经济发展动态范文

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(一)经济景气分析。资金总流量环比与资金总笔数环比之间的比较是经济景气的重要指标，当笔数环比大于资金流环比时说明经济处于下滑期，反之，则为上升期。从图3分析，2008年—2011年除了有个别季度出现经济下滑，赣州经济整体上处于上升期，但是2012年—2013年2季，赣州经济整体处于下滑期，2012年全年资金总流量环比小于资金总笔数环比，2013年1季度处于上升期，二季度重回下滑期，由于受外部经济影响，赣州经济上行出现了一些困难。

(二)资金效率分析。资金效率分析指标通常采用资金总流量与GDP的比值来衡量，比值越小资金效率越高，比值越大资金效率越低。由于GDP代表的是实体经济，那么，这种比值也表示资金对实体经济的拉动效率。从图4分析，2008年—2013年赣州资金效率可以划分为两个时段，一是2008年—2009年资金效率相对较高，资金总流量与GDP的比值分别为1.03和1.70。二是2011年———2013年资金效率边际下降，资金总流量与GDP的比值分别增大到3.51、3.5、3.49且基本稳定在这个比值水平。这表明资金对GDP的拉动作用减弱，实体经济行为比例下降，不断扩大的资金量同时由物价因素、虚拟经济因素等表现出来。

(三)资金流动特点。通过赣州资金流量、流向、经济景气、资金效率四个指标状况分析，赣州资金流动具有以下三方面特点:①资金流动呈阶段性特征明显;一是资金流量呈现两种运行状态，即2008年—2009年2季度低量平稳状态和2009年3季度—2013年2季度资金流量放量扩张状态;二是资金流向表现出产业承接与振兴苏区政策扶持的区域流向特征;三是资金效率由饥饿状态变为边际下降;四是经济景气出现由上行转下行走势。②资金流量分布集中;赣州与省内之间的交易占67.8%，与外省交易区域集中在北京、广州、浙江、上海、福建等五省，占比24.3%。而其它省份仅占7.8%。③资金流表现出周期变化。从资金净流入可以看出，2008年—2013年赣州资金流量每年年初资金流量由高到低呈下降走势，每年的第三季度到达最低量，年末又迅速回升。

二、赣州资金流量与经济增长相关性论证

资金流是随着区域经济发展而来，区域规划及产业发展是吸引外来资金的源动力，为了更有力的说明这一观点，下面将运用相关性与回归分析来计量单位数量资金净流入带来GDP增长数量。

(一)指标选取与指标检验。①支付业务发展指标。本课题采用赣州市支付系统清算资金中的资金净流入作为支付业务发展的主要考察指标(资金净流入是资金流出量与资金流入量轧减后的差额。)即自变量。②地区经济发展指标。本课题选取赣州市生产总值(GDP)作为区域经济增长指标，即因变量。③变量指标稳定性检验。由于资金净流入变量与GDP为时间序列，因此需要进行稳定性检验，为此，采用ADF检验法对资金净流入与GDP进行平稳性检验，经检验，资金净流入的ADF值D(X)为－5.9，GDP的ADF值D(Y)为－3.54，分别小于1%、10%显著水平下的t统计值，为平稳时间序列。

(二)资金净流入与GDP增长的相关程度。相关系数是测定变量之间线性相关关系密切程度的指标，通常相关系数用字母r表示。计算资金净流入与GDP之间的相关系数为0.7096，资金净流入与GDP增长的相关系数r为0.7096，说明外来资金流入对赣州经济增长影响的相关程度为中等线性相关，也就是说赣州GDP的增长对外来资金的依赖程度较大。

(三)构建资金流量与经济增长预测模型。由上述相关分析可以看出，资金流量与GDP之间存在线性关系，可以进一步建立资金流量与GDP的回归模型，并通过样本回归方程对经济发展进行预测。①建立回归方程:Y=β0+β1X+ε，其中，β0、β1为未知参数，β1为回归系数，表示X每变动一个单位时所引起的因变量Y的平均变动量，ε为随机因素。代入数据，经计算得出一元线性回归方程为:依据判定系数r2对方程的拟合优度进行检验，经计算得出r2等于0.5036，属于中等拟合。②下半年经济回归预测。根据2010－2012年的资金净流入情况，我们发现，2011年比2010年基本翻番，2013年与2012年的资金净流入增长趋势跟2011年与2010年的相似，因此，我们参照2011年的同比增速来测定2013年后两个季度的资金流量，3、4季度的资金净流入量分别为185亿元、213亿元，对2013年度后两个季度的GDP进行预测，对应的两个季度的GDP预测值分别为326亿元、344亿元。从图5看拟合效果，预测值与实际值之间的拟合度较高，从趋势上看，2012年之前的拟合效果优于2012年之后。

