經濟發展動態精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇經濟發展動態，期待它們能激發您的靈感。

篇1

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

二、經濟發展與環境保護的關系

（一）內在的本質關系

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

（二）外在的協調關系

經濟發展與環境保護的外在協調關系，其實就是它們之間的動態均衡關系，既存在著一種發展邏輯，又順應社會主義市場經濟的客觀條件。當今經濟全球化的發展體系中，我覺得環境標準也該參與進來，因為環境保護是經濟發展的基礎，也是提升經濟競爭力的主要因素。國家在實行環境保護政策的過程中，雖然提高了企業的生產成本以及產品的價格，但同時也刺激了經濟市場，這也為環保技術的創新與發展提供了機遇。處理它們之間的外在關系，就是讓經濟發展與環境保護始終都處于一種動態均衡，既順應了經濟的發展，也讓環境得以最大限度的保護。

三、經濟發展與環境保護的協調措施

（一）相對制度的構建以及完善

為了使經濟發展與環境保護相協調發展，制度的構建以及完善是必不可少的。為此，我們必須要對原有的環境保護制度加以創新，要與市場機制緊密的結合起來，將政府的職能也體現出來。國家可以改變現有的GDP核算體系變成“綠色GDP”，然后將環境污染的負面影響加入到具體的核算中，從而改變現存GDP對環境保護的影響。環境保護是一項系統工程，只有在各方面制度的配合下，才能使環境保護與經濟發展相協調。

（二）體升環保人員的專業素質

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

（三）社會以及其他方面的支持

環境保護是全社會都應該關注以及支持的事情，它不是具體某一個人的，更不是某一類人的。我們要在全社會領域進行環保宣傳，強化普通百姓的環保意識，為可持續發展創造良好的發展條件，同時也營造了環境保護的社會氛圍，間接創造了環保經濟市場。其次，我們也應該引導企業對環境進行保護，讓他們通過技術創新來提高自己的競爭力，使他們充分地參與到環保市場中。這樣的環保手段不僅可以體現出企業的社會責任，也可以直接刺激到環保經濟市場。

四、總結

篇2

一、贛州資金流量流向運行狀態及特點

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

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

(三)資金流動特點。通過贛州資金流量、流向、經濟景氣、資金效率四個指標狀況分析，贛州資金流動具有以下三方面特點:①資金流動呈階段性特征明顯;一是資金流量呈現兩種運行狀態，即2008年—2009年2季度低量平穩狀態和2009年3季度—2013年2季度資金流量放量擴張狀態;二是資金流向表現出產業承接與振興蘇區政策扶持的區域流向特征;三是資金效率由饑餓狀態變為邊際下降;四是經濟景氣出現由上行轉下行走勢。②資金流量分布集中;贛州與省內之間的交易占67.8%，與外省交易區域集中在北京、廣州、浙江、上海、福建等五省，占比24.3%。而其它省份僅占7.8%。③資金流表現出周期變化。從資金凈流入可以看出，2008年—2013年贛州資金流量每年年初資金流量由高到低呈下降走勢，每年的第三季度到達最低量，年末又迅速回升。

二、贛州資金流量與經濟增長相關性論證

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

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

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

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

三、資金流量流向分析結論解讀

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

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

篇3

關鍵詞：區域動態人力資本；經濟發展；產業結構；義烏市

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

引言

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

一、文獻綜述及概念界定

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

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

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

二、義烏市動態人力資本存量分析

動態的務工經商勞動力的數據來源于義烏市2012年的流動人口數據分析報告和境內13個鎮街6 863份流動人口問卷調查情況匯總，得出義烏市流動人口的結構狀況 [5]。

（一） 以年齡、性別、學歷構成的人力資本

經濟學家加里·貝克爾在分析人力資本構成時，不僅關注經濟活動中人的學歷結構，還特別重視與學歷結構相關聯的年齡、性別構成特征 [6]。

將調查的年齡、性別、學歷構成的數據分析可以發現如下特點：從年齡特征看，年齡段以18—35歲為主，形成了勞動力聚集的峰尖，說明青壯年勞動力是流入義烏務工經商的主要群體。從學歷構成看，文化程度普遍較低，主要以初中為主，占84.69%，大專以上學歷只占3.35%。因此可以認為，具有中學教育學歷是進入義烏市形成勞動力供給的最低學歷臨界點。學歷水平的普遍低下，也造成產業結構升級過程中壓力的轉移，對產業升級轉型產生不利的影響。

