工业经济增长范文
发布时间：2023-09-28 08:53:58
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篇1
为了考察南通工业经济增长与劳动、资本、能源消费、科技进步四影响因素之间协整关系，本文首先择取自1978～2009年间的南通地区工业生产总值及其指数、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）；其次将南通地区工业生产总值、全社会固定资产投资完成额按1978年不变价格进行调整；最后对各变量取自然对数，从而完成对各数据的预处理工作。
一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。如前所述，各经济变量数据在经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数。南通地区工业生产总值、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数之对数值分别记为lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。ADF检验滞后期选取原则是采用降阶搜索法，在保证残差不相关前提下，采用AIC与SC准则，两者最小时的滞后长度为滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果（见表1）。
通过检验可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj间可能存在协整关系。
二、协整分析及检验
（一）协整检验
协整分析是用于非平稳时间序列变量组成的关系中长期均衡参数估计的技术。目前最常用的协整分析方法是Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juseliu（sJJ）的极大似然法。一般地，对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。因使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，故采用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，经采用降阶搜索法依次验证，发现当P=1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果（见表2）。
由（表2所示）检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，系统迟早能将新息变化带来的冲击加以吸收，使系统维持在一个均衡的状态下运行，协整方程为：ln=0.284390lnlab+0.0337830lncap0.067468lnkj0.099368lnny+9.889550由协整方程可以看出，投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能是与当前此三因素对南通工业经济增长影响力弱有关。
（二）VAR模型估计
根据上面的分析，VAR模型的最优滞后阶数为1，在滞后1阶的情况下，对VAR（1）模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR（1）模型的结构是稳定的。VAR（1）模型估计结果（如表3所示）。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，这足以说明5个回归函数的拟合程度很好。
（三）向量误差修正模型（VECM）
Grange（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。
只在一组变量之间存在协整关系，一定具有误差修正模型的表达式存在，即可以建立误差修正模型。建立在协整理论上的VEC模型既能反映不同经济序列间长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型，（如表4所示），VEM模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngy为因变量时，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy为因变量的误差修正模型表达式还反映：lnlab的短期变动对lngy存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而lnkj的的短期变动对lngy存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；lncap的短期变动对lngy无影响。
（四）方差分解
方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，（如表5所示）显示的是南通工业产值（lngy）的方差分解情况，可以看出能源消费（lnny）和科技投入（lnkj）对南通工业产值（lngy）的影响一直较弱。劳动力（lnlab）和资本投资额（lncap）则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值（lngy）最主要的两个因素，其中资本投资额（lncap）影响最大。
（五）脉冲响应函数
脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应。具体地，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，本文采用累积脉冲响应形式。从图1来看，劳动力（lnlab）的一个标准差的正向冲击对南通工业产值（lngy）有正向影响，即会导致南通工业产值逐渐增加，最后在第9期以后稳定在0.18左右。这说明劳动力（lnlab）对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资额（ncap）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）亦有正向影响，但较劳动力（lnlab）的影响更大，其导致南通工业产值在第4期前增长迅速，然后增长趋缓，至第8期后稳定于0.30附近。这亦反映出资本投资额（ncap）对南通工业产值有长期的正效应；当科技投入（lnkj）出现一个标准差的正向冲击时，它在1～3期内对南通工业产值（lngy）的影响经历了先负后正的过程，第4期到达峰值00.004附近，然后缓慢趋于0值，但这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）有负向影响。其导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可看出上述四因素中，劳动力（lnlab）和资本投资额（ncap）对南通工业产值（lngy）的影响较大；科技投入（lnkj）和能源消费（lnny）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。
三、格兰杰因果关系检验
由协整检验结果可知，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，有待进一步验证。此处分别对序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列进行了格兰杰因果检验，选取滞后1~6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理（如表6所示)。水平上，lncap是lngy的格兰杰原因。也就是说，短期内资本投资对南通工业产值有促进作用。（2）当滞后期为3、4阶时，在10%的显著水平上，lngy是lnkj的格兰杰原因。
也就是说，在中期内，南通工业产值增长对科技投入的提高有促进作用。（3）当滞后期为3阶时，在5%的显著水平上，lngy是lnlab的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对劳动力投入的提高有促进作用。（4）当滞后期为1、6阶时，lnny是lnlap的格兰杰原因。也就是说，在短期及长期内，南通能源消费的提高对南通地区劳动力增长有促进作用。（5）当滞后期为2、3阶时，lnkj是lnny的格兰杰原因。也就是说，在短中期内，科技投入的增加对南通能源消费的提高有促进作用。（6）当滞后期为1～6阶时，lngy不是lnny的格兰杰原因，lnny也不是lngy的格兰杰原因。也就是说，南通工业产值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通工业产值的促进作用也不明显。
四、结论与研究启示
（1）南通工业经济增长与劳动力投入、资本投资、能源消费及科技投入之间存在长期的均衡关系。其中资本投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，也就是说，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能需要进一步的研究与探寻。
篇2
工业经济与环境既相互制约又相辅相成，工业经济的增长离不开自然环境，因为工业经济的快速增长都是在一定的自然和社会环境的基础之上进行，因此工业经济的增长既受到周围环境条件的约束，同时工业生产又会给周围环境带来很大的污染。自从改革开放以来，我国的工业经济有了很大的增长，但是工业生产却造成了不同程度的环境污染，给我们的经济发展和社会生活带来了很大的影响，如何协调环境与工业经济的发展成为当今关注的焦点。因此在我国环境友好型社会建设不断深入的背景下，进一步加强我国工业经济增长与环境污染之间的关系的深入细致研究，能够有效制定出协调工业经济增长与环境的措施，这样可以在很大程度上保证我国工业经济增长速度的同时，还能有效避免和减少环境污染。
一、工业经济增长与环境污染之间的关系
（一）工业经济增长对环境的影响
在我国经济增长中工业的贡献率较高，但是工业本身都是以高耗能、高污染的粗放型行业为主， 存在资源利用率低、污染排放强度高等突出特点，导致资源浪费和环境承载能力降低等严重破坏生态平衡的后果。例如工业生产中产生的工业废水、二氧化硫、烟尘、废弃物都是环境污染的主要污染物，对我国环境产生了较大的影响，工业生产中排放大量未经处理的水、气、渣等有害废物，会严重地破坏农业的生态平衡和自然资源对农业生产的发展造成极大的危害。并且随着我国工业经济增长速度的不断加快，我国环境污染增长更快，但是相应的治理环境污染的投资太低，且效率不高，这就造成了环境污染不断累积。
（二）环境对工业经济增长的影响
环境虽然能够在一定程度上接受、消纳、分解工业生产中产生的污染，但是如果超过最大容量时， 就会导致污染的累积，导致生态系统的崩溃，影响到工业经济的增长。例如环境中的自然资源是作为生产必不可少的要素直接进入工业生产过程，但是随着环境污染程度的不断加深，环境中的自然资源遭到了很大的破坏，进而在很大程度上影响了工业生产活动。工业“三废”对工业生产本身的危害也很严重，有毒的污染物质会腐蚀管道，损坏设备，影响厂房等的使用寿命，增大了工业生产的成本。除此之外，随着环境污染的不断加深，国家会进一步加大对环境的管制，这样就会对工业结构进行调整，但在工业结构调整期，会因为淘汰企业的关闭而短期内降低整个工业经济的增长率或引起工业产品供求的急剧缩减，而生产性质受固定要素的投入的限制，无法在短期内增加产品的供应，影响市场供求的波动，造成工业经济短期的负面影响。
二、工业经济增长与环境协调发展的建议
环境是人类赖以生存的基础，因此工业生产活动必须要在保护环境的基础之上开展，只有这样才能实现工业经济与环境的协调发展。
（一）发挥市场作用，健全法规体系
健全法规体系是防止环境污染的有效手段之一，因此在工业经济快速增长的过程中，有关部门必须要制定健全的环境保护法规体系，对工业企业的生产活动作出严格的监督，有效提高其环境保护意识。同时有关部门还应该开征新税、调节税率、加征环境保护税，尽可能的提高工业企业排污成本大于其收益，这样可以有效防止工业企业随意的排放工业生产废物，进而有效提升环境保护的成效。
（二）积极推进工业生产结构的绿色化进程
在工业生产中会必不可免的产生工业废物，因此有关部门必须要积极推进工业生产结构的绿色化进程，推动不同行业合理延长产业链，加强对废物的循环利用。例如在冶金、电力、煤炭、建材等固体废弃物排放量较大的工业行业，鼓励利用废渣生产新型建材产品、铺路和回填等。而在造纸、酿造、印染、制革等废水排放量较大的工业行业，必须要加强废水深度处理，提高水循环利用率。与此同时，我国工业行业还应该优化升级产业结构，走新型工业化道路，通过技术创新和技术改造增加企业产品附加值和减少环境成本的支出，提高资源使用效率和环境效率，在促进经济增长的同时减少污染物的排放从而实现经济与环境的双赢的目标。