三、资金流量流向分析结论解读

依据赣州资金流量流向运行状态和特点以及赣州资金流量与经济增长相关性论证得出以下分析结论:(一)赣州经济增长与资金净流入接近高度正相关，资金净流入每增加1亿元，GDP就增加0.624亿元。并且GDP变动中50.36%的部分是由资金净流入带来的影响。经济模型与现实经济之间的拟合度属于中等拟合。

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2动态比较优势的阐述

Krugman(1987)、GrossmanandHelpman(1991)和Amsden(1989)都使用了“动态比较优势(Dynamiccomparativeadvantage)”这个概念,但没有给出一个清晰的定义;弗农的生命周期理论和小岛清的边际产业转移理论也都暗含了比较动态优势的思想,但并没有从这个角度进行论述。我们试图从以下三个方面解析动态比较优势。

2.1比较优势的生产要素构成是动态变化的

除了自然资源、资本和劳动这些传统要素,技术和知识已取代资本的地位,成为经济增长的原动力。宏观经济学家罗伯特•索洛在新古典经济增长模型研究中,用技术和传统投入两种基本要素的相互作用来解释经济增长,推算出技术创新导致80%的经济增长。罗默的内生经济增长模型把技术作为经济增长的内生变量,而且指出技术(知识)是生产中唯一不遵守收益递减规律的生产要素,一般性技术可以带来规模经济,专业性知识能够提高投资收益,使生产函数收益递增,带来市场不完全竞争〔2〕。可见技术物化在劳动和资本各种组合中,会形成新的比较优势或者增强原有的比较优势,不再强调单要素的重要性。二战后的日本,在自然资源和资本资源都缺乏的情况下,利用技术的发展实现了经济腾飞,紧接着韩国、台湾、香港、新加坡东南亚四国发展成为新兴工业化国家,被称为“亚洲四小龙”,这些为以上理论提供了实证支撑。新技术的投资、采用、回收技术的完备化,使自然资源可以被改良、再造,也可以用人工合成材料代替本国某种稀缺资源,使传统比较优势对资源的定性和定量分析背离了现实经济的

发展。例如塑料、光导纤维、合成橡胶替代传统材料铜、铁、锌,经过对本国劳动力的培训及文化教育水平的提高带来的劳动力技能和素质的提高,又可克服服务劳动力数量不足的矛盾,传统意义上的比较优势就会消失或者被削弱。例如中国的纺织业和陶瓷制业虽然拥有传统的劳动力成本优势,但是由于缺乏工艺技术、人力资本等主要生产要素,致使产品的高加工度受到限制,冲淡了劳动力成本的比较优势。在生产加工过程中,我国都属于初加工阶段,而附有高附加值深加工过程都在发达国家例如美国、日本、欧洲等国家完成。20世纪90年代中期拥有比较优势的我国纺织品总产值为551亿美元;不具有比较优势的同一产业,日本和美国的总产值却达到了730亿美元、840亿美元;同期服装业产值,我国为176亿美元,日本为275亿美元,美国为486亿美元。我国该产业进出口大致平衡,根据产业内贸易指数,我国与发达国家进行的是产业内贸易,但是不属于发达国家之间由于追求规模经济而形成的同一产业的横向贸易,而是属于同一产业间的垂直贸易〔3〕。

