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效應論文范文，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)

公共財政論認為財政是以國家為主體,通過政府的收支活動,集中一部分社會資源,用于履行政府職能和滿足社會公共需要的經濟活動(蘇明,2001)。應該說,前兩種關于財政的定義各有所側重,前者突出了財政的社會分配和政府職能,后者強調了政府的活動。而公共財政論則簡單明了地指出現代財政的公共性,為建立公共財政奠定了理論基礎。明確了財政概念,就可以對財政政策加以研究。財政政策是指以特定的財政理論為依據,運用各種財政工具,為達到一定財政目標而采取的財政措施的總和。轉貼于（）簡言之,財政政策是體系化了的財政措施,它的目的就是實現財政職能。同時,它也是國家根據一定時期政治經濟形勢和任務制定的指導財政分配活動和處理各種財政分配關系的基本準則,是客觀存在的財政分配關系在國家意志上的反映。它是國家經濟政策的重要組成部分,其制定和實施的過程也是國家實施財政宏觀調控的過程。在現代市場經濟條件下,財政政策又是國家干預經濟、實現國家宏觀經濟目標的主要手段。財政政策是隨著社會生產方式的變革而不斷發展的。

財政政策按其構成體系可以分為國家預算政策、財政支出政策、稅收政策、國債政策、投資政策、補貼政策和出口政策等七大政策。由于研究數據和技術方法的限制,本文主要是研究前三種財政政策對經濟增長的促進效應。

二三種主要財政政策工具對經濟增長促進效應的分析(一)國家預算政策對經濟增長效應的分析國家預算政策包括財政赤字政策、財政盈余政策和預算收支平衡政策三種形式,筆者主要討論財政赤字政策對經濟增長的促進效應。它對經濟的影響主要表現在三個方面。

1、財政赤字影響貨幣供給財政赤字對經濟的影響和赤字規模大小有關,但更主要的還是取決于赤字的彌補方式,即向銀行透支或借款來彌補財政赤字。出現財政赤字意味著財政收進的貨幣滿足不了必需的開支,其中有一種彌補辦法就是向銀行借款。可見,財政向銀行借款會增加中央銀行的準備金,從而增加基礎貨幣,全國公務員共同的天地－盡在（）

但財政借款是否會引起貨幣供給過度,則不能肯定。很多人用“財政有赤字,銀行發票子”這句話來形容財政赤字與貨幣供給的關系,而事實上,赤字與貨幣發行并不一定存在這樣的因果關系,財政赤字對貨幣供給的影響雖可能與赤字規模的大小有關,但更主要的還取決于赤字的彌補形式。

2、財政赤字擴大總需求的效應凱恩斯主義所奉行的財政政策是運用政府支出和稅收來調節經濟。在經濟蕭條期,總需求小于總供給,經濟中存在失業,政府通過擴張性的財政政策刺激總需求,以實現充分就業。增加政府支出、減少政府稅收的擴張性財政政策必然出現財政赤字,因此,赤字就成為財政政策中擴大需求的一項手段。財政有赤字,必然擴大總需求,但其擴大總需求的效應有兩種,如前分析,一是財政赤字可以作為新的需求疊加在原總需求水平之上,使總需求擴張;二是通過不同的彌補方式,財政赤字只是替代其他部門需求而構成總需求的一部分。它僅僅改變總需求結構,并不直接增加總需求規模。完全以國債收入彌補的“軟赤字”,只要不超出適度債務規模,其擴張效應一般可被控制為良性的,即可以有意用作反經濟周期的安排,在經濟蕭條階段刺激需求,“熨平”周期波動,一般不致引起嚴重的通貨膨脹,這對我國的經濟是有現實意義的;第三,財政赤字與發行國債。發行國債是世界各國彌補財政赤字的普遍做法而且被認為是一種最可靠的彌補途徑。但是,債務作為彌補財政赤字的來源,會隨著財政赤字的增長而增長。另一方面,債務是要還本付息的,債務的增加也會反過來加大財政赤字。

3、財政赤字的排擠效應財政赤字的排擠效應一般是指財政赤字對私人消費和投資所產生的排擠影響。當政府因支出龐大產生預算赤字時,一般需發行公債向公眾借款。發行公債是國家信用的一種形式。在貨幣市場上,如果私人儲蓄量不變,則政府債券與企業債券等有價證券將共同競爭市場上有限的資金。當公眾出于對國家債券的高度信任而爭購公債,政府在總儲蓄的占有上便處于優勢。政府發債占總儲蓄的比重越大,就會有越多的非政府借款者因籌不到資金被擠出貨幣市場,加上赤字支出促使利率上升,全國公務員共同的天地－盡在（）

必然會排擠出一部分非政府投資,從而抵消政府赤字支出的部分擴張性作用。但這種結果并不是絕對的,一方面政府赤字的排擠效應會被政府擴大投資支出所產生的“乘數作用”所抵消;另一方面,“排擠效應”如果與政府有意進行的經濟結構合理化調整結合起來,則可以改善資源配置,對國民經濟產生有益的影響。

(二)財政支出政策對經濟增長效應的分析為解決有效需求的不足,我國主要采取擴大政府財政支出的財政政策,政府支出的結構和支出規模是經濟增長的核心變量。筆者也將主要從政府支出結構來看其對經濟增長的影響。我們采用以財政支出項目為自變量的柯其分別表示財政支出結構中某一項目支出增加1%時所引起的產出增加百分數,這樣我們就用產出彈性來描述財政支出的結構效應以及其對經濟增長質量提高的調節作用。我們以《中國統計年鑒》(2006)我國1989—2005年財政支出職能結構分類統計數據為樣本區間。相比較高,而在1996年非稅因素對經濟增長的影響是最為不利的,稅收負擔相應較輕,實際該年稅收負擔為10.3479%,與其他年份相比較低。經過去除非稅因素對經濟增長的影響,修正后的稅收負擔與經濟增長率之間呈現出更加緊密的關系,并且高經濟增長年份修正后的稅收負擔較低,低經濟增長年份修正后的稅收負擔較高,有一定的負相關關系。現在我們轉入,采用排除非稅因素影響后修正的稅收負擔和稅制結構所得到的回歸效果比較好,調整的R2為0.317,F檢驗值為6.115,各回歸變量的T檢驗值均能通過95%的檢驗,從系數項來看,修正后的稅收負擔與經濟增長率的彈性系數為-3.866,即表明稅收負擔上漲1%,經濟增長率下降3.866%,稅制結構與經濟增長率的彈性系數為0.6,即稅制結構變化1%,經濟增長率變化0.6%,影響系數較小。這樣的結果與理論上稅收負擔和稅制結構與經濟增長的關系基本相符,我國現行稅制是符合經濟發展規律的。

從以上數據分析看,在我國現行稅制下,稅制結構對經濟增長的影響是比較小的,修正后的稅收負擔則對經濟增長的影響較大,這一點與國外的實證研究結果基本相同。從數據看,1994年的稅制改革應該說是1983年稅制改革的延續,1983年是稅制結構和稅收負擔變化的一個轉折點,通過設立所得稅,稅收負擔從1982年的11.25%,猛漲到1983年的18.55%,在隨后近10年時間內,稅收負擔不斷降低,最低時為10.167%,通過1994年的稅制改革,稅收負擔才得以不斷的提升,到2004年達到18.839%。也就是說通過1994年的稅制改革提高了稅收收入占GDP的比重,緩解了稅收占GDP比重一直下滑的局面。另外從稅制結構角度看,1983年以前,由于企業以利潤形式上繳國家,沒有真正意義上的直接類稅收,直接稅占間接稅收入比重僅在10%左右,通過1983年改革,建立起所得稅體系,直接稅收入占間接稅收入比重上升到50%左右,隨后持續減低,尤其是在1994年增值稅體系的建立,直接稅收入占間接稅收入比重下降到1983年以來的最低點23.953%,隨后幾年逐漸升高,2004年達到39.0463%。從求解出的結果看,非稅因素對經濟增長的影響從1994年起越來越有利,非稅環境越來越有利,各項經濟體制改革的成效逐步體現,反過來說稅收對經濟的調節作用在不斷減弱,這種情況在1983年稅制改革前也出現過,所以面臨新的經濟環境,稅收作用不斷減弱的情況下,稅制必須進行改革。

篇(2)

中國要在本世紀實現全面建設小康社會的宏偉目標，必須解決好經濟增長與就業這兩個重要問題。一方面，保持經濟的持續快速健康發展是解決我國所有問題的關鍵，要高度重視影響經濟增長的因素；另外，我國是人口眾多的發展中大國，就業問題始終是國家關注的一件大事，所以我們一定要充分利用對外投資創造的各種效應來增加就業機會、解決就業問題。于是，下文擬從促進經濟增長與就業兩方面來探討對外投資的經濟效應。

