第一個分類所需應(yīng)答數(shù)、概念化水平百分?jǐn)?shù)、持續(xù)性應(yīng)答數(shù)、持續(xù)性錯誤數(shù)、持續(xù)性錯誤的百分?jǐn)?shù)、非持續(xù)性錯誤、不能維持完整分類數(shù)、學(xué)習(xí)到學(xué)會。

1.2.3.2 重復(fù)性成套神經(jīng)心理狀態(tài)測驗（Repeatable Battery for the Assessmental of Neuropsychological Status,RBANS）［14］

該系統(tǒng)包括12個條目，分為五個因子結(jié)構(gòu)：注意、言語、視覺廣度、即刻記憶和延時記憶。

1.2.4 住院患者煙草使用狀況調(diào)查表

包括一般情況、吸煙情況、吸煙態(tài)度、家人吸煙情況。吸煙患者，即目前吸煙多于1支/每天，平均每周大于等于5天；不吸煙者，即從不吸煙，或吸煙少于1支/每天，平均每周不到5天；過去曾吸煙者，即曾有吸煙多于1支/每天，平均每周大于等于5天，現(xiàn)已戒煙。不吸煙、過去曾吸煙均視為非吸煙患者。

1.2.5 尼古丁依賴嚴(yán)重程度量表（Fagerstrfm Test for Nicotine Dependence，F(xiàn)TND）［15］

分為6個條目，3個條目為0-1級評分，3個條目為0-3級評分，量表總分為0-10分。該量表由Niu（2000）翻譯成中文，并在中國人群中進行信度和效度的檢測［16］。

絕大多數(shù)患者在入院1周之內(nèi)完成量表測查，少數(shù)不合作者在癥狀有效控制后完成量表測查。所有患者住院后由本人或家屬簽署知情同意書，由經(jīng)過嚴(yán)格培訓(xùn)及一致性測定的研究人員（組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC≥0.8）收集詳細(xì)的臨床資料，并進行測查。

1.3 統(tǒng)計方法

所有資料用Epidata3.0輸入，采用SPSS11.5軟件分析。進行χ2檢驗、t檢驗、秩和檢驗、單因素相關(guān)分析等。所有的統(tǒng)計檢驗均采用雙側(cè)檢驗，以P≤0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2結(jié) 果

2.1 吸煙組與非吸煙組臨床基本特點比較

表1顯示兩組患者的臨床基本特點差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（均P>0.05）。

2.2 吸煙組與非吸煙組精神癥狀比較

表2顯示：吸煙組PANSS總分、陰性癥狀分、一般精神病理癥狀分均高于非吸煙組。

2.3 吸煙組與非吸煙組認(rèn)知功能比較

兩組患者間除威斯康星卡片分類的正確應(yīng)答數(shù)和錯誤應(yīng)答數(shù)得分差異有統(tǒng)計學(xué)意義外， RBANS總分及各分量表分、威斯康星卡片分類的其他項目分差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（均P>0.05）。非吸煙組(N=55)的正確應(yīng)答數(shù)高于吸煙組(N=26)［ （50.6±18.2）vs.( 42.2±14.3)，t=2.02，P=0.040］，而錯誤應(yīng)答數(shù)低于吸煙組［（75.5±21.9）vs.（85.3±15.8），t=-2.26，P=0.030］。

2.4 吸煙因素與臨床基本特點、精神癥狀、認(rèn)知功能的相關(guān)性

表3顯示：首次精神癥狀發(fā)生年齡、首次住院年齡與煙齡、開始嘗試吸煙時年齡呈正相關(guān)；一般精神病理學(xué)癥狀分與尼古丁依賴嚴(yán)重程度量表得分呈負(fù)相關(guān)；在認(rèn)知功能方面，RBANS測驗總分、即刻記憶、視覺廣度、延時記憶分與開始嘗試吸煙時年齡均呈正相關(guān)；WCST測查中不能維持完整分類數(shù)與尼古丁依賴嚴(yán)重程度量表得分呈負(fù)相關(guān)。

3討 論

本研究以首發(fā)精神分裂癥患者為研究對象，避免了住院環(huán)境、病程、抗精神病藥物等因素對吸煙率的影響，因此能夠比較客觀地反映吸煙因素與精神病理、認(rèn)知功能之間相互關(guān)系。

