经济效应论文精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇经济效应论文范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

公共财政论认为财政是以国家为主体,通过政府的收支活动,集中一部分社会资源,用于履行政府职能和满足社会公共需要的经济活动(苏明,2001)。应该说,前两种关于财政的定义各有所侧重,前者突出了财政的社会分配和政府职能,后者强调了政府的活动。而公共财政论则简单明了地指出现代财政的公共性,为建立公共财政奠定了理论基础。明确了财政概念,就可以对财政政策加以研究。财政政策是指以特定的财政理论为依据,运用各种财政工具,为达到一定财政目标而采取的财政措施的总和。转贴于（）简言之,财政政策是体系化了的财政措施,它的目的就是实现财政职能。同时,它也是国家根据一定时期政治经济形势和任务制定的指导财政分配活动和处理各种财政分配关系的基本准则,是客观存在的财政分配关系在国家意志上的反映。它是国家经济政策的重要组成部分,其制定和实施的过程也是国家实施财政宏观调控的过程。在现代市场经济条件下,财政政策又是国家干预经济、实现国家宏观经济目标的主要手段。财政政策是随着社会生产方式的变革而不断发展的。

财政政策按其构成体系可以分为国家预算政策、财政支出政策、税收政策、国债政策、投资政策、补贴政策和出口政策等七大政策。由于研究数据和技术方法的限制,本文主要是研究前三种财政政策对经济增长的促进效应。

二三种主要财政政策工具对经济增长促进效应的分析(一)国家预算政策对经济增长效应的分析国家预算政策包括财政赤字政策、财政盈余政策和预算收支平衡政策三种形式,笔者主要讨论财政赤字政策对经济增长的促进效应。它对经济的影响主要表现在三个方面。

1、财政赤字影响货币供给财政赤字对经济的影响和赤字规模大小有关,但更主要的还是取决于赤字的弥补方式,即向银行透支或借款来弥补财政赤字。出现财政赤字意味着财政收进的货币满足不了必需的开支,其中有一种弥补办法就是向银行借款。可见,财政向银行借款会增加中央银行的准备金,从而增加基础货币,全国公务员共同的天地－尽在（）

但财政借款是否会引起货币供给过度,则不能肯定。很多人用“财政有赤字,银行发票子”这句话来形容财政赤字与货币供给的关系,而事实上,赤字与货币发行并不一定存在这样的因果关系,财政赤字对货币供给的影响虽可能与赤字规模的大小有关,但更主要的还取决于赤字的弥补形式。

2、财政赤字扩大总需求的效应凯恩斯主义所奉行的财政政策是运用政府支出和税收来调节经济。在经济萧条期,总需求小于总供给,经济中存在失业,政府通过扩张性的财政政策刺激总需求,以实现充分就业。增加政府支出、减少政府税收的扩张性财政政策必然出现财政赤字,因此,赤字就成为财政政策中扩大需求的一项手段。财政有赤字,必然扩大总需求,但其扩大总需求的效应有两种,如前分析,一是财政赤字可以作为新的需求叠加在原总需求水平之上,使总需求扩张;二是通过不同的弥补方式,财政赤字只是替代其他部门需求而构成总需求的一部分。它仅仅改变总需求结构,并不直接增加总需求规模。完全以国债收入弥补的“软赤字”,只要不超出适度债务规模,其扩张效应一般可被控制为良性的,即可以有意用作反经济周期的安排,在经济萧条阶段刺激需求,“熨平”周期波动,一般不致引起严重的通货膨胀,这对我国的经济是有现实意义的;第三,财政赤字与发行国债。发行国债是世界各国弥补财政赤字的普遍做法而且被认为是一种最可靠的弥补途径。但是,债务作为弥补财政赤字的来源,会随着财政赤字的增长而增长。另一方面,债务是要还本付息的,债务的增加也会反过来加大财政赤字。

3、财政赤字的排挤效应财政赤字的排挤效应一般是指财政赤字对私人消费和投资所产生的排挤影响。当政府因支出庞大产生预算赤字时,一般需发行公债向公众借款。发行公债是国家信用的一种形式。在货币市场上,如果私人储蓄量不变,则政府债券与企业债券等有价证券将共同竞争市场上有限的资金。当公众出于对国家债券的高度信任而争购公债,政府在总储蓄的占有上便处于优势。政府发债占总储蓄的比重越大,就会有越多的非政府借款者因筹不到资金被挤出货币市场,加上赤字支出促使利率上升,全国公务员共同的天地－尽在（）