1.經濟增長效應

(1)生產要素配置效應。生產要素是實現經濟增長的源泉，而我國生產要素結構比例嚴重失衡，一定程度上制約了我國經濟的持續發展，于是，必須通過國際交換，實現生產要素的合理配置。為此，對外投資將發揮重要作用，這主要體現在以下幾個方面：①更好地利用國外自然資源。中國是一個自然資源比較短缺的國家，耕地和水，石油天然氣、森林、橡膠、銅鐵礦、等重要資源的人均擁有量遠遠低于世界平均水平，特別是石油天然氣則是我國未來發展的戰略稀缺資源，現在已經在大比例地進口，有人估算到2010年，中國石油天然氣的進口依存度將接近或超過50%（江小娟，2004），這是一個十分嚴峻的問題，我們不能完全依賴進口，因為它受到諸多不確定性因素的影響，通過對外投資參與國際資源開發，與那些資源豐富但缺少開發能力的國家合作，并且擁有對稀缺資源的股份，以保證我國重要資源供給的長期安全性。②更好地利用國外先進技術。作為發展中國家，我國的綜合技術實力還是比較低的，人均技術水平也急待提高。到目前為止，我國利用國外技術資源的主要方式是引進資金與技術，但隨著我國經濟實力的發展壯大，僅憑國外引進已遠遠不夠，對外投資可通過兩種方式來利用國外技術資源。一種是國內有實力的大企業到海外人力資源密集的地方設立研發中心或者設計中心，這不僅可以利用和發展原有的技術優勢，還能夠保持和尋求新的技術優勢（馬亞明等，2003）。另一種是到海外收購或兼并有核心技術的國外企業，通過利用已有的核心技術、顧客資源和品牌優勢，我們可以提高技術效率和技術競爭優勢，從而縮短時間、降低風險，迅速獲取經濟效益（李蕊，2003）。③獲得更多國外資本。中國對外投資極大地拓寬了利用國外資本的渠道，因為它不僅增加了我國的外匯收入，而且從東道國或國際金融市場上籌措到大量資金，由于實現了資本積累，從而突破了企業發展的資本瓶頸，結果企業可以擴大經營規模、優化資本結構、促進技術升級，實現企業良性發展。

(2)產業結構優化效應

結構調整和產業升級是當前及今后一段時期內經濟工作的重點，由于我國還未實現工業化、信息化與現代化，加上我國區域經濟發展的不平衡，我們必須抓住對外開放的契機利用對外投資來實現產業結構的優化升級。①促進傳統產業的改造與升級。現在國內有相當一部分產業生產能力過剩，經濟效益不好，企業發展滯緩，這主要是因為國內商品的供給與需求之間的失衡所致，并非完全歸因與產品的質量、層次與水平。其實傳統產業的大部分產品適應一些發展中國家甚至發達國家的市場需求。通過對外投資，在全球范圍內重新配置這些生產能力，將使這些資產繼續發揮作用、促進國內結構調整，減輕國內企業困境。②促進高新技術產業的快速發展。面對世界科技的迅猛發展，一國的綜合國力在很大程度上取決于科技發展水平，而高新技術則是其集中體現。然而，高新技術產業需要大量的技術開發投入，許多生產項目需要巨額投資，如果小批量生產，不能彌補前期的大量投資，企業就不會有投資的積極性。我國國內市場雖然容量巨大，但相對于一些高新技術產品，國內需求不足，必須以全球市場為目標，才能進行大規模生產和經營。因此，通過對外投資到國外市場與對手一起競爭將加速我國企業的技術進步，與此同時，國外企業的技術擴散也為我們高新技術發展提供了示范作用。

2.就業效應

就業是民生之本，擴大就業是我國當前和今后長時期重大而艱巨的任務。對外投資則是解決我國就業問題的一條主要途徑。它對就業的影響主要體現在如下兩方面：一是刺激效應，二是置換效應。前者是指對外投資導致國內就業增加，后者則是指國內就業被國外替代造成就業減少。對外投資主要通過增長出口來刺激就業，它在我國經濟增長中的作用已越來越明顯，它的作用機制表現為以下幾個方面：第一、企業的跨國經營特別是對外投資辦廠首先會帶來資本品的出口，從而帶動國內相關產業的出口，這必然會給國內就業產生拉動作用；第二、對外投資中的境外加工貿易中，所需原材料、零部件、半成品大多是從國內進口，增加了對國內產品的需求，關聯產業的就業需求增加；第三、企業在對外投資的過程中，國際化競爭力增強，加深了對國際市場的了解，擴大了本企業在國際市場上的知名度，從而會拉動對母公司產品的出口，從而帶動相關產業的就業；第四、我國對外投資多以制造業為主，相對而言，服務業的發展比較滯后，而在國外投資的競爭壓力將會提高我國的服務水平，由于服務業大都是勞動密集型產業，對增加就業有十分重要的意義，因此，伴隨對外投資規模的逐漸擴大，將對我國就業產生積極影響。

就對外投資的置換效應而言，目前在我國的作用效果并不明顯。因為對外投資對就業置換效應的強弱與母國對外投資的動因有密切關系，發達國家對外投資的一個重要動因是尋求廉價的勞動力資源，而我國企業對外投資的主要原因是帶動出口和更好的利用國外資源，使生產要素配置更趨合理，再加上我國本身所具有的勞動力資源優勢在長期內不會改變，這決定了我國企業在跨國經營中不會舍近求遠，而會充分利用這個比較優勢。所以對外投資對我國就業的置換效應很小。總之，對外投資不會減少國內的就業需求，相反會因為對出口的帶動和服務業的刺激而擴大關聯行業的就業需求，所以對外投資有明顯的就業正效應。

二、目前中國對外投資存在的問題

1.宏觀規劃和管理不夠完善

由于國家及政府鼓勵和支持國內有實力的企業到國外投資，所以許多不具備條件的企業也急于進入國際市場，參與國際競爭，但它們在企業制度、技術能力、人力資源、品牌優勢等方面均未達到進行國際經營的實力。政府在政策措施和法律法規方面還存在諸多不健全之處，同時對企業到國外投資的資格認定、業績評估、過程管理等方面也還有許多不完善，造成了對外投資的企業水平參差不齊，導致企業未達到對外投資的預期目標。

2.企業規模普遍較小

雖然我國對外投資企業的規模較以前有了大幅度提高，但與國外企業相比差距仍很大，在競爭中常常處于劣勢。企業的投資規模偏小直接限制了規模經濟的形成和市場競爭力的有效發揮；另外工作人員少，大多數企業只有幾人或十幾人，很少有幾十人的，致使他們難以進行有效的分工與協作，導致企業很難沿著正常軌道順利發展。

3.技術研發能力薄弱

由于我國對外投資企業的規模較小，資本相對稀缺，用于技術研究與開發的資金并不充裕，特別是對外投資主體多以資源開發和貿易性開發投資為主，它們缺少技術創新的動力與壓力，另者，我們對海外企業人才的培養也不夠重視，缺乏高素質的技術與管理人才，結果我國對外投資行業的核心技術、創新水平、國產化程度并不高，核心技術仍來自于國外，自身沒有升級換代的能力，這意味著要受制于人，且在市場形式變化時沒有回旋余地。

4.企業管理水平偏低

由于中國企業在國外投資的歷史不長，經驗不多，所以對海外投資的管理存在許多不足。首先，中國對外投資的大部分企業都是國有企業，它們在人事管理中往往缺乏一套科學合理的選人、用人及人員變換機制，多數民營企業也存在相同的問題；其次，對企業財務管理不規范、不嚴格，缺乏一套科學有效的風險控制制度；再次，企業投資決策欠妥。投資可行性研究報告缺乏足夠市場調研，對市場需求和產品規模論證不夠，投資企業的產品存在著市場需求較小或生產規模不經濟問題，對重大事項的定奪缺乏影響力，在選擇合作伙伴方面經驗不足；最后，對經營者激勵約束機制不健全，往往存在著經營者謀取私利而損害企業利益的行為。

三、促進中國對外投資良性發展的對策

1.加強政府宏觀規劃和管理，為企業對外投資創造良好的外部環境

要防止“定指標”“下計劃”式的發展方式，避免盲目發展、一哄而上，政府要做到真正以企業為主體，以市場為導向，以提高經濟效益、增強競爭力和長期發展潛力為目的，講求實效；同時政府要簡化審批手續，完善登記制度，加強對企業海外投資項目的監管

2.制定和完善促進企業對外投資發展的法律法規和政策措施

盡管我國已經出臺了許多規章制度來規范對外投資企業的行為，也取得了顯著成效，但我們應該清醒地看到由于世界經濟增長的不穩定性和國外投資狀況的不確定性，我國的企業還面臨著來自諸多方面的風險。國家應鼓勵支持國內有實力的各種投資主體開展對外投資，并在企業融資、稅費負擔、權益保護等方面給予配套支持；另外要為企業提供風險分擔機制，形成境外投資風險保障機制，鼓勵企業前去投資。

3.加強企業自身建設，積極推進企業改革

要實現對外投資的健康快速發展，營造良好的外部環境固然重要，但更加重要且急迫的是提高企業自身素質，從根本上增進企業的國際競爭力，具體而言，要至少作好以下幾項工作：其一、以現代企業制度為標準強化企業制度建設，形成企業多方利益主體的制衡機制，借鑒世界著名跨國公司的經驗，逐漸改進完善企業制度；其二、加大企業研究開發和技術創新力度，將自我技術創新同技術模仿改進有機結合起來，不斷提高我國企業的自主創新能力；其三、形成人才選拔、任用、轉換、培訓等一整套良性循環機制，使我國在同國外公司的競爭中始終保持人才優勢。