三、结束语
环境是居民生存的基础，不能为了过分追求工业经济的增长而破坏我国生活的环境，因此在我国环境友好型社会建设不断深入的背景下，有关部门必须要协调好工业经济增长与环境之间的关系，尽可能的制定出保持工业经济与环境协调发展的政策，只有这样才能保证我国工业经济增长的同时，还能保护周围的环境，进而实现构建环境友好型社会的目标。
参考文献
篇3
(二)我国经济增长的发展形势。改革开放以来,国家开始逐渐强调协调发展轻工业与重工业,以出口工业带动国内经济发展,同时以进口替代政策,实施优先发展经济工业的策略。通过这些政策的实施,我国经济发展稳步上升,发展工业所带来的经济利益占有比重越来越大,特别是第三产业的发展在国家经济发展中占有的比重越来越高。另外国家加强了基础工业的投资力度,引进外资和控制物品价格来促进工业产业化的不断发展。
二、工业能源消费和工业经济增长的关系
由以上内容和数据显示,我国工业能源消费与工业经济增长有着密切的联系。工业能源消费形式、耗源类型和能耗比重都与工业经济持续增长有着直接或间接的关系。二十一世纪,现代化的工业要求运用科技提高工业经济产能,建立自动化的高效生产和提高资源的利用率来全面提升工业经济增长速度,避免工业生产对能源的过分依赖。十以来,国家一直在对经济发展和产业结构进行改革和调整,目的是有效协调经济发展和资源利用的可持续发展,全面的实现国家经济增长的二次飞跃。工业能源消费和工业经济增长的辩证关系如下,。
(一)工业能源的消费促进工业经济增长;工业能源是工业经济增长的关键,能源是经济发展的动力,能源能够为工业生产提供电能、工业原料和能源产品。能源科技是现代工业经济增长的创新力量,以科技创新带动经济增长是新世纪经济发展的主体,是摆脱过分依赖能源消耗换取工业经济增长的有效途径。能源的科技创新推动新型工业迅速发展,为工业经济持续发展提供条件。
(二)工业经济增长增加能源消耗需求;传统意义上,工业经济的增长一定会刺激对工业能源的消耗,例如蒸汽机的广泛应用促进了交通运输业飞速发展,从而对煤炭和石油的消耗越来越大。新形势下,工业科技和工业技术创新为新能源的利用和开发提供了技术优势,能够促进工业经济增长由单一能源消耗到多次能源消费转型,促进工业经济增长和工业能源消费的持续稳步发展。
篇4
一、加强工业经济运行监测和服务。市经委和相关部门要加强工业经济运行监测，对所有规模以上工业企业的增减因素和项目建设情况要进行逐一调查分析，建立台账。切实做好经济形势预测预警工作，加强信息，为企业提供决策咨询服务。进一步改善安商服务，要从服务企业外部环境拓展到为服务企业内部管理，帮助企业开展税务、财会、金融、经济法规等知识培训辅导，帮助建立现代企业制度。确定30家重点企业，由市领导和专班进行跟踪协调服务。引导中介服务机构进入行政服务中心集中办公，完善“一条龙”服务机制。
二、加大重大项目和新项目规划建设力度。根据国家产业政策，积极帮助企业向上争取项目和资金，市发改委、市经委、市科技局要指导企业进行项目策划和制作。积极围绕国家和省级重大科技专项、中小企业创新基金、重大新产品开发、创新能力建设、重大装备升级改造、企业融资担保补贴、企业技改贴息、产学研合作等项目进行申报，通过新增一批重大产业项目，加快企业技术改造、创新和产业产品结构优化升级。
支持企业新上项目和技改扩能。对企业竣工投产的新上项目和技改扩能项目，按设备固定资产实际到位额5‰的标准给予奖励。对企业成功引进战略投资伙伴且新增注册资本达3000万元以上的，市政府给予5万元的奖励。鼓励企业设立技术研发中心，加强研发体系建设，提高研发水平，开发一批具有自主知识产权、拥有核心竞争力的产品。企业申报国家级和省级技术研发中心并通过验收的，由市财政分别给予20万元、10万元的奖励。
三、加大财政扶持力度。市政府2009年多方筹措1亿元资金，设立专项扶助资金，支持工业企业发展。把国家、省扶持我市的县域经济发展专项资金、工业生产调度资金、技改贴息资金和市中小企业发展专项资金、产业集群发展专项资金、科技三项资金尽早投放企业，充分发挥资金的使用效益。
四、加大对工业企业的信贷投放。各金融机构要认真贯彻落实适度宽松的货币政策，建立健全金融机构货币政策执行效果综合评价制度，切实加大对工业企业的信贷支持力度，不断创新信贷融资品种，拓宽融资渠道，认真落实银企对接长效活动机制，2009年要为工业企业贷款12亿元以上。各金融机构要按企业扩规和生产经营的实际需要及时放贷，其中在第一、二季度按企业实际需求贷款额至少发放80%以上。在2009年财政预算中设立金融机构工业信贷奖励专项资金，对金融机构新增工业贷款按年度进行考核奖励。金融机构新增工业企业项目贷款另按实际额度的2-5‰给予奖励。积极组建中小企业贷款公司，拓宽民间融资渠道，为企业提供短期贷款服务。
五、积极为中小企业提供融资担保。市财政筹措3000万元专项资金注入兴天担保公司，积极引导社会资本入股兴天担保公司，将兴天担保公司的资本金增加到1-1.2亿元，使其融资担保能力达到5-6亿元。支持兴天担保公司加强与农发行、信用社及其他商业银行的合作，逐步建立利率、收益风险共担机制。兴天担保公司要积极为中小企业提供融资理财、管理咨询和融资担保服务，切实解决中小企业融资难的问题。
六、严格执行扶持企业发展的税收征管政策。严格兑现政府承诺，对享受税款先征后返优惠政策的企业，财政部门要按期足额返还应返税款。认真做好国家出口退税政策调整工作，积极争取退税指标，简化程序，加快工业企业退税办理进度。认真贯彻落实国家增值税转型政策。对投资强度大、贡献大的企业在土地使用税征收上给予一定的优惠奖励。企业符合法定减免、缓征条件的，积极向省主管部门申报、争取。
七、强化危困企业职工的社会劳动保障服务。落实300万元以上再就业资金，用于对企业员工进行技能培训。建立企业间劳动力短期流动和转移机制，千方百计为困难企业的困难职工提供救助，确保不出现大面积下岗失业。
八、切实减轻企业负担。各地、各部门要牢固树立“产业第一，企业至上”的观念和过紧日子的思想，同企业一道共度难关。将以往实行“一卡制收费”和核准制管理的企业范围由重点企业延伸到规模以上工业企业，并严格执行各项费收政策，该降低的一律降低，该取消的一律取消。市财政、国税、地税、劳动保障等部门要制定高效快捷的操作办法，尽快落实国家、省扶持企业发展的各项财税和劳动保障政策。
篇5
一、问题的提出
中国是个发展中国家。我国的经济增长依靠能源的消费，而我国的石油、天然气资源不是十分的充足，根据有关资料显示：中国人均能源资源占有量远比世界平均水平值要低。我国人均石油、天然气可采储备量分别为世界水平值得10%和5%。从环境污染角度看，我国在节能减排工作上面面临着新的问题挑战。资源和能源消耗大，利用率低导致我国环境污染严重已成为不争的事实。
那么能源消费与工业经济增长在数值上有什么关系?本文收集了1980年至2007年的时间数据，并加以实证分析。
二、模型设定
我们所用的数据均来源于《中国统计年鉴》 所设模型的样本容量为27个。分别以能源消费总量(Y)作为因变量，能源生产总量(X1)、全国生活能源消费总量(X2)、城镇居民人均可支配收入(X3)和工业能源消费总量(X4)为因变量。在EVIEWS软件中输入数据，观察散点图发现存在较强的线性关系，故此选择建立线性模型。计量模型可以设定为
三、模型检验
假设模型中随机扰动项u满足古典假定，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济学软件Eviews得结果：
t= (-0.708675) (5.163553) (0.516422) (3.689293) (6.063122)
=0.999297 =0.999175 F=8176.418 DW=1.376476
1、经济意义检验
由回归估计结果可以看出，能源生产总量、全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量四个解释变量前的系数为正值，即与能源消费总量呈线性正相关，与现实经济意义理论相符。
2、统计推断检验
从估计的结果可以看出，可决系数R2=0.999297，F=8176.418，认为模型的拟合程度可以接受。系数显著性检验：给定 α=0.05，查t分布表，在自由度为n-4=23时的临界值2.069，、、的t值大于临界值，拒绝原假设，接受备择假设，表明能源生产总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量对能源消费总量有显著性影响;仅有的t值小于临界值2.069，所以接受原假设，表明全国生活能源消费总量对能源消费总量影响不显著。
3、计量经济学检验
(1)多重共线性检验
①对各解释变量进行多重共线性检验
由上表可看出，模型整体上线性回归拟合较好，R2 与F值较显著，而解释变量的t检验不显著，则说明该模型可能存在多重共线性。利用EVIEWS软件得到各变量间相关系数矩阵表可以看出各解释变量之间的相关系数较高，所以解释变量之间存在多重共线性。
②修正多重共线性
1、用EVIEWS分别对Y与各解释变量、、、做最小二乘回归最后发现的方程最大，所以以为基础，顺次加入其他变量逐步回归。
经比较，新加入x4的方程=0.998541，改进最大，而且各参数的t检验显著，但是x2的符号不合理，选择保留x4，再加入其他新变量逐步回归。
在X1、X4的基础上加入X2后的方程明显增大，但是X2的t检验不通过，因其为负值不合理。加入X3后不但方程的明显增大，而且t检验值也通过，所以选择保留X3，继续回归。
加入后，不仅下降，而且参数的t检验不显著。这说明引起多重共线性，所以应予剔除。
最后得出的回归模型是：
(2) 异方差检验
采用White检验n=9.5955小于在显著性为0.05水平下的卡方检验值16.9190，所以不存在异方差。
(3) 自相关检验
采用DW检验，由上分析可得DW=1.371751;给定显著性水平α=0.05，n=28，K=3时，查Durbin—Watson表得下限临界值=1.181，上限临界值=1.650，可知
四、自相关修正
采用科克伦—奥克特引入一阶自相关系数AR(1) 得出的结果中可决系数R2的值为0.999368.非常接近于1，模型拟合度非常高。在1%的显著水平条件下，参数显著不为零，模型整体性良好。 AR(1)对应的Prob值为0.0067，在1%的显著水平下显著。D.W.对应的值为1.85，查解释变量为4且自由度为27的D.W.分布表，上下限分别为1.16，1.65.由于1.65<1.85<2.35，所以模型不再存在一阶自相关。
最终回归模型为：
t = (-0.699866) (7.276451) (4.647176) (6.135601)
=0.999368 F=8695.975 DW=1.850801
五、结论分析
1、 在自相关的修正过程中，我们可以发现，全国生活能源消费总量、城镇居民人均可支配收入、工业能源消费总量等经济数据都具有时间上的惯性;另外一方面，城镇人均可支配收入具有经济活动的滞后性，城镇居民人均可支配收入的增加，不会使居民能源消费的水平当期就达到应有的水平，而是要经过若干期才能达到。因为人的消费观念的改变存在一定的适应期。
2、 虽然能源价格、能源消费结构和环境政策等因素未能在模型中得到量化和反映，但不是说这些因素对能源需求的影响并不重要。事实上，这些因素越是得不到量化和反映，越是暴露了当前我国在这些方面的不足和缺陷，更应该重视和解决。
六、政策建议
1、充分发挥市场机制的作用，促进我国能源消费向高效、清洁的方向发展。在工业方面，有重点地调整产业结构，确保经济与能源消费的协调。
2、优化和改善能源消费结构，大力发展清洁能源的使用，加强科学技术在此类能源上的创新性。我国具有丰富的水能、风能、太阳能等可再生资源，从长远来看，我国应在中长期战略上做好大力发展可再生能源的部署。
篇6
中图分类号：F427 文献标识码：B
技术的发展是以客观的经济需要为前提，以必要的经济实力为基础，技术是经济发展的手段。关于技术进步与经济增长关系的研究始自罗伯特·索洛（ Robert·Solow），1987年索洛第一次将技术进步因素纳入经济增长模型，认为将人均产出增长扣除资本集约增长后的余值为技术进步的结果。随后大量的经济学家进一步研究经济增长与技术进步的关系，包括明确技术进步的内涵，定量分析技术进步对经济增长的贡献作用，以及测算方法的研究。国内学者针对中国统计数据的特点，探究各类测算方法的适应性并做出适当的调整，测算并分析了包括工业、农业等各产业，以及各区域技术进步对经济增长的贡献，其中关于经济增长对于技术进步的作用，经济增长与技术进步相关性的研究更多的是进行定性分析。本文以北京工业为例，从测算技术进步对经济增长的贡献率入手，将经济增长与技术进步的相关性进行量化，为研究技术进步与经济增长协调发展制定政策提供可参考的依据。
一、北京工业经济增长现状分析
1.经济总量及增长速度。近几年数据显示北京经济运行继续保持平稳较快发展，GDP总量不断扩大，增长速度基本保持两位数的增长。在“十一五”前4年，北京市地区生产总值年均增长11.7%，已超出“十一五”计划目标3.7个百分点，略低于“十五”时期0.4个百分点。由表1可以看出工业对北京市的经济起一定的作用，工业在GDP的构成约为20%，对经济增长有一定的拉动作用，对经济增长是有一定贡献的。