本研究結(jié)果表明首發(fā)分裂癥男性患者的吸煙檢出率為50%,與國內(nèi)外報道慢性分裂癥患者吸煙檢出率基本一致（40%-90%）［17］，所有吸煙患者均在發(fā)病之前或發(fā)病時開始吸煙，這一結(jié)果說明精神分裂癥的高吸煙率并非是由住院環(huán)境、藥物等因素所造成的，而是精神分裂癥本身內(nèi)在因素決定的，支持精神分裂癥的某些方面的因素導(dǎo)致了較多患者對香煙渴求的假說；吸煙組與非吸煙組患者的基本臨床特點并無顯著性差異，但吸煙組PANSS總分、陰性癥狀分、一般精神病理學(xué)癥狀分顯著高于非吸煙組，即吸煙患者的病情比不吸煙患者要嚴(yán)重得多,與Iancu的研究結(jié)果相似［18］，說明吸煙是精神分裂癥病情嚴(yán)重的一個標(biāo)志，可能的解釋是尼古丁激活邊緣系統(tǒng)導(dǎo)致多巴胺能系統(tǒng)功能增強，促使易感病人最終發(fā)展成為精神分裂癥或增加病情的嚴(yán)重程度［5,19］。最近在活體中進行正電子斷層掃描技術(shù)也證實吸煙增加了多巴胺的釋放［20］。在本研究中：首次精神癥狀發(fā)生年齡、首次住院年齡與煙齡的長短、開始嘗試吸煙時年齡呈正相關(guān),這一結(jié)果支持吸煙是精神分裂癥病因?qū)W上的一個高危因素的假說。

在認(rèn)知功能評估方面，選擇國外普遍使用的認(rèn)知功能測查工具：重復(fù)性成套神經(jīng)心理狀態(tài)測驗（RBANS）和威斯康星卡片分類（WCST）。RBANS是Randolph在1998編制用來篩查癡呆的心理測查工具，其最大特點是，快捷方便、省時省力，在床邊即可進行，一般在25-30分鐘之內(nèi)就可完成測查。在本研究中，吸煙組和非吸煙組的RBANS總分及分量表分差異均無統(tǒng)計學(xué)意義，但在WCST中非吸煙組的正確應(yīng)答數(shù)、錯誤應(yīng)答數(shù)顯著好于吸煙組，提示吸煙組患者的抽象概括、工作記憶、認(rèn)知轉(zhuǎn)移等方面的能力明顯受損。在分析吸煙因素與臨床基本特點、精神癥狀、認(rèn)知功能相關(guān)性時還發(fā)現(xiàn)，RBANS測驗總分、即刻記憶因子分、視覺廣度因子分、注意因子分、延時記憶因子分與開始嘗試吸煙時年齡呈正相關(guān)，即吸煙年齡越早認(rèn)知功能受損越重，說明吸煙可能也是精神分裂癥認(rèn)知功能受損程度的一個標(biāo)志。相關(guān)的遺傳學(xué)報道：Alpha-7尼古丁受體基因的變異與精神分裂癥及某些認(rèn)知功能具有高度相關(guān)性［21］，AIpha7及Alpha4Beta2受體在記憶過程中十分關(guān)鍵。海馬及杏仁核對記憶有著特殊的作用，而這些部位尼古丁受體的減少有可能會造成記憶的損害，吸煙患者由于Alpha-7尼古丁受體基因的變異導(dǎo)致精神癥狀和認(rèn)知功能受損嚴(yán)重，吸煙行為是對本身相關(guān)的基因缺陷的一種自我調(diào)節(jié)，但本研究為橫斷面研究，其機理還有待進一步驗證。

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第7篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

論文關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長，就業(yè)彈性，協(xié)整分析

 

一、引言

經(jīng)濟增長和充分就業(yè)是我國宏觀經(jīng)濟政策的主要目標(biāo)。 改革開放以來，我國經(jīng)濟迅猛增長，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》資料計算，1978-2009年年均GDP增長率達(dá)到9.89%，而就業(yè)的增長率只有2.16%，近幾年來更是持續(xù)出現(xiàn)了“高增長，低就業(yè)”的局面。經(jīng)濟的快速增長卻伴隨著就業(yè)增長的瓶頸，這就引起了大家的思考，經(jīng)濟增長不能帶動就業(yè)增長嗎?二者之間存在怎樣的關(guān)系呢？