參考文獻：

[1]Dunning，John.H.TheselectedessaysofJohn.Dunning[M].EdwardElgar.2002

[2]潘岳主編:中國對外投資發展戰略[M].經濟科學出版社，1998

[3]江小涓:吸引外資、對外投資和中國的全面小康目標[J]國際貿易問題，2004，（1）

[4]馬亞明等:技術優勢與對外直接投資：技術擴散的分析框架[J]南開經濟研究，2003，（4）

[5]李蕊:跨國并購的技術尋求動因解析[J]世界經濟，2003，（2）

篇(3)

論文關鍵詞：臺資，農業企業，投資，大陸，溢出效應

 

一、 引言

農業是海峽兩岸交流與合作的重點領域之一，在兩岸關系中處于十分重要的地位。農業投資在兩岸經貿關系發展中一直扮演著重要角色，尤其是在兩岸關系還未達到完全正常化的形勢下，農業投資幾乎是臺灣農業技術、農業資金和農業人才與大陸農業生產要素直接結合的唯一途徑和載體。農業是臺商對大陸投資起步較早的領域，在祖國大陸改革開放的80年代初期，就有臺商開始在東南沿海地區進行試探性的投資創業。經過20多年的發展，目前已進入快速發展時期，來大陸發展創業的臺資農業企業不斷增多，臺商投資大陸農業的規模和水平都有很大的提高，兩岸農業交流從大陸沿海地區拓展到中西部、北部地區，從畜牧業、種植業等向農產品加工、休閑農業等二、三產業延伸。兩岸農業交流與合作逐步形成了寬領域、多層次、全方位的合作雙贏的發展模式，成為兩岸合作當中最活躍和重要的領域。

二、臺資農業企業投資大陸的現狀與特征

1、臺資農業企業投資大陸農業的步伐不斷加快。目前，在大陸發展的臺資農業企業日益成為大陸農業的一個重要組成部分。截至2009年底的不完全統計，在大陸投資發展的臺資農業企業有6100多家經濟學論文，投資大陸農業的臺資達72億美元。截至目前，大陸在16個省（區市）設有海峽兩岸農業合作試驗區和臺灣農民創業園，已發展成為臺灣農業資金、優良品種、技術、設備、管理經驗以及人才進入大陸的持久、穩定的高效合作平臺。目前，進入園區發展的臺資農業企業已達5000多家，占在大陸臺資農業企業總數的82%左右，實際利用臺資58億美元，占臺資投資大陸農業實際金額的81%左右[1]。來大陸投資的臺資農業企業普遍取得了可觀的經濟效益，為優化大陸農業生產結構、建設現代農業做出了貢獻。

表1：1991-2009年大陸吸收的臺資農業直接投資額（單位：萬美元）

 

年份

合計(萬美元)

1991

1741.6

1992

12469.9

1993

331684.1

1994

39622.1

1995

10927.1

1996

12292.4

1997

43343.1

1998

20346.2

1999

12527.8

2000

26071.4

2001

27841.5

2002

67230.6

2003

76987.8

2004

69406.6

2005

60069.5

2006

76423.4

2007

99705.5

2008

106913.9

篇(4)

全世界、研究機構內部、國家之間的科研合作程度均在增長，合作者通過合作開展了相互的學習并能在學術領域產生比個體更強的影響力。在一定的約束條件下合作確實能提升科研產出的質量，同時通過合作發文整合合作雙方競爭力和技能，進而能攻克難以解決的問題，提升成功的機會。而兩個地方之間的科學合作強度，一方面取決于互相學習的機會，另一方面則由合作所需的時間與金錢所決定，如研討會、學術會議、學習交流、研究室資源共享等形式的科研合作所形成的交通成本及耗時會隨著研究者之間的空間距離增加而增加。由此可見，交通及信息溝通方面的技術進步通過簡化科研合作過程，降低遠程信息溝通的交通成本及耗時促進了科研合作這一增長趨勢。Hoekman的研究假設指出不僅是物理距離，地區邊界、國家邊界、語言邊界也會影響歐洲科研合作，但這一影響程度隨著時間減弱。那么中國技術經濟及管理學科在NSFC項目資助下開展科研合作是否也如是?本文將沿用Hoekman的研究假設體系，形成本文的假設。假設1:對于技術經濟及管理學科而言，隨著距離的增加，在NSFC項目資助下科研合作會隨之梯級式減少。假設2:技術經濟及管理學科在NSFC項目資助下研究主體在跨越不同邊界時，科研合作會呈現出不同規律。

2數據來源及研究方法

科學研究產出包括發明、數據庫、專利、技術、專著以及發表的論文，其中科學期刊上發表的論文經過同行評議從而保證了最基本的質量及獨創性，從而發表的論文作為研究科學合作的載體以及一個體現個人學術價值的指標，是科學研究的重要產出形式之一。關于論文的統計數據來源有三種方法:其中之一是文獻計量和數據庫中所提取的已發表的論文。合作是指在科研項目中兩個或更多學者之間的密切交互，這種交互是帶有一個或更多目的的，如為獲取資源而合作等。Cumming提出了五種科研合作行為:責任劃分、資源共享、知識轉移、學術會議、交互技術，觀察Cumming論文中的相關系數矩陣發現五種合作行為與六種項目產出之間的相關系數矩陣中，知識轉移與項目產出之間的6個相關系數均高于其他四個合作行為。進而科研合作可以看作在公開發表物上的成對出現的地區名稱，所以對于本文所建立的數據庫而言，是在中國知網(以下簡稱CNKI)上發表的由NSFC項目資助下的共同發文的單位名稱。本文研究團隊于2013年7月5日－12日期間在CNKI個人數字圖書館中，按照期刊檢索條件為“支持基金”，并在該選項中輸入技術經濟及管理學科396名博導在1999－2012年間所獲475項NSFC項目的批準號進行摘要式檢索，共檢索到8156篇論文。采集檢索結果中的“作者”、“作者單位”、“年份”三項信息，所檢索出的信息逐一錄入“技術經濟及管理學科基礎研究項目數據庫”。Katz總結了影響科學合作的十類因素，其中第十種就是空間距離的縮短。他提出分析位于不同空間位置上的合作關系應包括三個步驟，參照Katz所提出的步驟，本文在第一步中構造了技術經濟及管理學科在NSFC項目資助下開展地區與地區之間的科研合作面板數據庫，同時對所使用的分析工具進行了擴展，如引入了引力模型開展靜態面板回歸和動態面板回歸。

3研究結論

3．1隨著距離的增加，合作是否會隨之梯級式減少

距離所造成的合作障礙因素包括文化的、語言的以及組織間的差異性，因此大部分的交流強度在本質上會隨著兩個交互主體之間的距離增加而削弱，同時因為科研項目的順利推進需要項目參與者頻繁地開展研討活動，從而處于相同或鄰近地域的學者之間開展科學合作的可能更高，更傾向于空間上的集聚。從空間上看是否是這樣呢?從圖1中展示的是1999－2013年期間8156篇論文中合作發文單位所在城市(同一城市內部的除外)對子，可以看出中國技術經濟及管理學科在NS-FC資助下開展科研合作的地理分布主要集中在經度23°117''''E至45°75''''E以及緯度104°067''''N至126°65''''N的不規則梯形區域里，這一區域的四個頂點分別為成都、廣州、上海、哈爾濱。另外，華東地區是七大地區的重要合作伙伴，這便引發了如下問題，即圖1中僅是展示的是城市之間的合作，若從地區層面來看，又呈現出怎樣的更為深入的現象和規律呢?Hoekman對2000－2007年期間的WOS數據庫中33個歐盟國家的313個地區的合作發文數據進行了統計，發現就總體而言，樣本的科學合作發文在顯著性水平為5%時，地區邊界效應要強于國家邊界效應，而后者又強于語言邊界效應，這三者的彈性系數依次為:－3．342、－1．645、－0．969，其研究結果表明合作發文具有地域性，且“遠程邏輯”與“地域邏輯”并存。本文對Hoekman的遠程邏輯進行細化，對應圖2中的地區③間合作以及地區內不同城市間合作，而地域邏輯對應圖2中的地區內相同城市不同學校間合作。圖2中三種合作占比在2003年以前呈振蕩態勢，以2004年為界地區間合作占比與地區內相同城市不同學校之間合作占比兩折線開始呈現明顯的交錯上升態勢，地區間合作占比的最低值為2009年的0．067，而地區內相同城市不同學校間合作占比的最低值出現在2005年為0．052，地區間不同城市間合作占比最高值于2012年達到0．051，這兩個占比的最低值均大于地區內不同城市間合作占比的最大值，且從2005年開始后者一直遠遠低于前兩者，說明技術經濟及管理學科的NSFC項目資助下在發文上呈現出的“同城”偏好④以及“跨區”偏好，并隨著時間的推進得到了加強。這兩個偏好的發現恰恰與Pan不謀而合。盡管當前交互工具有較快發展，但科研合作中的引力定律仍成立，意味著科研工作者更傾向于尋求與他們位于同一區位的合作伙伴。然而遠程合作卻并不少，且相互作用的強度呈指數衰減。由圖2發現假設1部分成立，即合作會減少，但不是梯級式的，而是發生了主體的躍遷，即跨區偏好和同城偏好之間的偏好躍遷。