2.工业经济效益。在“十一五”的前4年，尽管随着全市产业结构的调整和优化，工业在三次产业结构中的比重降至1/4，但工业直接或间接创造的增加值仍然巨大，工业的发展速度影响着整体经济的发展速度。工业增加值由2006年的1 740.8亿元增加到2009年的2 282.2亿元，增加值率保持在20%以上的增速。工业经济效益保持较高水平，2009年全市工业企业经济效益综合指数达到210.87%，比2005年提高39.85个百分点；实现利润总额531.2亿元，比2005年提高117.65亿元，比2005年增长28.5%。表2为北京工业相关经济指标。
3.北京工业经济增长存在的问题分析。针对北京工业增长的现状，学者连玉明和武建忠[1]指出了北京市工业经济增长存在的问题。
二、北京市工业企业技术进步现状分析
据北京科学技术委员会的分析报告[2]，北京工业企业，特别是大中型工业企业是国民经济的主要支柱，也是科学技术转化生产力的主要执行部门。也就是在北京统计年鉴缺失对工业整体科技水平统计的情况下，北京大中型企业可以反映北京工业科技技术进步水平。
1.科技投入总量及增长情况。如表3所示，2006-2008年北京科技活动经费总量相对稳定，保持较高水平；2007年有所下降，但是从2006年的1 147 736万元增长到2008年的1 470 411万元，增幅为28.11%，说明其总的趋势呈现平稳增长。但是，从其相对指标来看，北京市科技活动经费占地区生产总值的比重较小，其科技投入的强度还应加大。科技人员的人均科技活动经费保持在20万元以上，较为稳定。
R&D活动费为基础研究、应用研究和试验发展活动，R&D投入有利于北京创造与创新能力的增强，是科技投入的重要组成部分。从表4看，北京R&D经费的支出量呈逐年增长的趋势，由2006年的588 451万元增长到2008年的709 677万元。从数据上看，“十一五”计划的第一年（即2006年）北京加大了R&D经费的投入，之后北京市R&D经费支出一直保持高水平，占地区工业生产总值的比重保持在3%左右。对比2%是“创新驱动”标志的国际惯例，可以说北京R&D投入的强度还是很大，反映了北京科技水平应该算比较高的。R&D人员的人均经费保持在20万元左右，较为稳定。
2.科技投入的来源。虽然科技经费投入包括科技活动经费投入，财政科技投入，R&D经费投入，大中型企业等的投入，但它们的来源大体上主要有政府、企业、金融机构贷款等几种情况，其中科技活动经费投入的来源渠道是比较全面的，以它为主要对象进行分析。从表5可以看出“十一五”前4年，企业的科技投入占主导地位，保持在90%以上，可以说北京技术开发经费筹集来源的主要渠道为企业自筹方式，企业的科技投入主体地位得到巩固。从来自政府的资金来看，政府的资金保持在3%左右，亦趋于稳定，政府的资金所占经费筹集总额的比例高于全国2%的比例。这说明，北京政府较为重视科技发展，重视科技投入的力度，表现了对工业发展的支持[3]。从来自金融机构的投入来看，目前北京市的金融机构投入主要表现为科技贷款，“十一五”前四年中，银行贷款占科技经费筹集总额的比重是很低的，2007年、2008年两年都没有超过1%，2006年也仅为5.72%。要注意的是，金融资金在科技创新中，主要完成科技成果转化为现实生产力的任务，是科技与经济结合的关键环节，应该对其有足够重视，加大投入力度[4]。
3.科技创新成果。 从技术创新成果来看，北京大中型工业企业2008年完成科技项目3 333项，新产品开发项目2 332项，R&D发展项目2 462项，专利申请4 622项，见表6。整体水平逐年增长，反映多数大中型工业企业都重视并着力进行技术开发项目的研发，肯定技术创新对企业发展的作用。
4.科技劳动力。截止到2008年，北京大中型工业企业年末从业人数达699 676人，其中科技活动人员达55 976人，在科技活动人员中，科学家和工程师的人数达到39 962人，见表7。从劳动力投入来看，北京大中型工业企业劳动力投入总量在2009年有微幅下降。但是从业人员素质稳步提升，从业人员中科技人员所占比重及科学家、工程师所占比重逐年增加，可以说北京工业的生产经营效率和效益正在改善，企业注重技术效率的劳动投入。
5.北京工业技术进步存在的问题分析。2009年，中国科学院创新发展研究中心的学者们曾对北京工业技术进步存在的问题进行了归纳[5]。
三、经济增长与技术进步相关性分析
1.测量模型的建立。测量地区或产业的技术进步与经济增长的关系需要解决两个关键问题，一是选择测量函数，二是基础数据的选择和处理。生产函数法将经济增长（产出）表达为资本投入、劳动投入和技术进步的函数，常用的是Cobb-Douglas生产函数法，中外学者常基于该生产函数法的改进来测量技术进步与经济增长的关系。余宏和钱士茹[6]（1997）根据弹性系数的特性分别定义弹性系数α和β为资本投入量K和劳动投入量L的函数，改进了传统的C-D生产函数中关于α+β=1的假设，使建立的模型能够较真实的反映经济发展的实际情况，本文选择了此改进的生产函数。
基础数据源于1997年至2010年的《北京统计年鉴》，其中产出采用增加值指标。劳动投入采用从业人员平均人数指标。资本投入采用了资本存量指标，资本存量的计算采用了永续盘存法，基年的资本存量采用推算的方法来估算，利用王玲[7]（2003年）在《中国工业行业资本存量的测度》一文中，对1998-2002年中国工业行业资本存量的测算结果，并假设北京工业企业的资本存量K占全国工业行业资本存量K的比例，与其GDP占全国GDP的比例相等，推算出1998年北京工业企业资本存量，再推导出1996年北京工业企业的资本存量。当年投资额采用两年间固定资产原值的差即本年新增固定资产的值，折旧经比较采用了宋海岩[1，8]在官方公布的名义折旧率3.6%的基础上加上经济增长率（北京市当年的GDP增长率）作为实际折旧率，并利用价格缩减指数，对所有的数据统一换算成以1996年不变价格为基准。
本文运用SPSS17.0软件进行多元线性回归分析，据此建立的测算北京工业经济增长的C-D生产函数模型如下：
Y=11.826K1.155L-3.724e0.122te0.00018K+0.029L（1）
2. 技术进步对经济增长的贡献率。由公式（1）可推导出产出和各要素投入的增长率，及各要素的贡献率的公式。计算结果如下：在增长率方面，1996-2009年期间，北京工业产出年均增长率在30.37%，同期资本投入增长率为8.28%；由于职工平均人数总体的下降趋势，劳动力投入增长率为-2.47%。从工业经济增长的因素来看，北京工业自1996年以来，年技术进步增长率为15.34%，技术进步对工业增长的贡献率为50.51%，资本投入的贡献率为27.26%，由于其总体的负增长，劳动力投入的贡献率为-8.13%，测算结果如表8所示。图1反映了1996-2009年北京工业各要素的贡献位次，及“九五”、“十五”、“十一五”前4年北京工业各要素的贡献位次，反映了近14年来北京市工业技术进步情况，对未来发展具有指导意义。
图2展现了北京工业技术进步贡献率的趋势，可以看出趋势图近似于以2002年为对称轴图形。从图2中可以看出2000-2004年间，北京工业技术进步贡献率有很大波动，在2001年达到顶峰，贡献率达到570.32%，在2003年又骤降到谷底，贡献率为负，跌至-630%。2000-2004年北京工业技术进步贡献率不稳定，经历了大起大落，呈近似为正弦曲线波动。剔除波动过大、起伏不稳的2000-2004年，单单看1997-1999年、2005-2009年的发展，不难发现这些年份的技术进步贡献率变化不大，相对较为稳定，一直保持在30%-40%的技术进步贡献率水平，期间有微幅下降，而后又恢复至30%-40%的水平。也就是说，若没有政策导向的指引、缺少刺激经济发展的契机，北京工业技术进步贡献率一般仅在30%-40%之间，与发达国家、发达地区50%-70%的水平还有一定的差距，与“十二五”规划中提出的55%的科技进步贡献率的目标也存在着差距。据此可以得出：若除去2000-2004年技术进步波动起伏不稳的年份，1996-2009年北京工业企业总体的技术进步水平趋于稳定，技术进步对经济增长的贡献波动在30%-40%之间。
3.经济增长与技术进步的相关性分析。实证分析的结果量化了北京工业技术进步对于经济增长的贡献率，而且能够揭示二者之间的相关性。图3显示了北京工业增加值增长率，和由公式（1）推导计算出的技术进步增长率自1996-2009年的变化趋势，显然步调一致的变化趋势又一次很好地证明了经济增长和技术进步具有强相关性。
就北京工业的实际情况而言，经济增长促进了技术进步。北京工业经济近14年的高速发展，制度上的创新是主要动因，其次是非国有经济的迅速成长带动了整个工业经济的增长，另外坚持对外开放的政策引入了大量外资。制度上的创新、民营经济的发展，以及外资的流入不仅带来了北京工业的经济增长，同时也为技术进步带来了提高的契机。伴随外资流入的新技术，管理理念的更新、更加灵活的市场机制，使得北京工业企业的整体技术水平、管理水平和经济效益不断提高，快速增长的经济总量也为技术进步提供了必要的资金保障，这从第2节中北京工业的科技经费和R&D经费投入总量、年增长率，和各自占工业增加值的比重均处于上升中可得到证实。所以，在工业经济高速增长的同时，技术进步率也大大提高，如在2005年高速经济增长使技术进步率达到20%以上，而技术进步率在此之前始终低于20%以下。
另外，经济增长也制约了技术进步的进一步提高。目前，很多专家学者指出北京工业经济增长存在的一大问题是经济总量增长趋缓。受此影响，高端产业首当其冲。目前高端产业发展尤为缓慢，其主要表现在规模以上工业的比重逐年下降。就2009年的数据来看，规模以上高技术制造业实现增加值367亿元，比上年同期下降2.6%，现代制造业实现增加值657亿元，增长4.4%，分别慢于规模以上工业平均增速8.3个和1.3个百分点。高技术产业和现代制造业分别占全市比重为21.2%和38%，分别比2008年下降2.6个和0.6个百分点[9]。这些数据反映了北京工业经济增长放缓影响到了工业高端产业和技术进步，反之亦然。
从投入角度来看，经济增长源于资本的投入、劳动的投入和技术进步。对北京工业而言，技术进步是经济增长的主要源泉，但贡献率未达到产业发展目标。北京工业的技术确实在不断提高，全市产业结构的调整和优化使得工业在三次产业结构的比重虽已降至1/4，但是工业直接或间接创造的增加值仍然巨大，技术进步在这中间必定发挥了巨大作用。由于中关村科技园区、上地信息产业基地的建设推动了工业技术的发展，高新材料的研制、日益完善的汽车工业等都使人们意识到技术进步的存在，感到技术进步强烈的外显性。
然而，技术进步的外显性并没有带来内生的经济增长，这说明北京工业企业技术进步存在问题，技术进步对工业经济增长促进作用没有得到充分发挥。据此推测，导致技术进步对经济增长的贡献不显著的因素可能是由于技术进步与经济增长之间缺少纽带，使得技术进步与经济增长脱节；或是技术进步脱离市场，不能带动经济增长。如果能找到技术进步与经济增长的对接点，则北京工业以后的技术进步贡献率会有显著的提升。熊彼特提出的技术创新或许能够提供这样的对接点，只有当技术进入生产领域、流通领域并能创造出价值时才能成为技术创新。所以，技术进步只有通过技术创新才能促进经济增长。
四、结论
基于北京工业经济增长和技术进步现状的分析，表明经济增长和技术进步二者在发展上具有相关性。北京工业经济的高速增长为技术进步提供了资金、制度和机制保障，但逐渐放缓的增长速度也限制了技术进步的提高速度。反之，技术进步是经济增长的主要因素，然而技术本身并不能促进经济增长，技术进步只有表现为技术创新才能转化为生产力，才能促进经济增长。
当前，加快建立以企业为创新主体的技术进步体系是解决问题的可行性措施。企业是市场的主体，以企业为技术进步及技术创新主体，避免使技术成为实验室的技术，而不能转化为产品，或者研制开发的产品脱离市场，从而使企业获得经济效益，达到促进产业经济增长的目标。企业作为创新主体具体表现为企业要成为投资主体、风险主体、决策主体，研发主体，以及收益主体，其中缺一不可。企业要成为创新主体，有三个关键问题要解决：一是企业愿意投入资金进行创新，二是企业能够承担创新的风险，三是企业要选择好创新的主体模式。第一个问题的解决要依靠政府和相关部门制定保护技术创新成果的法规，和技术创新成果分配的制度等，使企业真正成为技术创新的收益分配的主体；第二个问题的解决则要依靠企业修炼“内功”，建立适应市场经济的现代化企业制度，提高面向市场的能力，成为自担风险，自负盈亏的市场主体。第三个问题企业要依据自身的资金实力和创新能力，来选择自主创新模式还是协作开发模式，简单划分，大型且实力雄厚的企业选择自主创新模式，可以充分享有技术创新成果带来的超额收益，实现技术进步和经济增长。另外，中小型且难以自担创新风险的企业选择协作开发则更有利，一方面可以克服单个企业缺乏独立开发的能力和资源的不足，另一方面可以减少投入和分担风险。对产业发展而言，协作开发的技术溢出效应能够惠及整个产业，促进知识与技术在经济体制内扩散，从而推动经济的增长。