（二）以職業分布的人力資本

以學歷為主要觀察標準來衡量，義烏市動態人力資本結構屬于低水平，主要從事生產制造、服務行業工作，占總崗位數的62.29%，主要從事以體力勞動為主的簡單再生產工作或從事非（低）技術工作，屬于低端職業領域的人群。這種崗位選擇的特征表明，流入到義烏市的勞動力主要集中在生產企業里，這與義烏市眾多的中小企業有著密切的關系，他們的職業選擇半徑不大，并且集中。

（三）來源地和工作地觀察下的人力資本

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

三、義烏市人力資本與區域經濟的關系

各地區的發展經驗顯示，人力資本與區域經濟增長成正相關關系，即人力資本存量越多、質量越高，區域經濟增長水平就越高。同時，一個地區的產業結構調整在很大程度上也是根據人力資本存量和結構狀況進行的；產業結構的演進速度都是受到相應素質的人力資本和具有一定彈性的人力資本約束的。

（一）人力資本對區域產業結構的影響

人力資本可促進產業發展，有助于產業結構調整和升級，特別是有利于發展高科技產業。2012年，義烏市第三產業國內生產總值略高于第二產業，第一產業所占比重最低，僅為2.63%。經濟發展規律證明，發達國家的產業結構以第三產業為主，而第三產業中的高科技產業比重較大。義烏市的產業結構仍然存在不合理之處，需要進一步調整和完善，通過發展以高科技產業為主的第三產業實現產業結構升級。同時，人力資本存量的提升可使高素質的人力資源發揮優勢，使用更先進的機器、設備等，從而極大地提高了勞動生產效率，節約生產成本。人力資本的轉化會推動了勞動密集型產業的發展，提高產業的資本收益率，使第三產業得到快速發展，進而推動區域產業結構的升級。因此，人力資本對區域產業結構的調整升級有不可低估的影響。但是義烏市高素質、高學歷人才多分布于學校內，對科技的轉化效率存在一定制約。

（二）人力資本結構對區域經濟的影響

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

在義烏2012年的調查中，基礎性人才占絕大多數，對經濟的貢獻度比較大，因此，提高一般人才的質量和數量，是構建區域競爭力的基礎，將會有利于區域經濟可持續發展。總體上加大對基礎性人才的投資，不斷提升他們的知識、技術和能力，提高區域整體人力資本的存量和質量。除了要對現有的一般人才的開發與利用外，還要想方設法提高區域一般人才的數量，高職高專等職業技術學校肩負著培養一般人才的重任，要積極探索職業技術學校的培養模式，提升職業技術學校的教師水平和辦學水平。

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

（三）人力資本影響區域中心城市及城市群的形成

義烏市作為金義大都市、浙中商圈的重要組成部分，在經濟發展中承擔著物質運輸交換、要素流動、信息溝通的重要功能。從國內外的區域發展經驗可以看到，在區域的中心城市和城市群中，人力資本較為聚集，而且區域人力資本存量規模和結構也直接影響了區域中心城市和城市群的輻射范圍，影響著區域經濟發展。義烏市的動態人力資本遠遠超過了金華市其他地區，在浙江省也位于前列，這些人才基礎都為義烏市承擔貿易中心功能、生產中心功能、服務中心功能、金融中心功能、信息中心功能發揮了重要的作用。

四、結論

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

義烏市人力資本流動還存在區域流動結構不合理、人力資本區域流動方向不均衡、人力資本區域利用效率低等問題。人力資本區域流動對區域經濟發展的關聯效應總體上還有進一步提高的空間，進一步調整人力資本跨區域流動的方式和結構，合理規劃人力資本區域流動發展戰略是推動區域經濟增長的根本動力。

參考文獻：

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

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

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

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

篇4

關鍵詞：教育投入；經濟發展；動態影響

2012年兩會提出要實現財政教育投入占生產總值比例4%的目標，根據目標測算，湖南財政教育經費投入要達到671億元。同時，湖南還要全面實施《湖南省建設教育強省規劃綱要》，那么，如何評估教育投入效率、它與區域經濟發展的關系、動態影響程度如何，均需要進行科學的測度與定量分析，這樣才能為湖南省教育投入政策提供理論基礎和實證依據。

一、教育與經濟發展關系研究現狀

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

從以上國內研究可以看出，大多采用全國的數據整體分析中國教育投入與經濟發展的關系，而有關湖南省教育投入與區域經濟發展的文獻廖廖無幾。另外，有關教育投入與經濟發展關系的研究大多是靜態分析，沒有分析動態影響，本文借鑒C-D生產函數，設定時間虛擬變量，選取資本、勞動力和教育投入等生產要素，建立非線性函數模型對湖南教育投入與區域經濟發展進行動態分析。