2.2要素结构比例在国家经济发展过程中是动态变化的

在经济全球化趋势下,全球范围内配置资源的生产经营模式初步形成,大大带动了生产要素的跨国流动,弥补了发展中国家由于存在技术和资本等资源缺口对经济发展带来的“瓶颈效应”,削弱了这些国家与发达国家的相对劣势,有助于实现本国产业结构的优化,由产业间贸易向产业内贸易转变。另一方面,一国工业化过程中的资本积累也使本国的要素丰裕度发生变化,进而影响市场经济下的要素价格及其配置。从表1、表2中的各国人均国民生产总值发展速度的对照和中国出口产品结构变化的有关统计中,可以看到一个国家由于内生或外力引起要素丰裕度的动态变化。由表1可以看出,90年代以来相对落后的中国和印度的人均国民生产总值平均增长速度很大程度上超过了美国和日本,中国分别是美国的3.14倍,日本的16.4倍;印度分别是美国的1.60倍,日本的8.36倍;同时我们看到香港90年代初人均国民生产总值与发达国家的巨大差距。经过外向型经济发展战略,这种差距在最近几年得到缩小,国家间的比较优势差别程度随时间是变化的。由表2可以看出,随着我国的市场经济改革开放和工业化进程,资本得到不断积累,出口结构也随着生产要素存量结构的变化而变动,工业制成品在总出口中所占的份额1980年以来一直有增大的趋势,2002年已经达到了91.23%;制成品内部出口结构中出现了不均衡增长现象,偏资本密集型产业的出口比重保持了较高的增长速度,劳动密集型和偏技术密集型的制成品出口比重都呈现下降的趋势。我们由此可以粗略估计,中国在20多年来的经济发展中,资本得到不断的积累和投资,技术这个关键性的生产要素的应用和开发却是不够的,这很可能与利用外资的效率问题有关系。随着生产技术和生产工艺程序化发展,同一个产业可以分成技术和资本密集度差异的诸多区域,例如,信息产业可以分为新技术和新产品的研发、核心技术的生产、零部件生产和组装区段。同一种产业的价值链中要求不同的比较优势,从而带来一国在产业价值链上的比较优势,有两种情况。

一类为新兴产业中的高科技产品,例如电子产业。这类产品开发创新阶段,需要大量的资本和技术作为后盾,属于技术和资本密集型产品;随国家和邻近国家对产品的市场需求的增大而走向成熟阶段,技术不断地被模仿和学习,该产品会成为资本相对密集型;当产品的生产技术、工艺、规格都完全标准化,质量和价格成为竞争的核心要素,该产品成为劳动密集型。从要素的可组合性角度来看,随着产品生命周期的演化过程,跨国公司可以将资本、技术、管理和知识优势和东道国的区位优势相结合,发挥综合比较优势,这就是跨国公司早期的在华投资战略。

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耕地面积的变化与国内生产总值的增长是否存在必然的联系。如果二者之间存在正或负的相关关系，那么经济增长与耕地面积变化的相关程度或相关弹性又如何，是否存在协整性？这些问题的研究关系到我国耕地在经济增长中的地位研究，有助于对推动耕地保护与提高土地利用效率的研究，有助于经济增长与耕地保护之间的协调规划研究。基于此，本文通过建立模型，进行因果关系、协整性检验以得出结论。

数据源的加工处理

根据国民经济核算原理，国内生产总值（GDP）是国际上反映各国或地区经济增长水平的重要常用总量指标，本文选择国内生产总值（GDP）指标来衡量经济发展程度和水平。

根据《2010年中国统计年鉴》，本文选取1982-2008年国内生产总值数据，由于各年的GDP 数值是用当年价格计算的，因此为了剔除价格因素的影响，本文统一换算成以1978年不变价计算的各年国内生产总值，换算公式为：

GDPt（1978不变价）=GDPt（t=1978）GDPIt（1978=100）/100 （1）

其中，GDPt（1978不变价）表示第t年换算后以1978年价格表示的GDP；GDPt（t=1978）表示1978年的现价GDP；GDPIt（1978=100）表示以1978年为基期的GDP指数（《2010年中国统计年鉴》）。

耕地面积与经济增长的相关关系检验

为了更好地分析耕地面积变化与经济增长之间的关系，利用上述方法计算的时间序列数据来分析GDP 与耕地面积（L）之间的相互关系。如果序列是非平稳的，要对数据进行线性趋势转化和差分处理，在差分前常先对观测值取对数，以消除时间序列中的异方差。得到的新序列记为LNGDP、LNL。借助计量分析软件EVIEWS5得出变量LNGDP与LNL之间的散点图，如图1所示。