3．2跨越不同邊界時，合作是否會呈現出不同規律

牛頓第三定律可用于揭示位于空間上不同點的主體之間的交互問題，利用引力模型分析影響區域網絡中科研合作的決定性因素，兩個地區之間的合作強度取決于兩個地區各自的發文量及兩地區之間的物理距離。分別借助靜態面板和動態面板展開進一步分析，可借助靜態面板對技術經濟及管理學科NSFC項目資助下所開展的科研合作進行分析，關于距離與科研合作相關關系的代表性文獻使用引力模型建立靜態面板的總結如表1所示。Montobbio總結了距離的四種測度:地理距離(包括三種計算方法:兩地區中人口最多的城市之間的經緯度距離，也可用兩地區的中心城市之間的經緯度距離，亦可用兩地區的最大城市之間加權的距離來衡量);考慮了交流成本的“時差”距離;文化歷史相關的距離;技術距離。由Montobbio的相關系數矩陣表發現第一種距離中的三種類型的距離在顯著性水平為5%下，三者兩兩之間的相關系數均為0．99，從而使用其中任何一種即可，同時結合表1的歸納，本文采用的是與Pan相同的測度形式，即以兩個地區中心城市之間的直線距離作為引力模型中的距離度量。根據技術經濟及管理博點的分布，參照全國城鎮體系規劃(2006－2020年)的劃分，中國七大地區的中心城市最終確定為⑥:沈陽(東北)、上海(華東)、武漢(華中)、廣州(華南)、重慶(西南)、和西安(西北)，本文中地區之間的直線距離采用地區中心城市之間的直線距離作為度量。本文所使用的引力模型與表1中Hoekman以及Ponds的形式相同為:Cij=kPα1iPα2jdβij，據此建立計量模型如下:lnco．pubij=α0+α1lnpubi+α2lnpubj+α3lndisij+vit(1)式1中co．pubij為地區i(第一作者所屬單位為地區i)與其他地區j的合作發文量，pubi表示地區i在NSFC項目資助下在CNKI上的總發文量，pubj表示地區j在NSFC項目資助下在CNKI上的總發文量，disij用兩地直線距離⑦表示。α0表示截距項，誤差項為vit，i=1，…，7為橫截面下標，t=1，…，13為時間單元下標。經過LLC單位根檢驗，發現co．pub、pub、dis均不存在單位根，說明不存在偽回歸，可以使用OLS進行靜態面板回歸分析⑧，結果如表2所示。(1)地區合作的距離效應、自我效應、尋他效應與滯后效應空間上的鄰近性對于科研合作具有重要性，但在地區間的重要程度不同，一個地區的知識生產不僅受到其周邊地區的正向影響，而且與其所處的研究網絡中關系鄰近地區的影響，Scherngell研究發現兩個組織之間的距離每增加100km，兩者的合作會減少27．8%。表2對某個地區其他地區之間合作發文的計量模型進行了靜態面板回歸，發現七個地區的距離與合作發文量之間的相關系數在1%的顯著性水平下均為負值并介于－0．16至－0．31之間，即距離disij與雙邊合作co．pubij呈負相關關系又即存在“距離效應”。其中華南地區的距離系數最弱為－0．1615，說明短期內空間上的鄰近性對于該地區開展合作的意愿并不強烈。而華東地區的距離系數最強為－0．3017，表明在短期內空間距離仍是影響該地區開展科研合作的關鍵因素，意味著該地區開展區際間合作時地域空間的鄰近性顯得更為重要。地區i及其他地區j的合作發文量co．pubij與該地區自身發文量pubi之間呈正相關關系，其中在顯著性水平為1%時，華東地區自身發文量每增加100篇，其與其他六個地區的合作發文量便會增加64．83篇，在七個地區中“自我效應”最強。“自我效應”強即當對方合作發文量一定時，某地區自身發文量越多則其會吸引其他地區參與合作發文的意愿越強。西北地區的“自我效應”最弱，其相關系數雖也為正，但不顯著。自身發文量彈性系數低于0．3的地區有東北(0．2899)、華北(0．2998)、華南(0．2609)，高于0．3的地區為華中和西南其系數值分別為0．3368和0．3442。地區i的合作伙伴j的發文量pubj也會對這兩個地區間合作發文量co．pubij產生影響，但卻呈現出正向和反向兩種情況:如華東地區合作伙伴發文量會對華東地區的合作發文量產生反向影響，相關系數為－0．0191(雖然并不顯著)。華南和西南的合作伙伴發文量雖然會對這兩個地區合作發文量產生正向影響即為正相關系數，但卻不顯著。東北和西北的合作伙伴發文量與這兩個地區合作發文量的彈性系數均高于0．3，在顯著性水平均為1%時分別為0．3270和0．4707，其中西北地區的“尋他效應”最強，即當該地區自身發文量一定時，其合作伙伴發文量越大，則西北地區尋求與合作伙伴共同發文的意愿越強。表2的分析均為技術經濟及管理學科基礎研究合作的短期規律，那么長期條件下又會呈現出怎樣的規律呢?借助動態面板開展進一步分析，引入co．pubij的滯后項，建立模型如下:lnco．pubij=α0+α1lnL．co．pubij+α2lnpubi+α3lnpubj+α4lndisij+vit(2)由于引入被解釋變量的滯后一期項，進而造成了估計的內生性問題，可采用由Blundell和Bond所提出的系統廣義矩估計(SYS－GMM)(由于其具有更好的有限樣本性質，減小了一階差分GMM估計量的偏誤而被廣泛應用)。本文利用了更多的樣本信息，可以控制某些解釋變量內生性問題的一步系統廣義矩估計SYS－GMM對式(2)進行參數估計，結果見表3所示。當引入滯后一期合作發文量作為解釋變量后，發現華南、華中、西南的Sargen值均低于0．05，分別為0．0000、0．0139、0．0049，表明未通過Sargen檢驗即存在工具變量的過度識別問題。表3中僅有東北、華北、華東、西北四個地區的動態面板估計結果具有穩健性。觀察表3發現東北地區的滯后一期合作發文量會對當期合作發文量在顯著性水平為5%的條件下存在正向影響，相關系數為0．3574，表明東北地區上一期與其他地區的合作文量每增加100篇，下一期的合作發文量便會增加35．74篇。可認為東北地區存在“滯后效應”即前一期的合作發文量L．co．pubij會對后一期的合作發文量co．pubij產生顯著性影響作用，這與Defazio以及Jonkers的研究結論相吻合。Defazio利用GMM模型對1990－2004年間歐盟項目資助的科研網絡中296位學者在基金資助下的科研合作進行了回歸分析，發現在資助期結束后，科研網絡中的合作對科研產出呈顯著正相關關系，且上一期的論文產出對后一期的論文產出在顯著性水平為1%下呈正相關關系，相關系數介于2．40－2．55之間。Jonkers在2009－2011年期間對阿根廷布宜諾斯艾利斯的CONICET科研機構124位受訪者所做的問卷調查所得數據進行回歸分析后，同時前期發文量與當年國際合作發文量之間在顯著性水平為5%下呈正相關關系，且相關系數為1．01。可以發現這兩項研究結果中的相關系數均高于本文表3中的相關系數值。華東地區、西北地區的滯后一期合作發文量對當期合作發文量的彈性系數在1%顯著性水平下分別為0．3310和0．2713。而華北地區的“滯后效應”不顯著，東北地區的滯后效應最強。另外，當解釋變量系統中引入滯后一期合作發文量后，其他解釋變量的彈性系數也相應發生了變化，四個地區中僅有華東地區的所有解釋變量的彈性系數不僅作用方向沒有改變且作用強度加大了，稱為華東模式:短期內華東地區的距離效應(顯著)、自主效應(顯著)均在長期內得到了強化，而短期內不顯著的負向尋他效應在長期內卻變得顯著了。這表明華東地區在當前及以后一段時期內仍是具有吸引力的合作伙伴，該地區作為技術經濟及管理學科基礎研究的重要知識基地，吸引其他地區與其合作的引力會更強。長期內距離效應變得不顯著的地區為華北、西北，表明短期內華北、西北兩個地區尋求合作伙伴的距離障礙在長期里卻會“消融”，這種現象也發生在5thEUFP項目的公共科研合作中，Scherngell認為主要原因可能是政府要求每個科研項目中必須有國際合作伙伴。由于本文的樣本數據為中國國內數據，基于此可以認為NSFC不僅應加強國際地區間合作，更應首要加強國內(地區)合作。但多長時間才能出現距離的消融卻是一個問題，部分取決于NSFC能否以及多大力度在項目資助政策上鼓勵合作研究，若是則距離消融的時長會大大縮短。Montobbio采集了1990－2004年間11個發展中國家與7個發達國家的USPTO專利申請者的14684項合作開發的專利，利用引力模型進行回歸分析發現:創新力越高、人口越多的國家的預期合作越多，越多的當地需求會降低空間距離對開展合作的影響，反映在相關系數上絕對值減小。這一原因也可用于解釋為何長期中西南、華東的距離障礙卻未消融，即西南和華東地區的技術經濟及管理學科在NSFC項目資助下開展科研合作的需求更多地集中在地區內部。長期內華北地區合作伙伴的發文量對華北地區合作發文量不會產生顯著影響，相關系數為－0．0994(不顯著)，表明條件充分的時華北地區可能會向華東模式演進，而條件之一便可能是技術經濟及管理博導的時空遷徙，本文統計數據顯示在統計期內發生遷徙的博導中有16．7%的遷徙進入華北地區。而跨省合作的現象并不顯著，但對于技術經濟及管理學科而言其開展科研合作是否也如是呢，且又呈現出什么樣的細化特征?本文對20個技術經濟及管理博士點所在城市開展合作發文占比為前三四分位數的鄰省合作占比、同省合作占比以及不相鄰省域合作占比三個指標在圖3中進行了展示。發現圖3中大橢圓以及小橢圓所包括的點呈現出“剪刀差”走勢。城市內合作占總體合作的占比大于20．00%的為:哈爾濱40．98%，南京32．93%，長沙29．02%，合肥27．92%，北京26．65%，西安24．24%，天津23．08%，上海21．13%，武漢20．25%，成都20．00%。圖3中，對技術經濟及管理博士點所在的20個城市按照不相鄰省域合作占比值由高到低對三個指標同時進行了排序，發現福州、南昌、長春、杭州、哈爾濱、南京、北京、沈陽、長沙、成都這10個城市中的不相鄰神域合作占比折線與同省合作占比折線形成了一個大“剪刀差”趨勢，且由前至后開展鄰省合作的意愿和頻率均很低，說明隨著這10個城市的不相鄰省域合作意愿的減弱，同省合作的傾向卻得到了加強。相對而言，福州、南昌、長春三市的不相鄰省域合作傾向幾乎是占絕對主導的。而重慶、武漢、合肥、西安、太原這5個城市的不相鄰省域合作占比折線與鄰省合作占比的折線也形成了一個小“剪刀差”趨勢，且由前至后開展同省合作的意愿均很低，說明這五市開展鄰省及不相鄰省域合作的意愿及頻率均相對較強。綜上所述，研究結論顯示不論是從地區層面，還是省域層面，均發現假設2成立。