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篇7
关键词：格兰杰因果关系 经济增长 人力资源 贡献率
人力资本作为生产要素的重要环节，与物力资本等因素共同参与了企业的生产过程。但从管理层面来讲，HRM却并不主动参与企业的生产过程，其主要以为企业规划生产过程，从而提高企业生产效率来实现HRM 对企业生产过程的参与。由于HRM规划了企业的生产过程，因此生产过程可以准确的反应生产函数中的自变量或投入量，笔者正是依此关系展开了HRM对我国工业经济增长贡献率的实证研究。
我国工业经济增长中HRM贡献率的实证分析
笔者对我国2002-2011年经济数据指标进行了HRM模型分析（见表1），并测算出了HRM对我国经济增长的贡献率，但在现实经济情况中，由于负增长因素的存在，因此笔者在计算过程中设定了4个可能性测算，且笔者采用了抵消或克服其他生产要素贡献（劳动力投入贡献与资本投入贡献之和）的方式，测算出了HRM对我国经济增长的贡献率。在4个可能性测算中，笔者设定了e为HRM经济增长的贡献率、α为HRM经济增长的贡献、β为其他生产要素之和，则可得到我国工业HRM贡献率数据，如表2所示。
4个可能性测算为：一是，当a≥0，b≥0或者a≤0，b≤0时，在这种假设中HRM对我国经济增长的贡献率，就是HRM贡献占各生产要素贡献总和的比重；二是，b>0，a+b≥0或b0时；在这种假设中经济便会出现正增长，正是由于HRM贡献的正增长促使了经济正增长的出现，因此，此时HRM对经济增长的贡献率为100%，也就是e=100%；四是，b≥0，a+b
HRM贡献率与工业经济增长率的关系检验
笔者通过对我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间存在的关系进行检验，发现一阶差分Y和HRM在5%的显著性水平上，表明Y和HRM没有单位根，所以得到的Y和HRM必然是一阶单独的时间序列，因此，最后可以得出Y和HRM两者间存在长期平稳的协整关系，也就是说我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间存在长期平稳的协整关系。
通过对我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间，存在的长期平稳的协整关系进行研究，发现我国工业HRM贡献率变动因素和工业自身在一定时间内，对我国工业经济增长形成了显著的影响，其中工业经济增长的变动以滞后2年的HRM贡献率最为明显，而相对于选择其他滞后期工业经济增长的变动，其HRM贡献率影响力相对较弱。在此模型中模型误差修正项为φ，在模型中φ反应了该项系数误差修正模型本身纠正偏离平均误差值的作用范围，如假设纠正系数设定为1时，下一年纠正平衡状态则应是当年均衡误差（HRM贡献率和工业经济增长），通过纠正系数进行调整的。
通过演算在HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系检验模型中，模型系数为0.017107，这表明多种其他因素共同影响着我国的工业经济的增长率，但是当模型中的当期非均衡误差调整能力和自身纠正能力不足以被改变时，也就表明HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系，本文所建检验模型正是如此，检验结果如表3所示。本文所建HRM贡献率与我国工业经济增长误差修正模型（工业经济增长随HRM贡献率长短期变化而改变）为：
ΔY=0.000174-0.230412*ΔYt-1-0.431083*
ΔYt-2+0.006314*HRMt-1+0.014455*HRMt-2+
0.017107*εt-1。
Granger非因果关系检验
虽然工业经济增长与HRM贡献率之间存在着长期平稳的协整关系，但工业经济增长与HRM贡献率之间是否存在着因果关系，是否是由于工业增加值的变化引发了HRM贡献率的变化，还是由于HRM贡献率的变化引发了工业增加值的变化，还需要笔者进行进一步的研究。笔者依据表3的结果进行了Granger非因果关系检验，Granger非因果关系检验结果显示：第一行零假设的Granger因果关系检验，其F统计量的数值是其他各列的第一行数据；第二行零假设的Granger因果关系检验，其F统计量的数值是为括号内的数据，如表4所示。通过对Granger非因果关系检验结果进行分析，笔者发现：在选择1、2、3、4年的滞后期为基本条件时，Granger原因表现较明显（HRM贡献率构成工业增加值增长）；而基本条件选择为4年后时，Granger原因表现并不明显（工业增加值的增长构成HRM贡献率变化），这也进一步说明了我国工业增加值的增长并不是形成HRM贡献率增长的Granger原因，也可以理解为HRM贡献率是到我国工业增加值的单向Granger原因，证明了HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系。
政策建议
通过研究HRM对我国工业经济增长的贡献率，发现HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系。
首先，HRM管理部门要深层次的了解宏观人力资源管理制度与人才政策，以及HRM设置的必要性。
我国HRM管理部门要深层次的了解宏观人力资源管理制度与人才政策，以及HRM设置的必要性，从而让HRM在促进我国经济增长中发挥更好的作用。具体从HRM部门来讲，无论是具体的企事业HRM部门，还是独立的HRM公司来说，都应该从以人为本的角度出发重视HRM的发展，不断的为提高职工的综合素质和能力，为职工营造一个优越的工作环境，为增强职工自信心而努力，从而确保职工可以胜任更具挑战性的工作，以及为企业肩负更重要的责任。
其次，HRM管理部门要从微观上对HRM进行全新的认识，并在HRM中融入新元素。
我国HRM管理部门不仅要从宏观了解HRM，也要从微观上对HRM进行全新的认识，深入开展管理体制改革，并在HRM中融入新元素。在全国范围内营造一个全新的薪酬福利机制和绩效考评管理体系，为我国HRM综合水平的提升提供环境保障。绩效考评管理体系作为HRM最重要的子系统，虽然其执行过程中难度相对较大，但HRM却掌控着公司战略目标的核心，从HRM的本质意义上进行分析不难发现，绩效考评管理体系作为HRM的重要组成部分，不仅能够从根本上实现公司的战略目标，同时还能促进与改善公司的整体绩效成绩，为公司的竞争优势与核心竞争力的提升奠定坚实的基础；从HRM的运行目的来分析，HRM中的绩效考评管理体系亦是公司实现按劳分配的基础与前提，同时也为培训管理体系的创新与设计提供了科学依据。此外，薪酬福利机制作为HRM的另一个重要子系统，薪酬福利机制的主要目的就是发现职工与公司的共通点，从而自发的与职工分享成果，实现公司的战略目标。薪酬福利机制不仅能够有效的解决人力资源价值体系中收益分配问题，如果通过科学的处理，其还能够促进公司竞争力的全面提升。
再次，HRM管理部门需要更加重视HRM能够为企业经营、生产提供多少效益，及如何发挥HRM对企业经营、生产效率的带动作用。
我国HRM管理部门可在战略性的HRM构建核心体系指导下，通过对我国工业企业HRM战略体系进行重新的规划，除构建体系性结构的同时外，还应着重思考HRM战略体系的科学性，在稳固的HRM基础上，逐渐把科学的制度引入到HRM体系中来，有目的得开展HRM战略体系构建工作，实现我国HRM水平的全面提升。
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[中图分类号]F423.62 [文献标识码]A [文章编号]2095-3283（2014）03-0080-03
一、引言
国内外许多学者对能源消费和经济增长间的变动关系进行研究，如Kraft J.和Kraft A.（1978）对1947―1974年的美国数据进行研究，得出GDP对能源消费存在单向的因果关系，但是两者不存在协整关系[1]。Yu和Hwang（1984）对1947―1979年美国的数据进行研究， 结果表明能源消费与GNP增长不存在因果关系[2]。Paresh Kumar Narayan和Stephan Popp （2012）分析了93个国家的能源消费与国内生产总值的长期关系，认为能源消费不是实际GDP的Granger原因[3]。韩智勇等（2004）采用Engle-Granger两步法对1978―2000年中国的GDP与能源消费总量数据进行研究，结果证明能源消费与GDP之间不存在长期均衡关系，但存在双向因果关系[4]。杨俊、王庆存（2011）利用1978―2009年的数据对我国能源消费与经济增长的关系进行了研究，结果表明电力消费与GDP，GDP与煤炭消费，GDP与石油消费之间存在单向Granger因果关系[5]。
改革开放以来，新疆加快了结构调整步伐，经济结构由农牧业主导型逐步向工业主导型转变，工业经济步入快速增长期，实现了前所未有的跨越式发展。1978年，新疆工业增加值仅有14.5亿元，到2011年已达2700.02亿元，年均增长9.9%。进入21世纪，新疆工业增长速度不断加快，年均增长11.6%，高于同期GDP增速0.7个百分点，尤其近五年，是改革开放以来工业增长速度最快的时期，年均增速为13.6%，高于GDP 2.6个百分点。工业增加值占GDP的比重由1978年的37.1%增长至2011年的40.84%，提高了3.74个百分点（见图1）。可见，工业的快速发展在新疆经济发展中发挥了不可替代的作用。
新疆是我国重要的能源基地，作为全国最大的资源储备区，新疆煤的预测储量为2万亿吨，占全国预测总储量的37.7%；油气资源约占全国陆上油气资源总量的1/4。近年来，新疆能源消费呈快速上升趋势，而工业能源消费占新疆能源消费总量的绝大部分，其在1988年占63.83%，到2011年上升至73.32%；而制造业的能源消费基本上占据了工业能源消费总量的六成左右（见图2）。由此可见，能源是工业发展最重要的资源基础，研究工业能源消费对工业经济的增长尤为重要，本文以制造业为落脚点，研究制造业能源消费与新疆工业经济发展的变动关系。
二、数据选取与变量设定
为研究新疆制造业能源消费对工业经济增长的影响，本文选取了新疆1988―2011年的制造业能源消费量和实际工业生产总值的数据，单位分别是亿元人民币和万吨标准煤，分别以MEC和IGDP来表示。所有数据都源自历年《新疆统计年鉴》。为排除物价变动因素的影响，本文以1988年为基期的工业生产总值指数和1988年工业生产总值数据对各序列数据进行平减；同时由于制造业能源消费和工业生产总值的变化趋势具有波动性，易产生异方差的问题导致伪回归的现象，为了排除异方差性，本文对时间序列变量取自然对数，记取对数后的工业生产总值和制造业能源消费总量分别为lnIGDP和lnMEC。图2显示了水平变量lnIGDP和lnMEC的趋势图，反映了1988―2011年新疆不变价的工业生产总值与制造业能源消费的变动趋势。
根据1988―2011年的数据建立回归模型，以工业生产总值为因变量，制造业能源消费为自变量建立新疆工业经济增长与制造业能源消费的双变量对数模型，即：
lnIGDP=α+βlnMEC+μ
由图2可知，除个别年份外，两条曲线的变化趋势相近，接近线性，其次lnIGDP和ln MEC都成增长趋势，可以判断上述模型的设计具有合理性，且lnIGDP和ln MEC存在协整关系。
三、实证分析
（一）ADF单位根检验
由上述分析可判断，IGDP与MEC之间可能存在协整关系，在检验其协整关系之前，先要对时间序列的各变量进行平稳性检验。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）对时间序列进行检验。利用Stata软件检验lnIDGP和lnMEC是否为非平稳序列，检验结果如表1，图4、图5所示（注：图中的dlnIGDP、lnMEC为一阶差分后的序列）。
篇9
水是自然界最基本的构成要素，是人类生存、经济建设和社会发展的基础性自然资源和战略性经济资源，是人类文明建设中最为关键的因素.然而，近年来由于工业经济规模持续增长使得水资源短缺和水资源污染问题成为影响区域可持续发展的障碍性因素.2012年，国务院印发《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》，明确要求：到2015年，全国用水总量力争控制在635 km3以内，万元工业增加值用水量比2010年下降30%以上.2013年，我国用水量为618.34 km3，其中工业用水量为140.64 km3，约占全国总用水量的22.74%，我国用水总量控制形势严峻.同年，我国人均水资源占有量为2 059.70 m3/人，约为世界人均水平的28%，是全球13个人均水资源占有量最少的国家之一.我国年平均缺水量高达50 km3以上，水资源供需矛盾突出.山东省是我国工业大省，产业结构偏向重工业化.2013年山东省工业用水量达2886 km3，人均用水量为224.48 m3/人，人均水资源量约为300.45 m3/人.按照国际标准，人均水资源少于500 m3/人的地区为极度缺水地区.因此，山东省水资源供需矛盾尤为明显.