从图1可以看出，二者存在相反的发展趋势，走势基本上呈线性关系，可以说明耕地面积（L）与GDP之间存在一定负相关关系。

耕地面积与经济增长的因果关系检验

为避免人为主观因素对内生变量与外生变量的影响，本文首先采用基于向量自回归模型（VAR）的格兰杰因果关系检验法，对变量间是否存在因果关系进行检验。

具体检验理论是：首先估计当期的Yt值被其自滞后期所能解释的程度，然后验证通过引入序列Xt的滞后期是否可以提高Yt的被解释程度，如果是，则称序列Xt是Yt的格兰杰原因（Granger Cause），此时Xt的滞后期系数具有统计显著性。比如检验Xt，Yt两个时间序列的因果关系，就要构造双变量的格兰杰检验模型：

Yt=α+α1Yt-1+…+αkYt-k+β1Xt-1+…+βkXt-k+ut （2）

Xt=b+γ1Xt-1+…+γkXt-k+θ1Yt-1+…+θkYt-k+vt （3）

其中，ut、vt为白噪声序列，即均值为零，方差为常数；k是最大滞后阶数，其值的选择要尽量使DW值接近2。

直接利用EVIEWS5软件对LNGDP和LNL两个序列进行格兰杰因果检验，检验结果如表1所示。

可见，第一个检验的相伴概率只有0.13972，表明至少在86%的置信水平下，可以认为经济增长是耕地面积的格兰杰原因。对于耕地面积不是经济增长的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0.73，表明耕地面积不是经济增长的格兰杰成因的概率较大，不能拒绝原假设，即接收原假设。

综上检验结果，经济增长与耕地面积之间不存在双向的因果关系，只是存在单项的因果关系，即耕地面积减少并不是经济增长的原因，反之经济增长却推动了耕地面积的减少。

耕地面积变化与经济增长的协整性检验

根据经济计量学理论，要判断一组时间序列变量之间是否存在长期均衡关系（即协整关系），首先必须保证时间序列是平稳的。

（一）平稳性检验

本文主要利用单位根检验，即DF检验和ADF检验进行判断。DF检验的模型为：

Yt=ρYt-1+ut或Yt=（β-1）Yt-1+ut （4）

DF检验只适用于存在一阶自回归，即AR（1）序列，当DW值很低，即被检验序列不是一个AR（1）序列时，应该采用增项DF检验，即ADF检验，回归模型为：

Yt=α+ρYt-1+γ1Yt-1+γ2Yt-2+…+γmYt-m+ut （5）

其检验方法与判断规则和DF检验相同。由于实际的时间序列通常不会是一个简单的AR（1）过程，所以ADF检验是最常用的单位根检验方法。

本文用DF和ADF方法对经济增长序列和耕地面积序列进行检验。

图2表明LNGDP总体来看呈不断上扬的发展趋势，可以认定该序列为非平稳序列；由图3可以看出，其一阶差分序列的走势基本上符合白噪声序列的特征，有可能是一个平稳的序列。本文对LNGDP和LNL序列分别进行单位根检验来判断其平稳性。利用EVIEWS5.0软件进行单位根检验，结果如表2所示。

对于给定的α=0.05，由于ADF=

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[中图分类号]X82 [文献标识码]A [文章编号]1002-736X（2015）06-0125-04

一、引言

经济与环境共处于一个自组织系统――环境经济系统。生态环境中包含各类生物与其他非生物的资源，为人类从事各种经济活动提供各种服务，是人类社会经济发展的基础。而经济发展过程中对资源的开发、能源的利用以及废弃物的排放都会对生态环境造成过度折旧与破坏。环境污染从客观上成为了影响经济发展的重要因素。因此，在一定程度上经济发展与环境质量之间相互作用与影响达到了难以分割的地步，现代社会人们对于二者也均有相应要求，如何分析与解决经济的持续发展与良好的生态环境质量之间的矛盾与冲突就成为环境经济发展与生态质量发展等相关研究领域的热点问题。