4主要結論及展望

篇(5)

信息產業經濟論文3900字(一)：基于投入產出的安徽省信息產業經濟效應論文

運用投入產出理論，將信息產業細分為信息制造業和信息服務業，以安徽省2007年和2012年42部門投入產出表為例，揭示了信息產業的直接消耗系數、影響力系數、感應度系數等指標，并對安徽省信息制造業和信息服務業的產業關聯和產業波及效應進行比較分析，由此揭示信息產業在國民經濟發展過程中的作用和地位。

一、前言

信息化已經成為引領創新驅動發展的先導力量，信息產業作為國民經濟的重要組成部分，與諸多行業部門存在著千絲萬縷的交錯關聯。國內不少學者對信息產業的關聯效應作了相應研究，例如徐麗梅指出我國信息產業是中間投入型產業，對上下游產業具有較高的影響力和推動力；蓋建華認為信息制造業對現代服務業的影響力很強，但整個信息技術業在國民經濟中的比重還比較低；周敏認為浙江省信息產業對國民經濟各個部門具有不同程度的依賴，但浙江省的經濟發展對信息產業的推動作用還比較小。

目前的研究成果對于我們認識信息產業的發展狀況，并為后續進一步深入研究信息產業以及促進國內信息產業發展具有重要的現實意義，但是現有的這些研究基本上都是應用我國或者某一個地區的單獨一張投入產出表，這并不能看出信息產業的關聯效應動態變化情況。安徽作為長三角城市群的重要組成部分、我國首個新型城鎮化試點省份，其信息產業經濟關聯效應和波及效應如何？基于以上分析考慮，本文基于最新的安徽省2012年42部門投入產出表以及安徽省2007年42部門投入產出表對安徽省信息產業經濟關聯效應和波及效應進行動態比較分析。

二、研究方法和數據選取

1.投入產出分析說明。投入產出分析法是利用投入產出表對國民經濟各部門、再生產各環節之間數量依存關系進行分析的經濟數量方法，投入產出表的平衡關系是：中間需求+最終需求=總需求（總產出），中間投入+初始投入（增加值）=總投入，總需求=總投入。投入產出分析的基本工具是投入產出表，投入產出表是反映國民經濟各產業投入與產出的數據表，投入產出表的平衡關系是：中間需求+最終需求=總需求（總產出），中間投入+初始投入（增加值）=總投入，總需求=總投入。投入產出分析的主要指標有：

（1）直接消耗系數也稱作投入系數，計劃公式為，其中，是部門生產中消耗的第部門產品的數量，是部門的總投入。直接消耗系數越大，說明部門對部門的依賴程度越大。

（2）影響力系數。影響力系數越大，說明該部門對國民經濟的拉動作用越大。大于1，說明產業對社會生產的影響程度高于社會平均水平；小于1，說明產業對社會生產的影響程度低于社會平均水平；等于1，說明產業對社會生產的影響程度等同于社會平均水平。

（3）感應度系數，感應度系數越大，說明該產業受國民經濟發展的推動作用越大。某部門的感應度系數大于或者小于1，說明該部門的感應程度在全部部門中位于平均水平以上或者以下。

2.數據來源和結構調整。我國或者某地區的投入產出表每逢尾數是7和2的年份編制一次，本文所需基礎數據來源于安徽省2007年以及2012年投入產出表中的42部門表。根據2007年投入產出表與2012年投入產出表，結合國民經濟行業分類標準（GB/T4754-2011）中對信息產業的表述，本文將信息產業分為信息制造業和信息服務業，其中信息制造業主要是指“通信設備、計算機及其他電子設備制造業”，信息服務業主要是指“信息傳輸、計算機服務和軟件業”。為研究需要，本文將2007和2012年投入產出表調整為包含第一產業、第二產業（剔除信息制造業）、信息制造業、第三產業（剔除信息服務業）、信息服務業的5×5部門的投入產出表。

三、實證分析

1.信息產業發展狀況。為了了解安徽省信息產業整體發展水平，我們利用調整后的2張投入產出表分別計算出各產業部門的增加值占國內生產總值的比重。整體而言，安徽省信息產業產值占地區生產總值的比重較少，遠遠落后于第一產業、第二產業和第三產業的比重，且信息產業2012年的比重比2007年有所減少，說明安徽省信息產業總體規模和發展水平還較低，從信息產業內部來看，2012年信息制造業占生產總值的比重比2007年有顯著增加，反映出信息制造業發展相對較好。

2.產業關聯效應。產業關聯效應是指經濟系統中各部門間的關聯關系，其衡量指標主要有直接消耗系數。通過計算安徽省5部門各產業的直接消耗系數，可以得出以下結論：（1）信息制造業對第二產業、信息制造業自身以及第三產業的直接消耗系數都大于0.1，說明信息制造業每增加1萬元的總產出，需要第二產業、信息制造業本身以及第三產業各投入1000元以上，反應了信息制造業對第二產業、信息制造業自身、第三產業的依賴度較強。信息制造業對第一產業的直接消耗系數2007年和2012年均為0，說明信息制造業對第一產業的發展沒有起到任何拉動作用，且這種狀況沒有得到改善。（2）信息服務業對第二產業、第三產業的直接消耗系數都大于0.1，說明信息服務業每增加1萬元的總產出，需要第二產業、第三產業各投入1000元以上，信息服務業對第二產業、第三產業的依賴程度較大。信息服務業對第二產業的依賴度較強，這主要是因為信息服務業的發展對為其提供基礎設施服務的上游產業的拉動能力較強，但是2012年的系數要小于2007年的系數，反映出信息服務業對第二產業的拉動作用有所減弱，這種情況應該得到重視。信息服務業對剔除自身的第三產業的直接消耗系數較大，說明部門內部產業性質相近、相互關聯度大的特征，這有利于服務業內部集聚經濟的形成和生產效率的提升，且2012年的系數要高于2007年的系數，說明信息服務業對其它服務業的拉動作用在增強。以上主要分析了信息制造業和信息服務業對其它產業的依賴程度，下面分析其它產業對信息制造和信息服務的依賴程度。第一產業、第二產業、第三產業對信息制造業和信息服務業的直接消耗系數都低于0.01，且2012年的直接消耗系數都要比2007年有所減少，反映出這些產業對信息制造業和信息服務業的直接關聯度和依存度本就較低，且依賴程度還在減弱，尤其是第一產業對信息產業的直接消耗系數均不大于0.001，第一產業每增加1萬元的總產出，需要信息產業投入不高于10元，反映出安徽省農業對信息化的需求較低，安徽省農業信息化水平仍處于較低的水平。

3.產業波及效應。產業波及效應指某一產業發生變化后，會引起其直接相關產業的變化，并且這些相關產業部門的變化又會導致與其直接相關的其他產業部門的變化，依次傳遞下去。反應產業波及效應的具體測度指標有影響力系數、感應度系數。（1）通過計算各產業的影響力系數，可知2007年、2012年信息制造業的影響力系數分別為1.2670、1.2351，信息制造業的影響力系數都高于1，說明信息制造業對社會生產的影響程度高于社會平均水平，信息制造業對國民經濟有較大影響，加大對信息制造的投資，將促使國民經濟健康、快速地發展。信息服務業無論是2007年還是2012年的影響力系數都小于1，但2012年的影響力系數要高于2007年系數，說明信息服務業對國民經濟的影響程度有所增加，其對國民經濟其它產業的影響、輻射能力在逐步提高。（2）信息制造業、信息服務業2007年和2012年的感應度系數都低于1，說明信息產業還沒有成為國民經濟的關鍵部門。且和2007年相比，信息制造業和信息服務業2012年的感應度系數有所減少，這說明其它產業的發展對信息制造和信息服務的需求在減少，但也反映出信息制造業和信息服務業受其它產業的制約作用有所減少，信息制造業和信息服務業的獨立性在逐步提高。