当前对于工业经济增长与水资源关系研究体现在以下3方面：①研究尺度方面，美国、日本和荷兰等发达国家是研究主力[1]，大部分对水资源的研究归入可持续发展的范畴[2-3].我国主要研究全国重点城市、工业区和各省级行政区[4-14]，主要集中在北方地区;②研究视角集中于工业用水量主要影响因素[4，14-15]、工业用水效率[5-7，12，16]、工业用水与经济发展[17]等方面，工业总产值、工业规模和工业制成品出口额是影响我国工业用水量的主要原因;而效率变化率和水价是影响我国工业用水效率的主要因素;③研究方法主要是计量方法，利用数据分析预测[18-19]，少部分研究采用空间自相关方法[12].以上研究存在定量研究少、空间研究少特别是时间演化过程和空间分异格局研究不能结合的问题.本文探讨山东省近20年工业经济增长与水资源关系，对山东省水资源可持续利用提供借鉴.
1 研究方法与数据来源
1.1 LMDI分解模型
1.2 水资源密集型行业测算
各行业的水资源使用情况可以用行业用水强度(Mi)和行业用水规模(Zi)测算.为测算水资源密集型行业，综合考虑行业用水强度和行业用水规模，构建行业用水指数(Yi).首先，将数据进行标准化处理：
1.3 数据来源与行业分类
本文分析的时间段为1996—2013年，各行业的用水量数据来源于《山东省环境统计年报》，各行业增加值和工业增加值数据来源于《山东省统计年鉴》.期间，《山东省环境统计年报》对工业内部的行业分类标准稍有不同，考虑到行业分类以及数据的统一性，本文将工业内部的行业划分为采掘业，食品、烟草加工及食品、饮料制造业，皮革、毛皮、羽绒及其制造业，印刷业，医药制造业，橡胶制品业，塑料制品业，金属制品业，电力、煤气及水的生产和供应业等18个行业.
2 工业用水量状况分析
2.1 工业用水量的整体变化分析
纵观1996—2013年，山东省18个行业工业增加值高速增长，2013年较1996年增长约28.74倍，年均增长率约为22.09%;山东省18个行业工业用水量的增长情况却不同，2013年较1996年增长约1.85倍，年均增长约6.36%(图1).1996—2013年间，山东省18个行业的单位工业增加值用水量逐年下降，降幅达到9040%(图2).
由图1和2可知，2000年以前，山东省工业规模较小，行业用水量相对较低并表现出缓慢上升的发展态势;行业增加值低，但是呈现平稳上升的趋势;同时期的水资源利用效益较差，单位工业增加值用水量较高，但是呈现急速下降的趋势，年均降幅约为22.62%.2001—2008年，山东省在发展中调整、优化产业结构，提高产业层次，行业用水量和行业增加值出现小幅度持续增长，年均增长率分别约为6.20%和19.46%;单位工业增加值用水量年均降幅约为12.49%.这主要得益于2006年起，山东省大力发展循环经济，通过关闭50 kt以下的草浆造纸生产线、关停钢铁企业19家等措施实现减少工业用水量、降低单位工业增加值用水量.2009—2013年，山东省在行业用水量平稳增长的情况下，行业增加值大幅度增加，而单位工业增加值用水量缓慢下降，年均增长率分别约为5.39%，18.76%和-11.26%.
2.2 基于LMDI分解模型的工业用水量的变化分析
1996—2013年间，山东省工业用水总量增加了36 137817 Mt，年均增长约6.36%.其中经济规模对工业用水总量增长的效应是65 610.743 Mt，产业结构对工业用水总量增长的效应是1 751.732 Mt，技术效率对工业用水总量增长的效应是-31 224.659 Mt(表1).经济规模、产业结构、技术效率对工业用水总量增长的贡献度分别是181.56%，4.84%和-86.40%.由此推断，经济规模效应是引起工业用水总量增加的主要原因;技术效率效应是抑制工业用水总量增加的主要原因;产业结构效应虽然对工业用水总量的增加起到一定作用，但是作用相对较小.
2.3 水资源密集型行业结构变动分析
山东省工业用水指数在1996—2013年间徘徊在较高水平(图3)，但波动下降，降幅高达6716%.
根据Yi测算结果，山东省1996—2013年不同行业的行业用水指数按照从大到小进行排序，前7位山东省水资源密集型行业是石油加工及炼焦业，医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业，化工原料及化学制品制造业，纺织业，非金属矿物制造业，造纸及纸质品业.自1996年以来，山东省水资源密集型行业比重变化如表2所示.在所测算年份中，排在首位的石油加工及炼焦业的行业比重升降各半，但总体来看其行业比重呈现上升的趋势，1996—2013年累计行业比重变化达6.39%;医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业以及化工原料及化学制品制造业的行业比重下降显著，尤其是电力、煤气及水的生产和供应业累计行业比重变化高达-10.08%;医药制造业、纺织业、非金属矿物制造业的行业比重稳中有降;造纸及纸质品业的行业比重平稳上升.综上，减少山东省工业用水量，需要重点控制石油加工及炼焦业、造纸及纸质品业的用水量.
2.4 工业用水强度的时空格局
单位工业总产值用水量表征了一个地区工业经济与工业耗水状况，同时也在一定程度上表示了工业用水强度.从整体上分析，山东省17地市单位工业总产值用水量近年来一直处于下降的态势(图4，表3).2000，2006，2013年山东省17地市中工业用水强度为一级的地市数量大幅增加，二级的地市数量基本保持不变，三级和四级的地市数量减少，2013年三级和四级的地市数量为零，说明2000年以来，山东省工业用水强度总体下降.
从空间上分析，以莱芜市、济宁市为代表的传统重工业城市的单位工业总产值用水量较高;而胶东半岛地区的单位工业总产值用水量较低.2000年，单位工业总产值用水量最多的地市集中在鲁西北地区，以德州市和聊城市为主，其次是鲁中地区和鲁西南地区，胶东半岛地区以及日照市、临沂市的单位工业总产值用水量最低.德州市天衢工业园、聊城市嘉明工业园、凤凰工业园以化工、纺织、医药制造和印刷业为主，多是山东省水资源密集型行业，随着生产规模持续扩大，工业用水量不断攀升，工业用水强度大. 2006年，单位工业总产值用水量最多的地市主要是莱芜市和济宁市，威海市、日照市、临沂市单位工业总产值用水量明显增加.莱芜市和济宁市依靠自身资源优势大力发展钢铁业、煤炭业，莱钢集团、兖矿集团快速发展，工业用水量占全市总用水量的比重较大.2006年莱芜市工业企业用水12 031 万m3，其中地表水5 110 万m3，约占总用水量的42.47%，加之其生产设备老化、技术效率较低，导致其工业用水强度高.在“工业强省”的号召下，威海市、日照市、临沂市加速推进工业化进程，其化工业、造纸业等迅速发展，工业用水强度明显增加. 2013年，山东省工业用水强度明显下降，除莱芜市、济宁市以及菏泽市单位工业总产值用水量在6～20 dm3/元外，其余地市的单位工业总产值用水量均未超过6 dm3/元.莱芜市、济宁市以及菏泽市工业用水强度较2006年出现下降，均在20 dm3/元以下.宣传推广发展循环经济，使得各地市重视资源能源的循环利用与节约利用;科学技术的进步提高了水资源的利用效率;钢铁产业整合发展，“转方式，调结构”优化山东省产业结构，提高技术效率，推动经济发展向可持续发展转变，工业用水强度大幅度下降.
3 结论与建议
3.1 主要结论
利用LMDI分解模型和ArcGis软件，通过定量划分2000，2006和2013年山东省17地市工业用水强度的等级，分析山东省1996—2013年工业用水量与工业经济的关系及其空间格局，得出如下结论：
(1)近17年来，山东省行业增加值和行业用水量持续增长，而单位行业增加值用水量持续下降，降幅高达90.40%;
(2)经济规模效应是山东省工业用水量增加的主要原因，产业结构效应对工业用水量的增加有一定作用，但是作用较小，技术效率效应是抑制工业用水量增加的主要原因，三者对工业用水量增长的贡献度依次是18156%，4.84%和-86.40%;
(3)1996年以来，山东省水资源密集型行业主要有石油加工及炼焦业，医药制造业，电力、煤气及水的生产和供应业，化工原料及化学制品制造业，纺织业，非金属矿物制造业，造纸及纸质品业;(4)1996—2013年，山东省工业用水强度一直呈现下降趋势;从空间分布来看，以莱芜市、济宁市为代表的传统重工业城市的单位工业总产值用水量较高;而胶东半岛地区的单位工业总产值用水量较低.济南市、泰安市、淄博市等地市的单位工业总产值用水量逐渐降低.
3.2 对策建议
目前，山东省仍处于工业化中期阶段，工业经济增长所带来的水资源短缺压力将持续存在.根据本文研究，提出以下对策建议：
(1)深入调整优化工业结构，协调工业发展与水资源的关系.加快非金属矿物制造业、造纸及纸质品业等高耗水行业产业重组，降低石油加工及炼焦业，电力、煤气及水的生产和供应业等七大水资源密集型行业的比重，提高低水耗行业产业的比重，在节水降耗的同时实现工业经济快速健康发展.