不同时期的学者从各自的角度对该问题进行了研究和论述。早期人们认为经济系统的产出增加，必然导致环境资源的使用增加，同时向环境中排放各类废弃物的量也增加，即经济发展必然造成环境破坏。伴随某些不可再生环境资源的消耗，经济发展必然受到影响甚至停滞或衰退。然而，人类社会具有复杂性，不断进步的技术为我们提供了各类替代资源以及废弃物处理技术，频发的生态灾难也让人们更加关注对生态环境的改善与保护，这给经济发展与生态环境的相互作用带来了变化：低经济发展水平下，环境质量随经济发展而下降，但是，高经济发展水平下，环境质量却随经济发展而提高。诸多学者运用不同的模型对此理论进行了验证或创新分析。目前，这一领域的实证研究多是基于EKC理论而展开。EKC是指环境质量会随着经济发展水平的提高呈现首先恶化继而好转的趋势，即环境污染状况与人均GDP水平之间表现为“倒U型”的数量关系。虽然Grossman等、Seldon等、Cole等和Sun的实证研究验证了该理论的合理性，但是由于收到多种因素的影响，作为呈现典型倒“U”型的EKC在其他地域的普适性备受质疑。在研究方法方面，以联立方程模型为代表的结构性方法是以经济理论为基础来描述变量之间关系的传统计量经济学方法。但是通常情况下，经济理论并不足以对经济变量之间的动态关系提供严密的说明，而且方程的左端和右端都有可能出现内生变量，这使得参数估计和统计推断变得异常艰难。向量误差修正模型（Vector ErrorCorrection Model，VECM）作为典型的非结构化的多方程模型成功解决了上述问题。

另外，当前的研究的范围有两种趋势，一是仅进行省、市层面的小规模分析，二是进行国家或超大经济体层面的大规模分析。小规模分析忽略了经济与环境这个系统的复杂性，忽略了地区之间地理上或经济上的联系；超大规模的分析规律性很强，却又在对局部区域的指导功能上有所欠缺。西南地区作为七大地理分区之一，包括四川、重庆、云南、贵州和五省（区、市），不仅保持了地区之间地理上或经济上的联系，而且还呈现出一定规模上的区域规律性。同时，西南地区自然资源类型复杂多样，区域差异明显；随着国家西部大开发的推进和新丝绸之路经济带的建立，西南地区的工业化与城镇化进一步推进，经济发展速度明显加快，自然生态环境发生了较大变化。因此，为了推动西南地区区域整体发展、改善自然生态环境，有必要以西南地区为研究对象，就该区域的经济发展对环境质量影响进行分析。基于以上考虑，本文基于西南地区五省（区、市）近年的统计数据，先对经处理得数据进行因果性检验，然后基于AHP构造测度区域环境质量的综合指数，最后针对EKC假设进行验证分析。鉴于此，本文在西南地区环境经济数据的基础上首次实证研究了西南地区的区域经济发展对环境质量的影响。通过探究西南地区经济发展与环境质量之间的波动规律，探索西南地区的经济发展与环境质量之间是否存在EKC关系，本研究在定量分析的基础上对于评价西南地区的环境经济现状、推动西南地区的经济发展以及提升西南地区的生态质量具有重要价值。

二、基本理论概述

（一）因果检验

Engle和Granger借助于协整理论与误差修正模型（ErrorCorrection Model，ECM）建立了向量误差修正模型（Vetor ErrorCorrection，VECM）。众所周知，只要经济变量之间存在协整关系，就可以由自回归分布滞后（Auto Regressive Distributed Lag，ARDL）模型推导出ECM；而在向量自回归（Vector Auto Regression，VAR）模型中的每个方程都是一个ARDL模型，因此，VECM就是含有协整约束的VAR模型，其多应用于具有协整关系的非平稳时间序列的建模。VECM可以用来检验人均GDP与环境质量指数之间的因果性。

其基本原理是：响应变量的变化量是自身滞后期的变化量、其他输入变量的变化量以及误差修正项的函数。考虑两个经济变量（xt，yt）的包含滞后差分项和误差修正项的VECM。模型表示如下：

式中：y为某种污染物的排放总量，为差分算子，εt为随机误差项，ECTsub>t-1为误差修正项。基于上述模型的因果性检验的步骤为：

Step 1：对误差修正项系数θ进行t检验；在给定的显著性水平α下，如果不显著，那么说明人均GDP与本类污染物的排放总量之间并不存在长期因果关系。

Step 2：对输入变量的系数β1和β2进行Wald卡方（x2）检验；在给定的显著性水平α下，如果不显著，那么说明人均GDP和本类污染物的排放总量之间并不存在短期因果性。