一般認(rèn)為，經(jīng)濟增長與就業(yè)增長之間存在正相關(guān)的關(guān)系，經(jīng)濟增長越快，越能吸納更多的勞動力就業(yè)。美國著名經(jīng)濟學(xué)家阿瑟·奧肯（1962）通過研究美國經(jīng)濟增長與失業(yè)率之間的關(guān)系，得出奧肯定律：u=-0.5（y-2.25），當(dāng)經(jīng)濟實際增長率高于自然增長率一個百分點時，失業(yè)率將下降0.5個百分點。這個定律經(jīng)常在經(jīng)濟學(xué)文獻中被提及或引用。William Seyfried(2004)選取1990-2003年美國十個州的經(jīng)濟增長與就業(yè)的數(shù)據(jù)，通過函數(shù)分析，得出經(jīng)濟增長對促進就業(yè)具有短期效應(yīng)。鄧志旺，蔡曉帆協(xié)整分析，鄭棣華等（2002）分析了中國1985-1994年的就業(yè)彈性，認(rèn)為就業(yè)彈性系數(shù)只是稍有震蕩，整體上變化不大，從而認(rèn)為經(jīng)濟增長可以拉動就業(yè)的進一步增長，所謂中國的“高經(jīng)濟增長，低就業(yè)增長”的矛盾并不存在。

而一些學(xué)者并不同意這個觀點，程永宏（2005）梳理了新古典經(jīng)濟增長理論、凱恩斯主義經(jīng)濟增長理論和新經(jīng)濟增長理論中經(jīng)濟增長與就業(yè)之間的關(guān)系，并結(jié)合中國關(guān)于經(jīng)濟增長與就業(yè)關(guān)系的經(jīng)驗資料，得出結(jié)論：經(jīng)濟增長并不必然會帶來就業(yè)的增長，二者之間的一致性缺乏堅實的理論基礎(chǔ)；經(jīng)濟增長伴隨就業(yè)下降的現(xiàn)象非常普遍，在一定條件下，經(jīng)濟增長可能抑制就業(yè)增長。龔玉泉、袁志剛(2002)肯定了中國的就業(yè)彈性呈現(xiàn)下滑趨勢，并認(rèn)為經(jīng)濟增長與就業(yè)增長之間存在非一致性的關(guān)系，雖然經(jīng)濟高速增長，但就業(yè)增長率逐漸下降，失業(yè)和下崗人員逐步增多。劉鍵等（2009）計算了1978-2005年經(jīng)濟增長率，就業(yè)增長率及就業(yè)彈性系數(shù)，得出我國就業(yè)彈性與經(jīng)濟增長是負(fù)相關(guān)的，就業(yè)增長率與經(jīng)濟增長率是弱正相關(guān)的，經(jīng)濟增長與就業(yè)之間不存在一致性的關(guān)系的結(jié)論。王艾青（2006）從過度勞動角度分析了經(jīng)濟增長與就業(yè)增長的不一致性的原因，他認(rèn)為當(dāng)前我國很多行業(yè)存在過度勞動的現(xiàn)象，過度勞動不會影響宏觀的經(jīng)濟增長速度，但是過度勞動卻擠占了就業(yè)崗位，抑制了就業(yè)增長；資本的盈利與經(jīng)濟的增長所應(yīng)該帶來的就業(yè)增長均被過度勞動抵消，甚至在某些個別行業(yè)或領(lǐng)域還出現(xiàn)就業(yè)負(fù)增長的情況。

我國的經(jīng)濟增長和就業(yè)之間的關(guān)系到底怎樣？本文借助1978-2009年我國GDP和就業(yè)的數(shù)據(jù)，對我國經(jīng)濟增長和就業(yè)彈性進行分析，并從整體和分三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長與就業(yè)之間的關(guān)系進行協(xié)整分析，根據(jù)分析結(jié)論，提出相應(yīng)的政策建議。

二、我國經(jīng)濟增長率與就業(yè)彈性分析

（一）總體就業(yè)彈性分析

由于經(jīng)濟增長與就業(yè)變動的關(guān)系在數(shù)量上會表現(xiàn)為經(jīng)濟增長的就業(yè)彈性，即就業(yè)的增長率與經(jīng)濟增長率之間的比率， 可以依據(jù)對我國經(jīng)濟增長的就業(yè)彈性的考察來判定經(jīng)濟增長與就業(yè)變動的一致性問題小論文。當(dāng)就業(yè)彈性為正值時，彈性越大，吸收勞動力的能力就越強，經(jīng)濟增長對就業(yè)的拉動作用越強，反之則越弱。在就業(yè)彈性為負(fù)值時，會出現(xiàn)兩種情況：第一協(xié)整分析，經(jīng)濟負(fù)增長而就業(yè)增加，此時就業(yè)彈性的絕對值越小，對就業(yè)的“吸入”效應(yīng)就越?。坏诙?，經(jīng)濟正增長而就業(yè)減少，此時，就業(yè)彈性的絕對值越小，對就業(yè)的“擠出”效應(yīng)就越小。