四、結論和政策性建議

1.分析結論。（1）安徽省產業結構仍然體現出明顯的“二三一”格局，第二產業比重最大，信息產業規模還比較小，且信息產業2012年占地區生產總值的比重比2007年有所減少，說明安徽省信息產業發展水平還比較低。（2）安徽省信息制造業和信息服務業對其它產業有不同程度的依賴，尤其是對第二、三產業的消耗系數較高。（3）無論2007年還是2012年，信息制造業和信息服務業的影響力系數都要大于感應度系數，因此安徽省應該采取主動發展的模式來發展信息制造業和信息服務業，而不是被動地接受其他產業來推動信息制造業和信息服務業的發展。（4）安徽省農業信息化程度還不高。第一產業對信息制造業和信息服務業的直接消耗系數都很小，說明農業對信息產品的需求極少，反映出安徽省農業信息化程度不高。

2.政策性建議。（1）推進信息產業與其它產業的互動融合。信息化在安徽省經濟轉型升級過程中體現的作用還不夠，需要安徽省積極實施“互聯網+”系列行動，逐步提高國民經濟各產業部門的信息化水平，推動信息化與工業化、農業現代化的“三化”融合。（2）加快信息產業創新平臺建設。作為科技大省，安徽省應積極推進現有的創新研發平臺建設，同時積極加強與國內外知名院校和科研院所合作，以建設合肥綜合性國家科學中心為契機，積極加大對研發創新平臺的引進力度，逐步增強安徽省的科技創新水平和信息化水平。（3）加大政策支持力度。單純依靠信息產業自身能力還很難實現快速健康發展，這就需要政府通過集聚土地、資金、人才等要素資源，加大對互聯網+、大數據、云計算、電子商務等信息產業細分行業的支持力度，積極培育基于新技術、新產業、新業態、新模式的信息產業發展新動能。

信息產業經濟畢業論文范文模板(二)：信息產業發展與經濟發展之間的關系探討論文

摘要：當今社會發展的一個基本趨勢就是信息化，信息技術的發展給經濟社會生活的方方面面都帶來了巨大的改變，信息化水平不斷提升。信息化的快速發展帶來了信息產業的不斷壯大，在各個國家和地區紛紛大力發展信息產業的背景之下，信息產業逐漸成為了支柱產業，其對于經濟發展的拉動作用、提升作用越來越突出。在這種情況下，本文通過全面的探討信息產業發展與經濟發展之間的關系，圍繞信息產業發展中存在的問題，提出了相應的解決策略，以期為信息產業的更好發展，為地區經濟的更好發展提供良好的支撐。

關鍵詞：信息產業；經濟發展；關系；策略

DOI：10.16640/j.cnki.37-1222/t.2017.08.227

當今社會已經進入了信息時代，信息成為現代社會的重要資源，在這種情況下，各個國家和地區都將信息產業看成是的戰略性產業，給予各方面的支持來推動信息產業的發展，希望以信息產業為突破口，來帶動經濟社會的更好發展。在經濟發展步入新常態，國家提出產業結構轉型升級、發展模式全面轉變的背景之下，信息產業發展的落后對于我國經濟健康發展帶來了很大的影響，針對這種情況，需要我國深刻地把握信息產業發展與經濟發展之間的內在關系，圍繞信息產業發展中存在的問題，出臺相應的解決措施，從而實現的信息產業的良好發展，充分發揮其對于經濟發展的帶動作用。

1信息產業發展對于經濟發展的影響

信息產業的發展對于經濟發展的影響甚大，一方面信息產業對于經濟結構的優化，對于相關產業的發展帶動，對于產品附加值的提升等都具有積極的作用，因此信息產業發展水平較高，將會助推、引導信息產業的更好發展。另一方面則是信息產業發展滯后，將會給經濟發展帶來負面影響。還有經濟發展與經濟發展是相互促進、相互推動的關系，經濟發展反過來也會給信息產業的發展提供堅實的支撐，但是如果經濟發展水平偏低，這會一定程度上拖累信息產業的發展。本文這里探討的主要就是信息產業發展對于經濟發展的積極影響，具體闡述如下：

1.1信息產業拉動經濟發展

信息產業拉動經濟發展方面有著非常直接的貢獻，統計數據顯示，這些年我國信息產業保持了一個較快的增速，產業規模越來越大，2016年我國信息經濟規模已經占到了國民經濟總量的1/4以上，信息產業成為了名副其實的支柱產業，同時這一產業連續多年保持較高的增速，成為了拉動經濟發展的重要力量。

1.2信息產業推動產業結構優化

信息產業的發展對于我國產業結構的優化升級具有重要的促進作用，信息產業是典型的智力密集、資本密集型行業，同時本身具有可持續發展的特點，以信息資源開發利用為主要的業務的信息產業蓬勃發展，可以帶來產業結構優化。我國目前產業結構并不是很理想，具體表現就是勞動密集型產業比重高，低端產業比重高，因此在這種背景之下，通過大力發展信息產業，可以提升高端產業的比重，使得產業結構更加合理，實現國民經濟運行效率的進一步提升。

1.3有助于帶動新產業的形成和發展

信息產業本身具有先導作用、助推作用，先到作用是指信息產業在國民經濟證具有核心地位，的很多新技術的開發、應用都需要以信息技術、應用為重要的突破口，可以說沒有信息產業的發展以及支持，很多新技術就不會出現，新技術的應用也會因此受阻。助推作用是指信息產業具有高度的滲透性，可以與其他行業進行充分的融合，帶動其他產業的產生以及發展。無論是信息產業的先導作用也好，還是助推作用也好，都會使得新產業形成以及發展，從而帶來國民經濟的更好發展。

2推動信息產業與經濟發展協調的具體策略

2.1大力支持信息產業的發展

在大力推進信息產業發展方面，需要國家給予高度重視，將信息產業的發展提升到戰略發展、全局發展的高度，詳細制定信息產業發展規劃，在財稅、土地、信貸等方面給予信息產業更多的支持，吸引更多的資本進入這一行業，助推信息產業的發展壯大。國家要鼓勵信息產業企業加大核心技術研發的投入力度，在關鍵技術方面有所突破，解決好信息產業核心技術受制于人的情況，同時還要鼓勵信息產業加強行業的整合力度，打造一批實力強、規模大的信息產業標桿企業，改變行業無序競爭的局面，推動信息產業的健康發展。

2.2加快信息產業與相關產業的融合力度

信息產業是國民經濟基礎性行業，加大信息產業與相關產業的融合力度，這一方面可以推動信息產業本身的更好發展，另一方面也可以更好的相關產業以及經濟的發展。信息產業與物流行業、制造行業等傳統行業的融合空間非常大，信息產業的發展可以極大地提升傳統行業的信息化水平，實現這些產業運行效率的提升，給民眾帶來更好的體驗

2.3大力刺激信息消費的持續增加

信息消費信息產業繁榮發展的關鍵，推進電子信息產業的發展，需要加速諸如物聯網、云計算、4G、大數據分析等概念的落地，盡快實現產業化并作用于社會經濟才能產生消費作用。在上述新技術的產業化方面，國家要創造良好的環境，提供輿論層面引導，讓這些技術的全面應用盡快能夠改變人們的生活，給人們帶來各種便利。我國需要以三網融合、信息基礎設施建設等為重要的突破口，一方面創造能夠較好滿足群眾消費需求的信息產品，另一方面則是要注意降低信息產品的價格，尤其是要做到提速降費，從而帶來群眾信息消費能力的提升。我國要在電子政務、遠程教育、遠程醫療等信息化應用方面著手，讓民眾能夠借助于各種信息技術來辦理各種業務，從而實現信息消費的不斷增加。

篇(6)

論文關鍵詞：R&，D支出，技術進步，就業，后發劣勢

一、引言

2009年，我國城鎮登記失業人數首次突破900萬，就業形勢嚴峻。中金2010年公布的宏觀經濟形勢預測顯示，中國勞動力市場2011年勞動力供給可能增長3900萬，其中包括了2500萬失去與之前4萬億經濟刺激計劃相關聯工作的臨時工；與此同時，新增就業崗位可能只有800萬個，就業壓力明顯。

奧肯定律表明，經濟增長率與失業率之間存在著一種穩定的關系，諸多經驗研究也證實了該關系在美國曾長期存在。國內學者運用中國數據進行檢驗時，卻得出奧肯定律在中國并不適用的結論；另一方面，通過對就業彈性的考察發現，我國經濟增長的就業彈性自上世紀90年代開始呈現出下降趨勢，2005年之后的就業彈性徘徊在0.06-0.08之間D支出，說明我國經濟增長的創造就業能力在下降，中國經濟呈現“無就業增長”[①]。歸納國內學者對“無就業增長”原因的研究，主要存在三種觀點：一是經濟體制改革（齊建國、常進雄；常云昆等）；二是產業結構轉變（蔡昉、都陽；諶新民等）；三是技術進步（胡鞍鋼；袁志剛；張軍等）。