鉴于VECM要求多个经济变量之间存在长期协整关系，而长期协整关系存在的条件为经济变量的数据序列具有相等的平稳阶数，因此应当首先利用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法对各变量进行平稳性检验；然后采用Johansen协整检验方法对响应变量与各输入变量分别进行协整检验；最后依照SIC和SC准则，确定所构建模型的最优延迟阶数。

（二）层次分析法

在AHP中，为了使决策判断定量化，常常根据一定的比率标度将判断定量化。一种常用的1～9标度方法表示。依据矩阵理论：设λ1，λ2，…，λn是矩阵A=（aij）n×n的特征值，当A具有完全一致性时，λ1=λmax=n，其余特征值均为零；当A不具有完全一致性时，

λ1=λmax >n，其余特征值有如下关系：∑ni=1λi=n-λmax。在AHP中，引入一致性指标CI来作为测度判断矩阵偏离一致性的指标，其表达公式为：CI=λmax - n/n-1。衡量不同阶判断矩阵是否具有满意的一致性，须引入判断矩阵的平均随机一致性指标RI值。当阶数大于2时，判断矩阵的一致性指标CI与同阶平均随机一致性指标RI之比称为随机一致性比率，记为CR。当CR=CI/RI

（三）EKC假设

EKC假设经济发展对环境质量单向影响，而环境质量对经济发展双向影响。通常情况下，EKC在实证研究中存在二次型、三次型和对数行等多种模型。考虑简化模型：

三、区域经济发展与环境质量动态关系的模型研究

（一）区域环境质量综合指数的确定

真实的经济发展状况与环境质量现状需要用“好”的评价指标来表征，因此评价指标体系的建立是构建经济发展与环境质量动态关系计量模型的关键。参考相关文献，结合具体实践，本文选取人均实际国内生产总值（Gross DomesticProduct，GDP）作为衡量经济发展水平的指标。环境质量指的是在一定的范围和时间内，环境的总体或某些要素对人类的生存、生活和发展的适宜程度，一般包括大气、水质和噪声方面的环境质量。因此对于环境质量的衡量，可以采用污染集中度或者排放量、资源开采量等因素。本研究选取单位GDP污染物排放量作为衡量环境质量的指标，具体包括单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP工业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量等。

为确定区域环境质量综合指数，本文采用AHP方法确定各污染物排放量的权重。首先根据各污染物排放总量对区域经济发展的影响程度的不同构造判断矩阵；然后，利用MATLAB数据软件对判断矩阵进行特征值求解和处理，得到各自权重；最后，对判断矩阵进行一致性检验，必须满足完全一致性才能进行后续操作。到此，得到区域环境质量综合指数的测算公式如下所示：

（二）区域经济发展一环境质量动态关系模拟

结合上述前期工作，基于人均GDP与各污染物排放总量的数据，以前者为响应变量，以后者为输入变量，绘制散点图，运用不同函数模拟人均GDP和环境质量综合指数的数量关系。鉴于上述，区域经济发展对区域生态环境质量影响模型的构建过程如图-1所示：

四、实证结果与分析

（一）数据的来源与处理

历年的GDP总量与GDP指数均来源于对应年份的相应省份的《统计年鉴》。但是，由于部分统计年鉴并未公布全部相关数据，导致部分数据出现缺省，本文采取应对之策是利用非缺省数据的年均增长率作为缺省数据的估计值。同时为处理的方便，对原始数据进行标准化处理，计算公式为：

其中：i为年份；j为某类污染物；yij为无量纲化后的赋值，xij为原始数值，max{xij}和min{xij}分别为污染物j排放总量的最大值和最小值。

（二）计量模型的构建与分析

基于近年来西南五省（区、市）相关数据和上述模型构建流程，平稳性检验结果表明：在给定的显著性水平α=0.05下，该区域的人均实际GDP、单位GDP32业废水排放总量、单位GDP32业废气排放总量、单位GDP32业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量等7个时间序列均为一阶单整序列；协整检验结果显示：在给定的显著性水平α=0.05下，各变量之间均存在一个协整方程，即人均实际GDP和单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP工业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量之间均存在长期协整关系；按照SIC和SC准则，最终确定向量误差修正（Vector Error Correction，VEC）方程的最优延迟阶数为1。至此，进行每个变量之间的长短期因果性检验，其具体结果如表-2所示。由表-2可知，在给定的显著性水平α=0.05下，t检验结果显著，说明各种工业污染物的排放会对上期长期趋势的偏离产生反应，即人均实际GDP是造成污染物排放变化的长期原因；在给定的显著性水平α=0.1下，x2检验结果显著，说明各种工业污染物的排放会对上期短期趋势的偏离产生反应，即人均实际GDP是造成污染物排放变化的短期原因。