表1我國GDP增長率、就業(yè)增長率和就業(yè)彈性值

 

年份

GDP增長率

就業(yè)增長率

就業(yè)彈性

年份

GDP增長率

就業(yè)增長率

就業(yè)彈性

1978

11.7

1.97

0.17

1994

13.1

0.97

0.07

1979

7.6

2.17

0.29

1995

10.9

0.90

0.08

1980

7.8

3.26

0.42

1996

10.0

1.30

0.13

1981

5.2

3.22

0.61

1997

9.3

1.26

0.14

1982

9.1

3.59

0.40

1998

7.8

1.17

0.15

1983

10.9

2.52

0.23

1999

7.6

1.07

0.14

1984

15.2

3.79

0.25

2000

8.4

0.97

0.11

1985

13.5

3.48

0.26

2001

8.3

1.30

0.16

1986

8.8

2.83

0.32

2002

9.1

0.98

0.11

1987

11.6

2.93

0.25

2003

10.0

0.94

0.09

1988

11.3

2.94

0.26

2004

10.1

1.03

0.10

1989

4.1

1.83

0.45

2005

11.3

0.83

0.07

1990

3.8

17.03

4.43

2006

12.7

0.76

0.06

1991

9.2

1.15

0.12

2007

14.2

0.77

0.05

1992

14.2

1.01

0.07

2008

9.6

0.64

0.07

1993

14.0

0.99

0.07

2009

9.1

第8篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

 

關(guān)鍵詞：非正規(guī)金融  制度經(jīng)濟學(xué)  雙層制度安排

1 問題的提出 

對我國的非正規(guī)金融產(chǎn)生與興起的原因，已有的文獻大都從以下兩個方向展開：一條思路是沿著麥金農(nóng)的非正規(guī)金融源于金融抑制的觀點進行拓展，如史晉川(1997)、張軍(1998)等的研究；另一條思路是沿著 Stiglitz和Weiss(1981)的信貸配給均衡的框架進行研究，如林毅夫(2003)、林毅夫(2005)等認(rèn)為，信貸活動中的信息不對稱是非正規(guī)金融產(chǎn)生和廣泛的根本原因，從信息經(jīng)濟學(xué)的角度為我們提供了一個新的理論視角。應(yīng)當(dāng)說，這兩種觀點都可以用來解釋我國的非正規(guī)金融的起源問題，但他們都無法解釋非正規(guī)金融為什么會在我國的經(jīng)濟體制改革后逐步壯大興起。首先，金融抑制并非產(chǎn)生于改革之后，相反，改革前我國的金融抑制尤為突出；其次，不完全信息是銀行信貸過程中不可避免的一個問題，不會因改革而有所改變；最后，在我國這樣一個具有“二重結(jié)構(gòu)”的國家里，中央政府的強大控制力也不會因改革而失效，但非正規(guī)金融為什么會屢禁不止。從這個意義上說，它們都沒有很好的解釋我國非正規(guī)金融的產(chǎn)生問題。

根據(jù)諾斯和托馬斯的雙層制度安排假說，制度安排可分為基礎(chǔ)性制度安排和次級制度安排。前者一般由政府充當(dāng)制度供給主體，通過引入法律、法規(guī)、政令等手段加以實施?；A(chǔ)性制度安排具有較大的穩(wěn)定性和滯后性。

后者是個人或個人團體在獲利機會誘導(dǎo)下自發(fā)倡導(dǎo)實施的，多表現(xiàn)為私人間的契約安排，具有非正式的特征。在漸進改革進程中。次級制度安排大體上是對現(xiàn)存基礎(chǔ)性制度安排的彌補和修正，在某些范疇甚至是一定程度的背離，從而導(dǎo)致對基礎(chǔ)性制度安排進行根本性的修改。次級制度安排之所以存在，根本原因在于基礎(chǔ)性制度供給和需求之間的矛盾。作者認(rèn)為，非正規(guī)金融是我國經(jīng)濟制度轉(zhuǎn)軌過程，因正規(guī)金融制度供給滯后于中小企業(yè)和社會居民對制度服務(wù)的需求，由中小企業(yè)和社會居民在正規(guī)金融制度邊際進行非正式制度創(chuàng)新的結(jié)果。因此只有從我國的經(jīng)濟制度變遷入手，才能找到非正規(guī)金融產(chǎn)生的原因，正確把握非正規(guī)金融的發(fā)展趨勢。 