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北京市工业企业技术进步现状分析
据北京科学技术委员会的分析报告［2］，北京工业企业，特别是大中型工业企业是国民经济的主要支柱，也是科学技术转化生产力的主要执行部门。也就是在北京统计年鉴缺失对工业整体科技水平统计的情况下，北京大中型企业可以反映北京工业科技技术进步水平。
科技投入总量及增长情况。如表3所示，2006－2008年北京科技活动经费总量相对稳定，保持较高水平;2007年有所下降，但是从2006年的1147736万元增长到2008年的1470411万元，增幅为28.11%，说明其总的趋势呈现平稳增长。但是，从其相对指标来看，北京市科技活动经费占地区生产总值的比重较小，其科技投入的强度还应加大。科技人员的人均科技活动经费保持在20万元以上，较为稳定。R＆D活动费为基础研究、应用研究和试验发展活动，R＆D投入有利于北京创造与创新能力的增强，是科技投入的重要组成部分。从表4看，北京R＆D经费的支出量呈逐年增长的趋势，由2006年的588451万元增长到2008年的709677万元。从数据上看，“十一五”计划的第一年(即2006年)北京加大了R＆D经费的投入，之后北京市R＆D经费支出一直保持高水平，占地区工业生产总值的比重保持在3%左右。对比2%是“创新驱动”标志的国际惯例，可以说北京R＆D投入的强度还是很大，反映了北京科技水平应该算比较高的。R＆D人员的人均经费保持在20万元左右，较为稳定。
科技投入的来源。虽然科技经费投入包括科技活动经费投入，财政科技投入，R＆D经费投入，大中型企业等的投入，但它们的来源大体上主要有政府、企业、金融机构贷款等几种情况，其中科技活动经费投入的来源渠道是比较全面的，以它为主要对象进行分析。从表5可以看出“十一五”前4年，企业的科技投入占主导地位，保持在90%以上，可以说北京技术开发经费筹集来源的主要渠道为企业自筹方式，企业的科技投入主体地位得到巩固。从来自政府的资金来看，政府的资金保持在3%左右，亦趋于稳定，政府的资金所占经费筹集总额的比例高于全国2%的比例。这说明，北京政府较为重视科技发展，重视科技投入的力度，表现了对工业发展的支持［3］。从来自金融机构的投入来看，目前北京市的金融机构投入主要表现为科技贷款，“十一五”前四年中，银行贷款占科技经费筹集总额的比重是很低的，2007年、2008年两年都没有超过1%，2006年也仅为5.72%。要注意的是，金融资金在科技创新中，主要完成科技成果转化为现实生产力的任务，是科技与经济结合的关键环节，应该对其有足够重视，加大投入力度［4］。
科技创新成果。从技术创新成果来看，北京大中型工业企业2008年完成科技项目3333项，新产品开发项目2332项，R＆D发展项目2462项，专利申请4622项，见表6。整体水平逐年增长，反映多数大中型工业企业都重视并着力进行技术开发项目的研发，肯定技术创新对企业发展的作用。
科技劳动力。截止到2008年，北京大中型工业企业年末从业人数达699676人，其中科技活动人员达55976人，在科技活动人员中，科学家和工程师的人数达到39962人，见表7。从劳动力投入来看，北京大中型工业企业劳动力投入总量在2009年有微幅下降。但是从业人员素质稳步提升，从业人员中科技人员所占比重及科学家、工程师所占比重逐年增加，可以说北京工业的生产经营效率和效益正在改善，企业注重技术效率的劳动投入。
北京工业技术进步存在的问题分析。2009年，中国科学院创新发展研究中心的学者们曾对北京工业技术进步存在的问题进行了归纳［5］。
经济增长与技术进步相关性分析
测量模型的建立。测量地区或产业的技术进步与经济增长的关系需要解决两个关键问题，一是选择测量函数，二是基础数据的选择和处理。生产函数法将经济增长(产出)表达为资本投入、劳动投入和技术进步的函数，常用的是Cobb－Douglas生产函数法，中外学者常基于该生产函数法的改进来测量技术进步与经济增长的关系。余宏和钱士茹［6］(1997)根据弹性系数的特性分别定义弹性系数α和β为资本投入量K和劳动投入量L的函数，改进了传统的C－D生产函数中关于α+β=1的假设，使建立的模型能够较真实的反映经济发展的实际情况，本文选择了此改进的生产函数。基础数据源于1997年至2010年的《北京统计年鉴》，其中产出采用增加值指标。劳动投入采用从业人员平均人数指标。资本投入采用了资本存量指标，资本存量的计算采用了永续盘存法，基年的资本存量采用推算的方法来估算，利用王玲［7］(2003年)在《中国工业行业资本存量的测度》一文中，对1998－2002年中国工业行业资本存量的测算结果，并假设北京工业企业的资本存量K占全国工业行业资本存量K的比例，与其GDP占全国GDP的比例相等，推算出1998年北京工业企业资本存量，再推导出1996年北京工业企业的资本存量。当年投资额采用两年间固定资产原值的差即本年新增固定资产的值，折旧经比较采用了宋海岩［1，8］在官方公布的名义折旧率3.6%的基础上加上经济增长率(北京市当年的GDP增长率)作为实际折旧率，并利用价格缩减指数，对所有的数据统一换算成以1996年不变价格为基准。本文运用SPSS17.0软件进行多元线性回归分析，据此建立的测算北京工业经济增长的C－D生产函数模型如下:Y=11.826K1.155L－3.724e0.122te0.00018K+0.029L(1)
技术进步对经济增长的贡献率。由公式(1)可推导出产出和各要素投入的增长率，及各要素的贡献率的公式。计算结果如下:在增长率方面，1996－2009年期间，北京工业产出年均增长率在30.37%，同期资本投入增长率为8.28%;由于职工平均人数总体的下降趋势，劳动力投入增长率为－2.47%。从工业经济增长的因素来看，北京工业自1996年以来，年技术进步增长率为15.34%，技术进步对工业增长的贡献率为50.51%，资本投入的贡献率为27.26%，由于其总体的负增长，劳动力投入的贡献率为－8.13%，测算结果如表8所示。图1反映了1996－2009年北京工业各要素的贡献位次，及“九五”、“十五”、“十一五”前4年北京工业各要素的贡献位次，反映了近14年来北京市工业技术进步情况，对未来发展具有指导意义。图2展现了北京工业技术进步贡献率的趋势，可以看出趋势图近似于以2002年为对称轴图形。从图2中可以看出2000－2004年间，北京工业技术进步贡献率有很大波动，在2001年达到顶峰，贡献率达到570.32%，在2003年又骤降到谷底，贡献率为负，跌至－630%。2000－2004年北京工业技术进步贡献率不稳定，经历了大起大落，呈近似为正弦曲线波动。剔除波动过大、起伏不稳的2000－2004年，单单看1997－1999年、2005－2009年的发展，不难发现这些年份的技术进步贡献率变化不大，相对较为稳定，一直保持在30%－40%的技术进步贡献率水平，期间有微幅下降，而后又恢复至30%－40%的水平。也就是说，若没有政策导向的指引、缺少刺激经济发展的契机，北京工业技术进步贡献率一般仅在30%－40%之间，与发达国家、发达地区50%－70%的水平还有一定的差距，与“十二五”规划中提出的55%的科技进步贡献率的目标也存在着差距。据此可以得出:若除去2000－2004年技术进步波动起伏不稳的年份，1996－2009年北京工业企业总体的技术进步水平趋于稳定，技术进步对经济增长的贡献波动在30%－40%之间。
经济增长与技术进步的相关性分析。实证分析的结果量化了北京工业技术进步对于经济增长的贡献率，而且能够揭示二者之间的相关性。图3显示了北京工业增加值增长率，和由公式(1)推导计算出的技术进步增长率自1996－2009年的变化趋势，显然步调一致的变化趋势又一次很好地证明了经济增长和技术进步具有强相关性。就北京工业的实际情况而言，经济增长促进了技术进步。北京工业经济近14年的高速发展，制度上的创新是主要动因，其次是非国有经济的迅速成长带动了整个工业经济的增长，另外坚持对外开放的政策引入了大量外资。制度上的创新、民营经济的发展，以及外资的流入不仅带来了北京工业的经济增长，同时也为技术进步带来了提高的契机。伴随外资流入的新技术，管理理念的更新、更加灵活的市场机制，使得北京工业企业的整体技术水平、管理水平和经济效益不断提高，快速增长的经济总量也为技术进步提供了必要的资金保障，这从第2节中北京工业的科技经费和R＆D经费投入总量、年增长率，和各自占工业增加值的比重均处于上升中可得到证实。所以，在工业经济高速增长的同时，技术进步率也大大提高，如在2005年高速经济增长使技术进步率达到20%以上，而技术进步率在此之前始终低于20%以下。另外，经济增长也制约了技术进步的进一步提高。目前，很多专家学者指出北京工业经济增长存在的一大问题是经济总量增长趋缓。受此影响，高端产业首当其冲。
目前高端产业发展尤为缓慢，其主要表现在规模以上工业的比重逐年下降。就2009年的数据来看，规模以上高技术制造业实现增加值367亿元，比上年同期下降2.6%，现代制造业实现增加值657亿元，增长4.4%，分别慢于规模以上工业平均增速8.3个和1.3个百分点。高技术产业和现代制造业分别占全市比重为21.2%和38%，分别比2008年下降2.6个和0.6个百分点［9］。这些数据反映了北京工业经济增长放缓影响到了工业高端产业和技术进步，反之亦然。从投入角度来看，经济增长源于资本的投入、劳动的投入和技术进步。对北京工业而言，技术进步是经济增长的主要源泉，但贡献率未达到产业发展目标。北京工业的技术确实在不断提高，全市产业结构的调整和优化使得工业在三次产业结构的比重虽已降至1/4，但是工业直接或间接创造的增加值仍然巨大，技术进步在这中间必定发挥了巨大作用。由于中关村科技园区、上地信息产业基地的建设推动了工业技术的发展，高新材料的研制、日益完善的汽车工业等都使人们意识到技术进步的存在，感到技术进步强烈的外显性。
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当然，要对比工业经济空间差异，就要追源于区域总体经济差异的研究，然而由于在具体研究区际经济差异中，结果与原因解释经常分离，或选择的分析角度主观原因过多，从一定程度上削弱了这些研究的解释力和可信度。同时，单纯的差异测度缺乏对经济差异増长规律的深入探讨，这就在一定程度上妨碍了区域经济増长差异的关键因素研究。因此有必要结合引入经济増长趋同的概念与方法来进一步研究区域工业经济差异是否存在缩小(扩大)而走向趋同(趋异)。而关于对増长趋同的研究，可追源于20世纪中期等134提出的新古典増长模型。它是基于资本边际收益递减假设提出的，即：发达国家由于边际递减规律的作用经济增长将会减缓，欠发达国家则相反;随着时间的推移，各国的人均产出应趋同于一个人均水平不变的稳定状态值。从计量经济学角度对此趋同定义为趋同和趋同。其中，a趋同即为与横截面数据相关趋同假说，指各地区人均GDP差异随时间推移而缩小。卩趋同是与时间序列相关的趋同假说，即穷国比富国增长快，就人均收入或人均产出而言穷国可以赶上富国。
目前，国内对区域经济增长趋同的研究主要集中于区域间相对人均GDP分异程度随时间推移是否减小Q趋同)以及区域的相对人均GDP增长速度与其初始水平是否呈负相关关系(趋同)的实证性检验[8]，也有学者运用了空间相互作用的概念、马尔科夫链方法测度了区域经济趋同，并多居于发展现状与演变趋势的分析，对于造成趋同效果的驱动因素尤其是驱动因素的定量说明涉及并不多。且研究单元的选取目前多基于省域单元层面，对县市级单元层面的研究相对较少。