二、研究設計

1.模型構建。根據C-D生產函數，產量取決于勞動、資本和技術三大生產要素，而人力資本理論認為教育能提高勞動者的知識和技能，從而大大提高勞動生產率，也就是相當于使初始勞動力投入量成倍增加，因此可以將勞動投入量細化為初始勞動力L與教育投入E的乘積，但兩者的作用是不相等的，設定不同的彈性系數，同時考慮到時間的影響，設定時間虛擬變量，建立湖南經濟發展的非線性回歸模型為：

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

對上式兩邊取自然對數，可得：

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

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

選取1978-2011年的樣本數據進行分析，數據來自《湖南統計年鑒》和《湖南教育經費統計年鑒》[6]，數據處理及計算過程均使用Eviews7.2完成。

三、湖南教育投入與區域經濟發展的實證分析

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

表1 湖南經濟發展的回歸系數表

由表1可得到湖南經濟發展與各投入要素間的動態回歸方程為：

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

運用普通最小二乘數對不含有時間虛擬變量的湖南經濟發展進行回歸分析，得到誤差平方和為656.507，自由度是N-3，即60。而含有時間因素的動態模型的誤差平方和為434.653，其自由度為N-3-虛擬變量個數，即58，構造F統計量：

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

四、結論及政策建議

根據生產函數，以湖南經濟發展為被解釋變量，以教育經費投入、資本和勞動力為解釋變量建立非線性回歸模型，模型利用1978-2011年的數據資料，運用Eviews軟件對湖南教育經費投入與經濟發展影響進行了實證分析。得到結論：時間因素對經濟發展影響是顯著的，設定時間虛擬變量進行動態分析是必要的；高等教育經費投入對區域經濟發展有促進作用，教育投入每增長1%，將會促進GDP增長0.206，但其作用不是很明顯，需要采取各種措施以促進湖南教育經費投入與區域經濟的協調發展。

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

2.完善高等教育經費籌措法制保障。加大教育財政法規政策執行的監督力度，促使各級政府嚴格按照《教育法》規定，確保各級財政預算內教育經費支出達到“三個增長”，保證教育經費持續穩定地增長，努力爭取實現國家財政性教育經費投入達到生產總值4%的目標，完善依法多渠道籌措資金的高等教育財政體制，確保“渠開水滿”。

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

4.加強產學研結合。促進高等院校等科研機構與企業合作，把理論知識迅速轉化為現實的生產力。努力搭建高校、科研院所與企業之間產學研合作的橋梁，提升企業的研發能力，推動企業自主創新。建立以企業為主體、市場為導向、產學研相結合的技術創新體系，是建設創新型國家和創新型省份的基本要求。因此，大力開展高校、院所與企業的產學研合作，發展高等學校科技企業和企業集團，加大高等學校科技園區或生產力促進中心的建設，將科技發明的優勢快速地轉為效益和經濟上的優勢；另外，高等學校可以憑借自身在人力、科技、信息、實驗設備等多方面的優勢，開展多種形式的科技服務、合作項目以及信息咨詢等活動，不斷拓寬高等教育經費來源渠道，增強資金總量的供給。

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[關鍵詞]環境質量；非線性回歸模型；EKC；環境質量綜合指標；經濟發展

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

一、引言

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

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

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

二、基本理論概述

（一）因果檢驗

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

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

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

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

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

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

（二）層次分析法

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

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

（三）EKC假設

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

三、區域經濟發展與環境質量動態關系的模型研究

（一）區域環境質量綜合指數的確定

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

為確定區域環境質量綜合指數，本文采用AHP方法確定各污染物排放量的權重。首先根據各污染物排放總量對區域經濟發展的影響程度的不同構造判斷矩陣；然后，利用MATLAB數據軟件對判斷矩陣進行特征值求解和處理，得到各自權重；最后，對判斷矩陣進行一致性檢驗，必須滿足完全一致性才能進行后續操作。到此，得到區域環境質量綜合指數的測算公式如下所示：

（二）區域經濟發展一環境質量動態關系模擬

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

四、實證結果與分析

（一）數據的來源與處理

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

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

（二）計量模型的構建與分析

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

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

基于上述指標權重和公式（3），構建環境質量綜合指標。在此基礎上，經多次模擬試驗證實：運用Quadratic函數對人均實際GDP和環境質量綜合指標之間的動態關系進行模擬的效果更佳。最后，為更加相近地剖析西南五省市自治區的經濟發展與環境質量之間的演變規律，經多次試驗觀察，分別以Inverse、Cubic、Power等函數形式擬合單位GDP工業廢水排放總量、單位GDP工業廢氣排放總量，單位GDP

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