2 非正規(guī)金融的制度經(jīng)濟學(xué)分析 

2．1 制度環(huán)境變遷：非正規(guī)金融的產(chǎn)生的制度需求因素

分析制度環(huán)境是指一系列用來建立生產(chǎn)、交換、與分配基礎(chǔ)的政治、社會和法律的基本規(guī)則。從邏輯上講，如果法律上或政治上的某些變化可能會使制度環(huán)境發(fā)生變遷，并導(dǎo)致利用現(xiàn)存的外部利潤機會獲利成為可能，那么與制度環(huán)境相關(guān)的制度安排就會處于非均衡狀態(tài)，不得不做出一些調(diào)整或在其邊界進行制度創(chuàng)新。

在經(jīng)濟體制改革以前，我國實行的是高度集中的計劃經(jīng)濟體制。這種制度選擇從功能上使得金融實際上成了政府財政的一部分。社會資金大都通過財政手段進行分配，銀行的作用只是充當(dāng)政府的“出納”，金融對經(jīng)濟發(fā)展所起的作用非常有限。在此階段，一方面非公有制經(jīng)濟 被普遍禁止；另一方面，由于經(jīng)濟的貨幣化水平低，人們 在解決其基本生活需要后幾乎沒有多少貨幣剩余。因此，雖然我國存在深度的金融抑制，但在這種制度環(huán)境下，金融制度的供給與制度需求是相適應(yīng)的，整個金融制度處于均衡狀態(tài)，非正規(guī)金融根本沒有任何的生存空間。

1979年以后，我國開始了以市場為導(dǎo)向的漸進式的經(jīng)濟體制改革。這次改革的后果主要表現(xiàn)在以下幾個方面：首先，所有制結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟資源分配方式的不協(xié)調(diào)。我國的私營企業(yè)不斷的發(fā)展壯大，對經(jīng)濟資源的需求不斷擴大，但在金融資源分配方面，為公有制經(jīng)濟特別是國 有經(jīng)濟提供更多的金融支持仍是我國正規(guī)金融機構(gòu)的首要任務(wù)，對中小企業(yè)的資金需求無暇顧及，個私企業(yè)從正規(guī)金融部門融資變得十分困難。按照新制度經(jīng)濟學(xué)理論，當(dāng)正規(guī)金融的進人變得更昂貴時，中小企業(yè)必然會尋找新的金融服務(wù)機會、形成相應(yīng)的規(guī)則和約束并使之合理化，即從非正規(guī)金融部門籌集資金。

其次，國家對經(jīng)濟活動的控制程度也有所改變。在經(jīng)濟體制改革以前，政府利用其在政治、經(jīng)濟資源上的絕對的控制權(quán)，對經(jīng)濟活動進行嚴(yán)格的管制。與此相適應(yīng)的是政府在制度的供給方面長期居于壟斷地位，未得到政府允許的任何制度創(chuàng)新都是非法的，以此將其他個人或團體排除在制度創(chuàng)新的空間之外。改革開放以后，政府逐漸放松了對經(jīng)濟活動的管制，將一部分經(jīng)濟資源的控制權(quán)從政府手中轉(zhuǎn)移到私人部門，為權(quán)利主體的多元化創(chuàng)造了條件。

最后，經(jīng)濟運行的貨幣化程度日益提高。改革開放后，收入的貨幣化分配逐漸取代了傳統(tǒng)經(jīng)濟制度下的實物分配，我國居民在滿足其基本生活需要之后，積累了大量的剩余貨幣。為使其貨幣資產(chǎn)保值增值，社會居民或組織在運用其貨幣資產(chǎn)時要兼顧安全性、流動性與收益性建立在地緣基礎(chǔ)上的非正規(guī)金融正好可以滿足這種要求，因此，數(shù)量巨大的民間資本所有者受利益驅(qū)動而成為非正規(guī)金融的供給者或中介人，將小規(guī)模的短期儲蓄集中起來，為各種類型的非公有制企業(yè)提供資金供給，促進貨幣或資本向投資轉(zhuǎn)化，對正規(guī)金融產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。 