其中，对江苏省的空间经济差异与趋同分析已较为成熟，刘兆德则就90年代时期的经济发展及空间差异作了分析，张红梅等分别在选取多项经济指标上运用主成分分析法对经济发展水平和区域空间结构作出测度，蒲英霞等运用GIS方法对空间格局进行定量分析并从趋同角度分析了江苏省空间特征与成因，欧向军等运用经济极化的概念和方法对江苏经济差异作了定量分析，之后欧向军与其他学者对经济空间格局、结构差异及成因进行了重点研究，仇方道等运用标准差及变异系数进行测度，并对经济结构作出了综合评价，而沈正平等在分析南北经济差异的基础上提出区域协调发展的对策。各项研究对江苏经济的格局特征日趋详尽，研究方法集中在标准差、变异系数、泰尔指数、主成分分析法、空间关联、极化指数等方法，但是并未以工业经济为主要研究对象进行深入探讨，且将空间差异与增长趋同结合的研究较少。
鉴于目前的研究进展，文章以江苏省65个县市为研究单元(图1)以工业经济为研究对象，从苏南、苏中、苏北三个地区分时段对工业经济增长差异与趋同进行定量判定，探讨该省工业经济差异在区域间及区域内是否有缩小趋势、工业增长是否存在趋同现象，并在此基础上对主要影响因素进行针对性分析，为优化区域工业经济空间布局、制订工业发展策田各妥善处理区域间竞合关系、促进全省工业协调发展等方面提供参考。
2.研究区工业经济发展概况
目前江苏制造业分布不均衡性明显，南北地区性分布差异较大。2007年苏南地区(南京、苏中、无锡、常州、镇江5市)工业增加值占了全省的67%苏中地区(南通.、扬州、泰州3市)占近18%，而苏北地区(徐州、连云港、盐城、宿迀、淮安5市)只占据了15%。从各单元的工业增加值的平均值看，苏南地区为457亿元，苏中地区为134亿元，苏北地区71亿元，梯度差距尤为明显，尤其是苏北与苏南的差距更为显著，平均各县市单元工业增加值不足苏南的。
通过对1990年与2007年江苏省各县市工业经济规模的计算工业经济规模分别工业总产值、工业年平均就业人数)，可以进一步看出在1990年和2007年不同年份江苏省南、中、北三地区的工业经济规模梯度差异均非常明显。其中苏南地区以南京、苏州、无锡等城市工业发展优势最为明显。苏中地区内部相差较小，且以泰州地区的工业发展相对落后。而在苏北地区以各市区工业较为集中，其他县市工业发展普遍落后于苏中、苏南县市。从纵向变化程度看，总体格局变化不甚明显，但相对落后的苏北地区其工业规模成倍增长，苏南地区增长幅度相对平稳。此外，在三个地区内，苏南地区规模等级分布较大即各县市之间差异仍是很大，苏北、苏中差异则有连续分布之势。但是这对于全省域的工业经济差异变化过程、变化程度、变化趋势还不能得以明确，因此有必要进一步分解量化分析。
3研究方法与数据说明
3.1研究方法
3.1.1工业经济时空差异测度目前经济差异研究主要集中于绝对差异、相对差异和综合差异，在相对差异中，泰尔T系数测度方法，可以比较经济指标(变量)的地区分布，该系数可分解为组内和组间差异两个部分[22]，是衡量区域差异的重要指标。本文为了更好地分析地区间及地区内差异，将江苏省分苏南、苏中、苏北三个地区，运用泰尔(Theil)系数，综合测度三个地区之间以及地区内部工业经济差异的总体特征及变化式中，T、BT、WT分别表示全省各县市之间的工业经济差异、地区之间的工业经济差异、地区内区县(市)的工业经济差异;G/、P,:/表示i地区j城市工业的増加值和从业人口，G、P分别表示i地区总工业増加值和从业人口，G、P为全省工业増加值和从业人口。
3.1.2工业经济增长趋同检验当不发达地区的増长速度高于发达地区时，发达地区与不发达地区的收入之比会下降，会出现相对趋同。当不发达地区收入増量超过发达地区时，会出现绝对趋同。若初始的差异大，在一定时期内高收入、低増长区域的绝对増量会大于高増长、低收入的绝对増量。相对差异(收入比率)缩小，但绝对差异维持或扩大的情况，可能会持续很长时间。可见，趋同并非完全是指区域差异缩小，而是指区域经济水平趋于接近的过程。在这一过程中某些形式的差异(如绝对増量差)可能在一定时段内并不会缩小。
4.工业经济时空分异及增长趋同特征
4.1总体及地区间差异演变特征
通过泰尔T系数测度(式1~3)，江苏省工业经济所得到总差异变化趋势呈现“S”形(表1，图3)，即先从1980年的0289下降到2001年的0156而后保持稳步升高至2003年的022，之后又开始下降。总体而言，从1980~2007年江苏省各地区工业经济的总体相对差异有所缩小，但缩小的速率有所放缓。从地区间的工业差异变化情况看，与总体差异趋势较为一致(图3)，即先从1980年开始缩小至2001年的0101，之后开始扩大，至2004年又有所下降。
对于总体差异的贡献率，地区间的差异是造成江苏省工业经济空间差异的主要原因，虽呈先增后確势，贡麵高达60%上下。地区内的差异贡献率贝相棚、，前期以苏南差异贡献率为主，中期以苏中贡献率相对较高，后期则以苏北的贡献率较高。
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中图分类号：F12 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）22-0005-04
前言
水是生命之源、生产之要、生态之基，人多水少、水资源时空分布不均是中国的基本国情和水情。当前中国水资源面临的形势十分严峻，水资源短缺、水污染严重、水生态环境恶化等问题日益突出，已成为制约经济社会可持续发展的主要瓶颈。工业用水将成为用水量增长最快的部分，未来十年工业用水量要比十年前增长一倍多[1]，2011年，中国工业用水量1 461.8亿m3，比2010年增加14.5亿m3，占总用水量的比重为23.9%，万元工业增加值（当年价）为78 m3，与世界发达国家存在较大的差距。为了降低工业用水量和提高工业用水效率，2012年国务院文件《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》中明确提出：“到2015年，万元工业增加值用水量比2010年下降30%以上，到2020年，万元工业增加值用水量降低到65立方米以下，到2030年用水效率达到或接近世界先进水平，万元工业增加值用水量（以2000年不变价计，下同）降低到40立方米以下。”工业用水量的减少和效率的提高，对缓解中国水资源压力具有重要的作用，同时，对工业用水的相关研究也具有重要的意义。
不乏对工业用水的相关研究，例如，对工业用水量的预测：在对国内外工业用水比较分析的基础上，对中国未来工业用水增长态势进行了趋势展望，按照流域分类预测中国未来工业用水量，同时提出保持工业经济持续发展的水资源利用对策与政策[2]，采用经济预测理论，分别采用“成长”曲线模型和全对数逆函数曲线模型对城市工业用水量进行预测[3]；对工业用水未来发展趋势及其影响因素的分析：从中国用水实际、供水价格上升趋势、经济增长方式的转变、日益严重的环境立法和中国水资源本身的限制五个方面，分析得到目前中国的工业用水已经将近顶峰，何时达到顶峰[4]；对经济增长与工业用水之间的均衡性研究：基于VAR模型，通过对变量平稳性检验和协整分析，广义脉冲响应和预测方差分解分析，对中国经济增长与水资源利用的长期均衡关系及其动态性进行实证分析，得到经济增长与工业用水之间存在长期的均衡关系，GDP的增加导致工业用水的增加，工业用水量对GDP的方差方差分解平均贡献度仅为0.428%，几乎可以忽略[5]；工业用水对经济增长的作用分析：将工业用水纳入C-D函数，分析工业用水的边际效益及产值弹性等[6]。
本文的研究重点是影响工业用水变化的因素分析，有学者阐述了经济增长与工业用水之间的关系，通过发达国家的经验数据研究发现，工业用水在经济增长到一定时期，会出现拐点，工业用水会出现停止增加和下降的态势[7]，或许可以利用库兹涅次倒“U”型曲线来描述工业用水与经济增长的关系[8]，中国工业用水量与经济增长之间是否存在倒“U”型曲线关系？如果存在这一形态，那拐点应该何时出现？
库兹涅次倒“U”曲线最早被用于描述经济增长与收入分配的关系，在经济发展早期，经济增长会加剧收入不平等，但是当经济增长突破某一特定的“转折点”，收入分配便变得平等[9]，随后出现环境库兹涅次曲线，很多学者对库兹涅次曲线进行改进和实证分析[10～14]。经济增长与工业用水之间是否呈现这种关系形态呢？借用Munasinghe的理论[15]，在经济发展的早期阶段，节约保护水资源的可觉边际收益太小，以至于无法放弃经济增长所带来的巨大收益，由于水资源越来越稀缺以及水危机的出现，相对于物质产品的日益丰富，与水资源稀缺性相比，物质产品与服务的边际效用递减，于是节约保护水资源受到重视，所以经济增长与工业用水之间的关系研究将会受到广泛关注。
除了经济增长因素之外，产业结构也是一个重要的影响因素，根据发达国家和一些新兴国家和地区的发展经验，随着第二产业逐渐被第三产业所取代，第二产业经济比重和就业比重的下降，工业用水也会进入减少的阶段[4]，而第三产业的用水量明显少于第二产业，用水从效率低的转向效率高的产业，相反，工业用水量会增加。
从很多相关研究来看，工业用水的影响因素分析主要着重于定性分析，定量分析研究很少；同时，研究对象大都是省份截面数据或是时间序列数据，而面板数据的利用比较少。本文基于2003―2010年的省际面板数据，将经济增长和产业结构作为影响因素，分析两者与工业用水之间的关系。
一、模型选择与数据来源
（一）模型选择
本文选择面板数据模型，研究经济增长、产业结构与工业用水之间的关系，前文已经指出，有学者指出经济增长与工业用水的关系可以用库兹涅次倒“U”曲线表示，为了验证这一观点，于是模型设定如下：
（二）数据来源
本文选取的数据均根据历年《中国统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》整理、计算得到。数据为2003―2010年中国31个省份的省际数据，其中被解释变量是工业用水量，解释变量为人均GDP、人均GDP的平方项（用人均GDP表示经济增长比GDP更加合理）和产业结构，为了统计数据口径的一致性，在此消除价格因素，人均GDP指标根据2003年的不变价格进行调整，产业结构指标用工业产值占GDP比重表示，旨在说明工业产值的变化趋势，与工业用水密切相关，由于没有历年的工业产值的价格指数，所以根据2003年第二产业产值不变价格进行调整。
二、实证研究
本文采用的是面板数据模型，根据对截距项和解释变量参数的不同限制，将面板数据模型分类为混合回归模型、变截距模型和变系数模型，中国31个省份的社会经济状况差距比较大，区域特征明显，希望截距项能反映个体特征，因此采用变截距模型，冗余变量似然比检验同时也拒绝了“模型估计参数都为0，而采用混合回归模型”的原假设，考虑到解释变量与随机扰动项之间存在相关性，同时Hausman检验也认为固定效应模型要优于随机效应模型，所以本文采用变截距固定效应模型，所以将模型模型（2）中的C为均值截距项，在各个截面方程中都是相同的，Ci*为截面个体截距项，在各个截面方程中是不相同的，反映截面成员对均值截距项的偏离，并且对均值的偏离之和为零，即∑Ci=0。