结合MATLAB软件，得到各指标权重分别为0.277、0.249、0.166、0.1、0.125和0.083；同时判断矩阵最大特征值为6，CI=CR=O，通过了完全一致性检验。

基于上述指标权重和公式（3），构建环境质量综合指标。在此基础上，经多次模拟试验证实：运用Quadratic函数对人均实际GDP和环境质量综合指标之间的动态关系进行模拟的效果更佳。最后，为更加相近地剖析西南五省市自治区的经济发展与环境质量之间的演变规律，经多次试验观察，分别以Inverse、Cubic、Power等函数形式拟合单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP

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0 引言

所谓的煤炭资源型城市，指的是因煤炭资源的开采和其他与之相关产业而聚集而成的城市。无论是在产业结构还是在人文素质方面，煤炭资源型城市都与一般的工业城市不同，所以在城市经济与社会文化知识方面，可持续发展战略显得尤为重要。

1 煤炭资源型城市制定动态发展战略的意义

内涵式产业链延伸、外延式产业链延伸和复合模式等发展战略是以往文献中研究煤炭资源型城市所得出的传统结论；当然转型模式也曾经有学者提出过，其从优化产业结构、节能降耗和资源转型等方向来探讨煤炭资源型城市的可持续发展。但是笔者认为煤炭资源型城市的阶段性发展都没有在以上文献中出现，只是一味的考虑被动的选择战略，鉴于此本文以生命周期理论为基础，划分了幼年期、成长期、成熟期和衰退期等四个时期的煤炭资源型城市，进而制定了相应的发展战略，而且同时充分考虑了社会文化状况、经济状况、产业结构和区位优势等对煤炭资源型城市发展战略的影响，除此之外还对相关的支持性政策进行了制定。

2 煤炭资源型城市战略选择的生命进程图

如图1所示，为煤炭资源型城市战略选择的生命进程图，并明晰了其可持续发展的四项原则，即遵循协调性、发挥比较优势、尽早转型和战略动态演进。从创新角度来看，煤炭战略选择生命进程图比现有的静态战略制定具有下面几个优势：

（1）从目标定位和可行性发展路径两方面对煤炭资源型城市的可持续发展进行了指导。

（2）在进行战略评价的过程中参考了多种属性，并在流程图思想的基础上对战略定位进行了区分。

（3）从发展目标和关键战略路径角度来选择煤炭资源型城市的发展战略和支持性政策。

（4）以生命周期理论为基础来分析煤炭资源型城市类型，并从全生命周期的角度来研究和选择煤炭资源型城市的发展战略路径。

（5）从创新的角度结合发展目标、路径和政策导向来制定煤炭资源型城市的发展战略。

3 动态战略体系的构成

无为战略：与兴建煤炭资源型城市不同，其目标是建立可移动城镇或者远距离通勤，这种战略就是所谓的无为战略。在开采煤炭资源的初期适合采用无需太大投资成本与有利于保护生态环境的无为战略，但是这需要通过综合分析和比较煤炭资源开采和运输等多种因素来决定。

绿色战略：我国目前的国情是面临着经济发展与环境保护和资源供需矛盾等两大难题，基于这个前提延伸出了绿色的发展道路，即绿色战略，该战略实施的煤炭资源型城市应该处于幼年期。因为只有将经济发展、资源和环境这三者的关系处理好了才能让我国的经济发展增长保持稳定，进而保证国家的长远发展。