2．2 正規(guī)金融制度變遷：非正規(guī)金 融產(chǎn)生的制度供給因素分析

第9篇：經(jīng)濟與政治的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；股票市場；分析

（一）變量和數(shù)據(jù)的選取

為了檢驗證券市場發(fā)展與經(jīng)濟增長相關(guān)性，我所選取的指標(biāo)有：一是經(jīng)濟增長的指標(biāo)；二是股票市場發(fā)展的指標(biāo)。

本文分別采用了經(jīng)濟增長指標(biāo)、證券市場發(fā)展的指標(biāo)（市場資本化率、換手率、交易率、股票市場依存率、上市公司數(shù)量）來進行分析。

（二）實證檢驗

利用stata軟件分析國內(nèi)生產(chǎn)總值與上證指數(shù)和深證指數(shù)之間存在的關(guān)系，分析情況如下：

本文采用2005-2015的年度國內(nèi)生產(chǎn)總值與上證指數(shù)和深圳指數(shù)的年度數(shù)據(jù)進行計算，如表3.1所示的，使用stata軟件計算得出國內(nèi)生產(chǎn)總值與上證和深圳指數(shù)存在正相關(guān)，但是由于相關(guān)系數(shù)數(shù)值只有0.0924和0.2369，表示國內(nèi)生產(chǎn)總值與兩者之間的存在的相關(guān)性不太顯著，因此我們需要進一步研究證券市場中的那些變量影響了我國經(jīng)濟的增長。由圖3.1我們可以看出上證指數(shù)與深證指數(shù)的走勢基本相似，然而利用stata軟件算出上證指數(shù)與深證指數(shù)的相關(guān)系數(shù)為0.9263，說明上證指數(shù)與深證指數(shù)之間存在顯著相關(guān)性。

1.經(jīng)濟意義檢驗

由表3模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)資本化率（CAP）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）會增長4335.84元；當(dāng)換手率（TOR）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會增長266.2441元；當(dāng)交易率率（VAL）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會減少311.3249元；當(dāng)市場依存率（SDR）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會減少39724.65元；當(dāng)上市公司數(shù)量（GS）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會增長240.6668元。

2.統(tǒng)計檢驗

由表3中的數(shù)據(jù)可以得到可決系數(shù) R2=0.9784，修正的可決系數(shù)為2=0.9712，這說明模型對樣本的擬合很好，回歸效果比較好。

F檢驗：針對：=====0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度k-1=5和n-k=15的臨界值（5，15）=2.90。由表3.7中得到F=135.71，由于F=135.71>（5，15）=2.90，因拒絕原假設(shè)：=====0，說明回歸方程顯著，即“資本化率”、“換手率”、“交易率”、“市場依存率”、“上市公司數(shù)量”等變量聯(lián)合起來確實對“國內(nèi)生產(chǎn)總值”有顯著影響。

t檢驗：分布針對：=（j=1，2，3，4，5，6），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得到自由度為n-k=15的臨界值（n-k）=2.131，由表3.7中的數(shù)據(jù)可得，與、、、、對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為-4.06、3.86、3.22、-0.96、-2.90、9.17，只有的絕對值小于于（n-k）=2.131，這說明在顯著水平α=0.05下，分別應(yīng)當(dāng)拒絕：=（j=4），也就是說當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“資本化率（CAP）”、“換手率（TOR）”、“市場依存率（SDR）”、“上市公司數(shù)量（GS）”分別對被解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值”都有顯著影響?！敖灰茁剩╒AL）”所對應(yīng)的t統(tǒng)計量為-0.96，從圖3.7中可得P值為0.350，表明在α=0.05下，“交易率（VAL）”對“國內(nèi)生產(chǎn)總值”的影響不顯著，但是在α=0.10下，可不拒絕“換手率（TOR）”對“國內(nèi)生產(chǎn)總值”有顯著影響。

最后通過回歸分析，由表7可以看出，可決系數(shù) R2=0.9784，修正的可決系數(shù)為2=0.9712，模型的擬合優(yōu)度高，F(xiàn)檢驗顯著，P

變量CAP、TOR和GS的回歸系數(shù)為正值，三個變量都顯著地進入回歸模型中，并且與GDP呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，由此我們可以知道，資本化率、換手率和上市公司的數(shù)量對經(jīng)濟增長起著積極作用；股票市場依存度SDR的回歸系數(shù)為-39724.65，說明股票市場依存度對我國經(jīng)濟增長有不利的影響，但是CAP、TOR和GS對GDP的影響比SDR對GDP的影響顯著，所以本文最后的結(jié)論是中國證券市場發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系總體上是正相關(guān)。

參考文獻