由于31个省份的截面存在较大差距，可能使得随机误差项存在截面异方差性，从而使得普通最小二乘法（OLS）在模型估计时失效，为此采用截面加权的GLS（Cross-section weights）估计方法。为了分别考虑经济增长和产业结构对工业用水的影响而建立三个模型：M1、M2和M3。 估计结果中，由于DW统计量值过低，分别为0.8138、0.8825和0.8006，说明残差序列存在明显的自相关，因此需要进行修正。克服自相关存在很多方法，如差分法和Cochrane-Orcutt迭代法[16]，本文采用逐步加入被解释变量的滞后期AR项作为解释变量消除自相关，修正后的模型的DW统计量值分别为1.8603、2.0383和1.9575，从统计上已经消除了自相关性，估计结果（见下页表1）。
模型M1中，人均GDP和人均GDP的平方项的系数分别为0.000380和-2.91E-09，并且都是在1%的水平上显著，说明工业用水与人均GDP之间呈现出倒“U”型关系形态，工业用水随着经济增长而增加，但是当经济增长到某一拐点处时，会随着经济增长而下降。为了进一步得到当前各省份的工业用水与人均GDP的关系现状，计算得到倒“U”曲线的拐点值为65 292元（以2003年为不变价格），2010年的人均GDP超过这一拐点的地区为北京、天津和上海，说明随着经济增长，工业用水会逐渐下降，取得经济增长与工业用水下降的“双赢”。而剩下的28个省份都未跨过拐点，工业用水随着经济增长会逐渐增加，从而处于经济增长与工业用水下降的“两难”困境，如何在发展经济的同时减少工业用水，将是这些省份面临的巨大挑战！
模型M2中，产业结构（工业产值占GDP比重）的系数为0.1282，并且在1%的水平上显著，AR项也是显著的，说明工业产值所占GDP比重与工业用水呈正相关关系，工业产值所占比重的上升，会带来工业用水的增加，与理论分析的预期是一致的。中国经济发展取得巨大成就，服务业产值和比重在逐渐增加，但是工业的发展对地区经济的发展还是发挥着重要的作用。
模型M3中，人均GDP、人均GDP平方项、产业结构和AR（1）项的系数都是显著的，模型拟合效果也很好，R2达到0.9969，系数的符号和模型M1、M2是一致的，工业用水与人均GDP之间还是符合倒“U”型关系形态，与模型M1相比较，在加入产业结构因素之后，拐点处的值增加为70 739元（以2003年为不变价格），大于M1的拐点值，说明工业产值占GDP比重的上升会延缓工业用水下降时点的到来，跨过拐点的地区仍然为北京、天津和上海3个省份，剩下的28个省份处于曲线的上升段，随着经济增长和工业产值占GDP 比重的上升，工业用水会增加，工业用水的下降将面临严峻挑战。与模型M2相比较，在加入经济增长因素之后，工业产值所占GDP比重的系数从0.1282降低到0.0791，说明对工业用水的影响降低，经济增长在一定程度上弱化了工业产值所占GDP比重上升对工业用水量增加的压力。
该文选择经济增长和产业结构作为工业用水的影响因素，除此之外，影响工业用水的因素还有很多，没有加入模型中。例如，环境保护要求，随着人民群众生活质量的提高，对环境保护要求更高，相关的法律法规对企业排污具有严格的限制，从而迫使企业减少用水量，当然，严格的环境保护要求也会降低工业用水量；工业内部结构变化，水价的提高和用水定额的压力，单位产值耗水量大的产业会逐渐被单位产值耗水量少的产业所取代，用水效率得以提高，从而工业用水量也会减少；区域间产业转移，高耗水行业从发达国家转移到不发达国家，发达地区转移到不发达地区，都会引起区域间工业用水量的变化，同时“虚拟水战略”即缺水国家或地区通过贸易方式从富水地区购买水密集产品，也是工业用水减少的一条途径。
结论与政策建议
本文利用中国2003―2010年31个省份的面板数据，分析经济增长、产业结构与工业用水之间的关系，为了分别考虑经济增长和产业结构对工业用水的影响，本文估计了三个模型，并对模型进行自相关性修正，得到如下结论：
第一，经济增长与工业用水之间存在倒“U”型关系形态，人均GDP小于65 292元时，工业用水会随着人均GDP的增长而增加，一旦人均GDP突破65 292元时，工业用水就会随着人均GDP的增长而下降，在2010年，只有北京、天津和上海突破这一拐点，取得了经济增长与工业用水下降的“双赢”，剩下的28个省份均处于曲线的上升段，工业用水随着人均GDP的增长而增加，处于经济增长与工业用水下降的“两难”困境。产业结构与工业用水是正相关关系，产业结构（工业产值所占GDP比重）上升，会引起工业用水的增加。
第二，综合考虑经济增长与产业结构对工业用水的影响时，经济增长与工业用水也是呈现倒“U”型关系形态，不过拐点值增加为70 739元，即在人均GDP小于70 739元时，工业用水随着经济增长而增加，跨过这一拐点时，工业用水会随着经济增长增长而下降，2010年取得经济增长与工业用水下降“双赢”的省份还是北京、天津和上海，与单独考虑经济增长因素相比，工业产值所占比重的上升会延缓工业用水下降时点的到来；工业用水与产业结构呈现正相关关系，不过系数减小，与单独考虑产业结构因素相比，经济增长弱化了工业产值所占GDP比重上升对工业用水增加的压力。
第三，除了经济增长和产业结构因素之外，对工业用水产生影响的因素还有很多，环境保护要求、工业内部结构、区域间的产业转移和“虚拟水战略”都是不可忽视的影响因素。
基于以上分析，得出以下政策建议：第一，发展经济与工业用水下降并举，走出经济增长与工业用水上升的“两难”困境，取得“双赢”，企业要采取相关节水技术研究，提高工业用水重复利用率，政府要更加严格环境保护要求，减少企业的排污；第二，努力调整产业结构，大力发展低耗水工业行业以及服务业行业，提高用水效率；第三，区域间产业转移和“虚拟水战略”也是减少工业用水的有效途径。
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篇13
春江水暖鸭先知。遭受危机冲击首当其冲的是企业，保增长必须优先保证的也是企业。××市坚持把保增长作为学习实践活动最需要取得的实效，咬定发展不动摇，谋定后动不折腾，凝心聚力，稳商援企，全力助推工业经济逆势增长，取得明显阶段性成效。元至4月，全市实现规模工业总产值57.6亿元，增长40.9%；规模工业增加值16.7亿元，增长61.3%；全社会固定资产投资20.5亿元，增长31%；财政总收入2.41
亿元，增长22.2%；地方一般预算收入1.19亿元，增长29.8%；元至三月外贸出口总额968.2万美元，增长11.4%；实际利用外资230万美元，增长8%。
一、政策带动，营造企业发展“暖春”环境。一是挖掘优惠政策潜能。认真研究和梳理国家出台的促进经济增长和扶持企业发展的各项政策，按照更灵活、更宽松、更开放的原则，在国家政策和法律法规允许的范围内，在税收、土地、融资等方面给予企业和投资者最大限度的扶持，促进资本、技术、人才等要素资源向经济发展的关键环节和重点领域集中，真正用好、用活、用足各项投资优惠政策，充分运用政策的潜力，为经济发展服务。二是放大优强企业优势。全市筛选确定32家优强企业和成长型企业，从发展环境、资金扶持、要素保障、项目申报、服务审批等方面为重点企业和外来客商提供特殊政策和“直通车”服务，鼓励企业在困境中求生存、谋发展。目前，××已有年产值过亿元的工业企业18家，年税收过2000万元的企业4家、过100万元的企业32家。截至3月末，全市规模工业企业达到151家，同比净增40家。三是催生企业扩规升级。制定出台支持重点投资项目加快建设的政策措施，对符合国家产业政策和投资导向的重点招商引资项目和技改扩规企业，建立专班协调机制、实行提前介入制度和建立限时办结制度，积极协调项目前期咨询、市场准入、规划选址、征地环评等工作，全程跟综，提供高效快捷的服务。目前，全市新开工2000万元以上工业项目9个，计划投资8.83亿元，其中投资过亿元项目5个。
二、银企互动，破解企业发展融资瓶颈。一是引导金融信贷投入走向。研究出台《××市金融机构支持市域经济发展货币信贷工作指导意见》和《××市金融机构支持地方经济发展奖励办法》，督促和指导各金融机构加大对市域经济[的投入力度，缓解企业贷款融资难。积极创新信贷产品，对产品有市场、经营有效益、发展有潜力、管理较规范、还贷守信用的科技型、外向型、成长型中小企业和非公有制经济，建立一套行之有效的贷款审查、信用评级、抵押担保、资金定价等信贷管理制度，及时给予合理的信贷支持，促进企业做大做强。重点加大对食品酿造、纺织、化工、建材、电子材料等优势产业技术改造和新上项目的支持力度，满足项目资金和流动资金的信贷需求。目前已协调市内金融机构为全市工业企业提供贷款4.04亿元。二是完善企业诚信体系。加强企业信用信息的采集和利用工作，建立中小企业资信获取长效机制，在全社会开展征信知识问卷调查，深入到相关单位、企业采集信息，了解企业经营情况，构建全方位、多渠道的中小企业信息通报平台，提高对中小企业授信的效率，加大中小企业征信体系建设和a级信用企业培植工作力度，帮助企业及时获得信贷支持，有效缓解中小企业解决融资难问题。截至目前，采集企业信息有效信息398户，其中新采集167户，更新企业信息231户，全部录入人民银行总行《企业信用信息基础数据库》，信息完成数量和质量名列宜昌第一，其中的电信缴费信息、法院诉讼信息和环保信息等非银行信息在宜昌市乃至湖北省尚属首次。三是搭建银企对接平台。在全市组织开展“银行行长企业行”活动，组织全市金融机构主要负责人和信贷经理，主动到有信贷需求、2008年纳税10万元以上工业企业，或者去年投产，或当年准备投产的招商引资企业，进行实地考察，面对面开展信贷洽谈，零距离交流供求状况。截至目前，全市金融机构主要负责人和信贷部门负责人深入9个镇（街办），实地参观考察62家有信贷需求的企业，根据不同企业的规模、资信状况、贷款需求额度等方面有针对性地进行解剖，并为企业量身设计贷款方案。截至目前，全市金融机构制定企业信贷投放计划20.59亿元，惠及122家企业。
三、政企联动，引领企业发展危中转机。一是深入调研，共商应对危机之良策。市“四大家”领导带队先后深入××酒业、三宁化工、中石化湖北分公司、中冶重工等重点企业和项目建设现场办公，帮助企业分析市场和产品，在调整产品结构中寻求商机，在应对危机中加强技术改造，在精细化管理中增加效益，切实帮助企业排忧解难。4月末，全市11个工业行业大类中，除有色金属冶炼及压延加工业、木材加工及家具制造业2大行业外，其余9大行业均呈两位数增长态势，其中化学原料及化学制品制造业、塑料制品业及机械制造业3大行业增幅超过60%，分别为87.8%、76.4%和62.7%。二是优化服务，营造抱团取暖好环境。牢固树立“产业第一、企业家老大”、“企业的要求就是我们的追求”等理念，积极构建政企互动平台，经常性、多层次开展党政企等各方面的交流互动，满腔热情支持企业发展，满怀深情帮助企业解决困难，饱含深情帮助企业做大做强，为企业发展营造良好的政务环境；按照“流程最短、环节最简、效率最高、服务最优”的目标，大力推进行政审批流程再造，进一步减少审批环节，简化审批流程，构建服务“绿色通道”；进一步完善市领导重点项目联系制度，继续推行“一个项目、一名领导、一套班子、一抓到底”的“四个一”项目建设工作机制。三是建强队伍，培育企业人才后备军。全面树立“企业家的成长决定我们的增长”的理念，筹备建立企业家俱乐部，主动对接国内外企业管理新理论、新方法、新经验，主动寻求与国内名牌大学合作，定期组织开展企业家学习培训、实地考察学习活动，培养一批适应现代市场经济和国际竞争要求的一流企业家。加强后备人才培养，建立企业家后备人才信息库，将后备人才管理列入企业发展规划，引导激励一批年轻企业管理人员早成才、快成才、成大才，形成企业家队伍的“梯队”结构。