延伸战略：延伸战略所适用的煤炭资源型城市在生命周期中属于成长期，在这个阶段，煤炭的开采已经具有了一定的规模，这种战略就是以此为前提延展煤炭产业链，通过深加工技术、产业结构的优化和深化、升级价值链等方式来对煤炭下游产业进行构建。在最早进行转型的时期，延伸战略应该对煤炭产业的前后关联进行充分的分析和研究，通过洁净煤技术来转化煤炭，其途径主要有煤炭向发电转化、，煤炭向高耗能产业转化和煤炭向煤化工转化。同时还要综合分析来培育煤炭的替代产业来对煤炭产业在城市中的竞争力进行强化，不仅优化了经济系统，还优化了社会子系统和城市人口素质，当然这还需要政府出台相应的政策和措施进行支持，比如说在煤炭资源型城市中的煤炭开采权方面出台相应的机制来实现市场化出让，分离开主要的国有煤炭企业和次要的企业。我们都知道现在的煤炭产业，在资源配置、企业管理等方面存在较多的问题和不足，而且企业仍未感觉到市场的竞争压力还在进行着内部保护，为了能够从商业和就行机会的强化方面改观城市现状，就必须从产业转型的角度来延伸煤炭产业链和企业的配套业务。

自力更生转移战略：该战略是通过构建全新的产业群来代替煤炭产业，当然这需要前期煤炭产业给与大量的资金、技术和人才的支持，甚至需要外部力量给与各方面的支撑来保证新型产业群有能力来转移原有煤炭产业的开发人员，煤炭产业的转型是自力更生转移战略的发展目标，它是为了能够强化煤炭资源型城市的产业链和价值链，保证城市的长远发展。其主要有新建、收购、兼并、参股和入股等进入新兴产业的几种发展途径。而对于新兴产业的选择，其主要集中在农业、林业、牧业、副业、渔业等第一产业和高科技、旅游业等第三产业。除此之外，政府应该在建设基础设施、发展城市文化科技事业和财政方面给与政策方面的支持。

多元复合战略：延伸战略结合自力更生转移战略进行综合发展的战略就是多元复合战略，构建综合性城市是该战略的发展目标。单一的产业策略是不是适合这样的城市发展的，我们首先需要做的就是延伸煤炭产业链，以此为基础来构建第三产业等新兴产业群，进而降低城市对于煤炭产业的依赖性，通过具有质量的城市化手段来优化产业结构。对城市所处区域进行详尽的分析和研究，充分的了解城市中具备怎样的工业加工和服务条件，进而选择恰当的产业途径来实现城市产业的多元化，将城市经济发展水平和综合实力提升一个层次，以更好的实现城市的可持续发展。

自由特区战略：在两种情况下可以选择自由特区战略，其中一种是煤炭资源型城市在生命周期中属于成熟期，但是在区位和人口方面都不具有优势，在产业结构中不具备转型条件，而且缺少高水平的经济子系统，第二种就是煤炭资源型城市在生命周期中属于衰退期，且缺少高水平经济子系统和人口基数较小。无论是个人投资还是公共投资在这样的城市中都难以实行，所以在城市化的快速推行过程中所需的大量资金都要来自于政府，可以说小城镇的发展模式比较适合，而在产业方面，劳动力密集型产业对于成本最为敏感，且能够解决众多人口的就业问题，比较适合该类城市。除此之外，政府还要出台相应的政策来给与支持，比如说对社会保障制度进行完善，提供资金来培训失业人员；构建保证金制度来完成矿区的关闭；通过税收、财政和行业标准等方面的优惠政策来进行引资；通过相关措施来增加土地的复垦量。

政府补贴战略：在两种情况下可以选择政府补贴战略，其中一种是煤炭资源型城市在生命周期中属于成熟期，只是在区位和人口方面具有一定的优势，但是在产业结构中不具备转型条件；第二种就是煤炭资源型城市在生命周期中属于衰退期，在公共投资、个人投资和产业投资等方面具有一定的能力，且人口基础较大。

根据不同的状况，自力更生转移战略或者复合战略经过调整和转变即可成为扩张战略或者维持战略。

4 结论

笔者在文章中通过全生命周期进程图阐述了煤炭资源型城市的动态发展战略，分析和研究了城市发展战略应该根据煤炭资源型城市所处区域和所具有的资源禀赋进行制定。同时分战略发展目标和政府的支持性政策两方面进行了战略选择的解析。但是，在煤炭资源型城市全生命周期战略进程图中有三个属性没有明确的区分，这是不完美的地方，还有就是需要其他学者根据此体系来制定出相关的评价指标体系和确定权重的方法。

[参考文献]

[1]田宝柱； 李琳；矿区建设中环境污染的现状以及预防措施[J].煤炭技术2012.07：77-79

[2]蔡昌辉；关于建设工程造价指数及应用[J].煤炭技术2012.07：21-22