早在1994年，OECD的一份失業研究報告顯示，增加就業不能從放棄技術進步，實施保護主義中尋找解決途徑，而應從改進市場流動性，恢復經濟與社會適應變化的能力來增加就業，在其的對策建議中，首先就是加強技術知識的創造和擴散。作為實現技術進步的最進本手段，將R&D投入納入到分析我國就業問題具有一定的理論意義和現實意義。本文旨在明確R&D活動與就業之間是否存在一定的關系？其具體的傳導途徑是什么？并結合技術落后國家的實際情況進行理論與實證分析論文格式。本文接下來的安排是：第二部分是R&D、技術進步與就業的相關文獻綜述；第三部分是變量選取及測算；第四部分是實證分析；最后是本文的相關結論。

二、文獻綜述

（一）技術進步的就業效應

對技術進步的就業效應持樂觀態度的主要有Pissarides，Femando del Rio，Vivarelli等人。Pissarides（1990）運用搜尋和失業理論構建了流動的勞動力市場模型，通過對生產率增長與均衡失業率增長關系的研究，提出了技術進步的就業創造機制：“資本化效應”，認為技術進步提高了要素生產率，企業為實現利潤最大化傾向于擴大生產規模，提供更多工作崗位，就業情況由此得到改善。Pissarides的資本化效應機制隱含的條件是資本和勞動在生產過程中存在互補的關系，而Femando del Rio（2001）則指出，資本和勞動之間是可以相互替代的，在利率可變的條件下，技術進步提高了使用資本的相對成本，出于理性的考慮，企業增加了對勞動的需求，失業率下降。Vivarelli（1995）、Petit（1995）等人借鑒馬克思、古典、新古典等理論對技術進步的就業補償效應的研究成果，也提出了各自相應的就業補償機制。實證方面D支出，OECD（1996）在對其成員國有關創新與增長關系的研究中發現，創新、增長與就業之間存在著高度的一致性，盡管短期內技術進步會對就業產生一定的負面影響，但相對于其巨大的創造效應可以忽略不計，由于這項研究包含了OECD國家近200年的數據，因此，對諸多尚處于工業化階段的發展中國家而言具有較強的指導意義。Vivarelli（2000）在其之前研究的基礎上，利用意、芬、挪、德、丹五個國家的21個部門的經驗數據也證實了技術進步對擴大就業具有積極的作用。

早在李嘉圖時期，經濟學家已經意識到技術進步是一把“雙刃劍”：在創造就業機會的同時會排擠工人。有別于Pissarides等人，一些學者更傾向于技術進步會對就業產生破壞效應的觀點。Aghion和Howitt（1994）在肯定Pissarides資本化效應的基礎上，提出了就業破壞機制，認為技術進步通過縮短產品生命周期，加速現有工作磨損，直接排斥就業；當生產率的增長是通過高生產率的工作取代低生產率的工作時，失業率將會上升。Tobin（）從勞動力需求結構出發，證明了工作崗位空缺與失業并存的情況是技術結構變化造成的。同樣對技術性失業[②]進行過類似研究的還有David Deaton和Peter Nolan（1986）、Jonathan S．Leonard（1988）等。Brouwer (1993)、Shea(1998)、Luker和Lyons(1997)等人對德國、智利等國家實證分析的結果也均顯示技術進步排斥生產性勞動。

（二）R&D投入與技術擴散

Griliches和Lichtenberg（1984）運用美國制造業的數據，實證研究了TFP與R&D投入之間的關系，結果顯示呈明顯的正相關。Griliches（1986）Lichtenberg（1992）等的后續研究顯示了相同的結果。Coe和Helpman（1995）、Charles（1998）選取OECD國家作為樣本，得出了R&D活動是技術進步的重要來源的結論論文格式。

Stiglitz（1981）則在研究技術創新時已經指出，R&D產出具有公共物品的性質。Romer（1990）關于R&D內生經濟增長模型最初的觀點認為R&D活動源于企業對利潤最大化的追求，進而研發過程中帶來的知識存量的增加促進了經濟的長期增長。Aghion和Howitt（1992，1998）、Grossman和Helpman（1991）、Segerstrom（1991）等人隨后從不同的角度發展了這一研究思路；經驗數據與理論分析同時顯示：企業是社會R&D活動的主體。因此，對R&D活動與技術擴散的關系的研究首先是從企業層面上展開的，進而擴展到產業層面、國家層面。Arrow（1962）指出，企業R&D活動的技術溢出效應與R&D活動呈反向關系，即越是在基礎研究階段，企業進行R&D活動的私人收益越小于社會收益。Sherer（1982）在考察產業間生產率變化關系時發現D支出，某產業的R&D活動有助于提高其關聯產業的產出率，從而提高整個國家的生產效率。Levin，Jaffe，Hederson，Reiss等人的經驗分析從生產成本、技術密集度等方面也證實了以上的觀點。國家層面上的經驗研究同時也證明了一國的R&D活動通過投資、貿易等渠道會對他國要素生產率產生影響。Jones（2002）通過對二戰之后美國經濟的統計研究發現，美國經濟的增長有一半歸功于全球范圍內的R&D活動的溢出效應。Bemstein和Mohnen（1998）以美國和日本為例，研究了發達國家之間R&D活動的技術溢出效應：通過技術轉讓及國際貿易，美國的R&D活動顯著影響了日本的全要素生產率，提升了日本的技術密集程度。

（三）國內關于R&D與就業的研究

國內關于技術進步與就業之間關系的研究有四種觀點：一是技術進步對就業具有替代作用（姜作陪，張軍，彭緒庶，姚戰琪等）；二是技術進步有利于擴大就業量（丁仁船，瞿群臻，昌盛等）；三是技術進步對就業具有雙重影響（齊建國，龔玉泉，袁志剛等）；四是技術進步與就業之間并不存在明顯關系（畢先萍，吳曉松等）。對于長期內技術進步與就業之間的關系，國內學者的研究基本達成共識，即技術進步有利于擴大就業。姜作陪、管懷鎏（1999）認為技術進步在提升生產力水平的同時，長期內會擴大生產規模，對就業起到積極的作用；龔玉泉、袁志剛（2002）指出，長期內，技術進步通過影響社會產出間接提高居民人均收入水平、推進產業結構演進，尤其是加快第三產業的發展，就業水平進而得到提高。對于技術進步與就業之間的短期關系，理論界存在較大的爭議。姚戰琪、夏杰長（2005）認為技術進步的就業補償機制與就業破壞機制同時存在，同時結合中國的經驗數據研究發現D支出，改革開放以來，對勞動力節約型技術的選擇帶來了嚴重的結構性失業；王文甫（2008）通過對改革開放以來我國實際數據的考察發現，技術進步與就業之間存在著協整關系，且技術進步呈現出明顯的就業替代作用；何平、騫金昌等（2007）以制造業為例，從微觀角度探討了技術進步與就業之間的關系，研究結果顯示，技術進步對企業發展具有正面的影響，但對就業增長沒有影響甚至是負面影響。而丁仁船、楊軍昌（2002）則認為，1978年以后，就業的增長主要是依靠技術進步，資本深化對就業的擠出效應高于理論值的主要原因是我國各種補貼、稅收優惠政策造成了資本對勞動的過多替代論文格式。昌盛（2005），瞿群臻（2005）等學者的研究結果也顯示技術進步對就業具有積極的影響。綜上可以看出，在技術進步影響就業問題上，我國學者主要是從指標選取、研究方法等方面進行拓展的，盡管觀點各有不同，但理論爭論不大。

在技術擴散問題上，我國學者主要立足于后發技術進步國家，主要研究了發達國家通過技術轉讓、FDI等途徑實現的技術擴散效應，爭論的焦點是國外研發投入對我國技術進步、生產率提高是否具有明顯的作用。沈坤榮等（2001）在Barro生產函數的基礎上構建了一個動態化生產函數，通過考察1987-1998年中國29個省市及自治區有關數據，得出FDI是中國經濟保持高速增長的重要原因，但受人力資本水平的限制，我國對FDI所帶來的技術溢出的吸收能力不足；張海洋（2005）在控制自主R&D的情況下，研究發現FDI之所以沒有帶來生產率的增長，主要原因是過低的R&D吸收能力；潘文卿（2003），李平（2007）等的研究也得出了相似的結論。

近年來，我國學者童光榮、高杰（2004D支出，2005a，2005b，2007）等對政府R&D支出與就業的研究具有一定的啟示意義，特別是對政府R&D支出乘數效應、政府R&D支出對企業R&D支出誘導效應等的研究具有創新性。

三、變量選取與測算

（一）變量選取

本文旨在研究R&D活動對就業的影響，所選分析對象是中國經驗數據，因此，選擇R&D支出指標和就業水平指標，直觀探討兩者的關系。

1.R&D支出指標

國內學者對有關R&D投入的研究通常將R&D投入的當期值及其滯后項納入分析框架，借鑒Griliches（1980）、Coe和Helpman（1995）等人的研究成果，筆者認為技術進步主要取決于前期研發的積累。因此，本文在進行實證分析時，采用R&D資本存量數據（計為rd）。《中國科技統計年鑒》中涉及到研發活動的主要有四組指標：國家財政科技撥款、科技經費籌集額、科技經費內部支出額及R&D經費，本文相應地選取R&D經費作為計算R&D資本存量的基礎數據。相關數據如下表所示：

表1 1991-2009年我國R&D經費支出的當期額

億元

年份

R&D經費

年份

R&D經費

年份

R&D經費

1991

159.46

1998

551.12

2005

2449.97

1992

198.03

1999

678.91

2006

3003.1

1993

248.01

2000

895.66

2007

3710.2

1994

306.26

2001

1042.49

2008

4616.0

1995

348.69

2002

1287.64

2009

5802.1

1996

404.48

2003

1539.63

單位：億元

1997

509.16

篇(7)

論文關鍵詞：政府支出結構突變，增長效應，實證檢驗

一、引言

政府支出的效應問題一直是經濟學界關注的熱點話題之一且存在很大爭議。活躍于50年代末60年代初，以Solow為代表的新古典增長理論認為，政府支出只具有短期效應而無長期的經濟增長效應。80年代末90年代初，以Lucas和Romer為代表的新生增長理論認為，由于知識、基礎設施等具有外部性，政府須干預經濟，政府對私人投資的補充對經濟具有正向作用但尚未建立一致定論的內生增長模型。Barro(1990)將政府支出引入到內生增長模型，從政府生產性支出和消費支出的角度進行研究，得出政府支出具有生產性。Alfred Greiner(1996)認為在一定的條件下，線形生產技術、外溢效應、生產性公共資本、人力資本投資和開發對經濟增長都有正效應。

經驗研究方面關于政府支出對經濟增長的影響則是混合的。Grier和Tullock (1987)對115個國家30年的數據進行分析，得出政府消費支出占實際GDP之比與實際GDP正相關；Aschaur (1989)考察美國1949-1985年的生產率和公（私）資本之比，發現兩者為正關系；Landau(1983)對115國的數據分析本科畢業論文格式，發現人均GDP與政府消費支出占GDP之比率負相關；Barro(1991)對98個國家1960-1985年的政府消費支出與人均GDP進行研究，得出政府消費對增長有顯著負作用的結論；Easterly Rebelo(1993)對28個國家1970-1988年間的公共投資與經濟增長進行實證分析，兩者正關系。在這些文獻中，由于方法的差異、樣本數據等不同必造成混合的結論。顯然,這就需要采用更穩健的研究方法,以期得到可靠的結果。近年來，國內一些學者在實證方面作了大量的研究，主要沿著兩條思路展開：一是按照Barro的研究路線把政府支出分為生產性支出和非生產性支出，然后在C-D模型的基礎上進行分析；二是從總量上考察政府支出與經濟增長的關系。

綜觀已有的經驗研究成果,這方面的工作主要有橫截面數據回歸和時間序列分析等兩方面:一方面,在計量方法并不成熟的條件下,人們普遍采用橫截面數據進行回歸分析；另一方面,隨著研究方法的日趨完善,時間序列方法已成為目前這方面研究的主流分析工具。但以上研究方法存在一定的局限,如沒考慮時間序列的非平穩性,研究的結果有可能建立在偽回歸的基礎上；最常用的做法是采用誤差修正及向量自回歸模型,由于未考慮時間序列變量是否存在結構突變可能降低檢驗勢，其結論也缺乏普遍性和準確性。

由于體制的變化，使得樣本的DGP可能存在結構突變的問題。從計量經濟學的角度看，如果忽視這種現象進行一般的單位根與協整分析，結果將出現很大的偏差。為此，本文利用Eviews6.0和Gauss8.0對建國以來的政府支出和GDP進行突變檢驗，考慮數據的依賴特征以及制度改革沖擊對經濟增長的影響，嘗試性地解釋造成這種現象的原因。本文的結構安排如下：第二部分是相關的模型和經濟原理框架；第三部分是實證檢驗；最后是結論及存在的問題雜志鋪。

二、突變模型框架

在現有計量檢驗的文獻中，一般都假定不存在結構突變。如果忽視這種結構變化，則傳統的單位根檢驗拒絕原假設的勢就會下降。Perron (1989)在ADF檢驗基礎建立相對完備的理論體系，成為突變問題研究的里程碑[③]。盡管國內存在一些單結構突變檢驗的文獻，但基本上都是采用外生突變檢驗，存在很強的主觀性。ZA檢驗和LP檢驗可以避免這一問題，而檢驗假設卻存在一定的問題[④]。為此，本文在內生單突變檢驗上采用perron的模型，而對于內生雙突變則借鑒Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM單位根檢驗模型和方法。

（一）內生單突變模型

Perron（1989）針對突變點已知給出三種經驗模型：截距突變的“崩潰”模型A、斜率突變的“增長變化”模型B、截距和斜率突變的“混合”模型C[⑤]。原假設是帶結構突變的單位根過程，而備選是帶結構突變的趨勢平穩過程,為簡單起見說，只給出最具有一般性的模型C[⑥]。原假設單和備選假設所分別對應的方程為：

: （1）

: （2）

其中（3）。代表突變點本科畢業論文格式，=1，當t=Tb+1時；=1，當時；其他情況下為0。在模型的選擇上，通過比較各種模型在檢驗勢和結構框架的一致性，采用從一般到特殊的檢驗，如先檢驗模型C，然后使用更多的約束條件來評估檢驗結果的穩健性。在對退化趨勢進行檢驗時，需要對“附加異常值”（additive outlier AO）模型和“新息異常值”(innovationaloutlinerIO)模型做出選擇[⑦],前者意味趨勢函數的變動是瞬時完成而現實的沖擊變動是持續很長時間，而后者暗示變動是逐步完成的[⑧]。

（二）雙結構突變檢驗

對于雙結構突變點檢驗用Junsoo lee andMark C.Strazicih（2003）提出的minimumLagrange Multiplier unit root test(LM檢驗)，而LP雙結構突變檢驗由于備選假設存在不明確的假定或序列是帶突變的差分平穩過程，LP檢驗在解釋中易得到錯誤的結論。

考慮序列，DGP如下所示[⑨]：， （4）

這里是一個外生向量矩陣，。雙突變的LM單位根檢驗的統計量可以按照如下的LM（得分）原則回歸得到：（5）

這里，（6）是回歸系數；由得出。單位根的原假設是=0，L:M統計量由下式得到： （7）為原假設時的檢驗統計量。

雙突變的LM單位根檢驗通過格點搜索來確定突變的時點，利用最小的檢驗統計量對應的值來確定突變點。用計算機軟件編程可直接求得突變時點和個數，本文在Lee(2004)Gauss雙突變LM單位根檢驗程序代碼基礎上修改運行程序獲得突變時點和個數。通過比較Lee和Strazicich計算的內生雙突變統計量，判斷是否存在突變點。

（三）政府支出效應的經濟原理

根據Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定經濟起初運行在平衡增長道路上，政府支出保持在一個穩定的水平GL上。假如突然出現無法預期的政府支出的持久性上升，居民的反應是把消費直接下調到新的鞍狀路徑上。當消費下調到新的鞍狀路徑上時，經濟運行也就直接到達新的平衡增長道路上。如果政府支出的增加是暫時性的，如面對經濟危機時突然加大政府投資等。期限一到本科畢業論文格式，政府支出GH就會恢復到原來的水平。在這種情況下，盡管消費也會下滑，但不會完全下滑到更低的水平上。事實上，如果消費完全下滑到政府支出GL相應的低水平上，當政府支出恢復到GL時，消費將以不連續的方式跳躍上升到原來相應于GL的水平，這意味著邊際效用發生了跳躍式的下降，從而在經濟增長過程中產生大的波動和突變。

換句話說，人們早就預料到經濟偏離平衡增長道路只是暫時的，不久就會恢復，因而不會把消費下調到那種不會持久的新平衡增長水平上去受邊際效用不連續變化的痛苦。為了效用的最優，居民把消費調整到能夠向原平衡增長道路收斂的軌道上去，這樣既順應政府支出暫時性變化帶來的平衡增長道路的變動，又保證當政府支出恢復到原水平時消費能夠趨向于原來的消費水平。

三、實證分析

由于經濟運行機制的復雜性，影響經濟增長路徑的因素和外部沖擊很多，若要準確度量政府支出對于經濟增長的沖擊力度是很困難的。本文并非精確度量這種沖力度，是試圖利用計量的工具來分析政府支出變動和GDP增長之間是否存在一定的傳導機制和長期趨勢。

（一）數據與變量

GDP(國內生成總值)：數據來源是《中國統計年55年鑒匯編》，2004-2007年數據由歷年《中國統計年鑒》補齊，以1952年為基期用GDP折算指數對名義GDP數據進行處理，得到實際的GDP。

GEXP (政府支出)：用財政支出來衡量，數據來源和處理方法同上，對實際的GDP和政府支出取自然對數分別記為lnrgdp、lnrgexp雜志鋪。由于選取的樣本時間跨度不太長且歷史上重大的經濟沖擊不多考慮一兩個突變點可能比較符合事實，為此本文只分析內生的單突變和LM雙突變檢驗。

若時間序列存在突變，則傳統的ADF檢驗統計量易向接受單位根的方向偏移。為此本科畢業論文格式，先對所選取的時間序列進行單位根檢驗，若不存在單位根不必進行突變檢驗，檢驗結果見表1。從表1可知：兩個變量均為單位根過程，需要對這兩個變量進行結構突變檢驗。

表1ADF檢驗結果

變量

檢驗類型（c,t,k）

ADF統計量

臨界值

單整(d)

結論

Lnrgdp

C,T,1

-2.394

-3.4935**

1

單位根

Lnrgexp

C,T,1

-2.394

-4.1348*