必然会排挤出一部分非政府投资,从而抵消政府赤字支出的部分扩张性作用。但这种结果并不是绝对的,一方面政府赤字的排挤效应会被政府扩大投资支出所产生的“乘数作用”所抵消;另一方面,“排挤效应”如果与政府有意进行的经济结构合理化调整结合起来,则可以改善资源配置,对国民经济产生有益的影响。

(二)财政支出政策对经济增长效应的分析为解决有效需求的不足,我国主要采取扩大政府财政支出的财政政策,政府支出的结构和支出规模是经济增长的核心变量。笔者也将主要从政府支出结构来看其对经济增长的影响。我们采用以财政支出项目为自变量的柯其分别表示财政支出结构中某一项目支出增加1%时所引起的产出增加百分数,这样我们就用产出弹性来描述财政支出的结构效应以及其对经济增长质量提高的调节作用。我们以《中国统计年鉴》(2006)我国1989—2005年财政支出职能结构分类统计数据为样本区间。相比较高,而在1996年非税因素对经济增长的影响是最为不利的,税收负担相应较轻,实际该年税收负担为10.3479%,与其他年份相比较低。经过去除非税因素对经济增长的影响,修正后的税收负担与经济增长率之间呈现出更加紧密的关系,并且高经济增长年份修正后的税收负担较低,低经济增长年份修正后的税收负担较高,有一定的负相关关系。现在我们转入,采用排除非税因素影响后修正的税收负担和税制结构所得到的回归效果比较好,调整的R2为0.317,F检验值为6.115,各回归变量的T检验值均能通过95%的检验,从系数项来看,修正后的税收负担与经济增长率的弹性系数为-3.866,即表明税收负担上涨1%,经济增长率下降3.866%,税制结构与经济增长率的弹性系数为0.6,即税制结构变化1%,经济增长率变化0.6%,影响系数较小。这样的结果与理论上税收负担和税制结构与经济增长的关系基本相符,我国现行税制是符合经济发展规律的。

从以上数据分析看,在我国现行税制下,税制结构对经济增长的影响是比较小的,修正后的税收负担则对经济增长的影响较大,这一点与国外的实证研究结果基本相同。从数据看,1994年的税制改革应该说是1983年税制改革的延续,1983年是税制结构和税收负担变化的一个转折点,通过设立所得税,税收负担从1982年的11.25%,猛涨到1983年的18.55%,在随后近10年时间内,税收负担不断降低,最低时为10.167%,通过1994年的税制改革,税收负担才得以不断的提升,到2004年达到18.839%。也就是说通过1994年的税制改革提高了税收收入占GDP的比重,缓解了税收占GDP比重一直下滑的局面。另外从税制结构角度看,1983年以前,由于企业以利润形式上缴国家,没有真正意义上的直接类税收,直接税占间接税收入比重仅在10%左右,通过1983年改革,建立起所得税体系,直接税收入占间接税收入比重上升到50%左右,随后持续减低,尤其是在1994年增值税体系的建立,直接税收入占间接税收入比重下降到1983年以来的最低点23.953%,随后几年逐渐升高,2004年达到39.0463%。从求解出的结果看,非税因素对经济增长的影响从1994年起越来越有利,非税环境越来越有利,各项经济体制改革的成效逐步体现,反过来说税收对经济的调节作用在不断减弱,这种情况在1983年税制改革前也出现过,所以面临新的经济环境,税收作用不断减弱的情况下,税制必须进行改革。

篇(2)

中国要在本世纪实现全面建设小康社会的宏伟目标，必须解决好经济增长与就业这两个重要问题。一方面，保持经济的持续快速健康发展是解决我国所有问题的关键，要高度重视影响经济增长的因素；另外，我国是人口众多的发展中大国，就业问题始终是国家关注的一件大事，所以我们一定要充分利用对外投资创造的各种效应来增加就业机会、解决就业问题。于是，下文拟从促进经济增长与就业两方面来探讨对外投资的经济效应。

1.经济增长效应

(1)生产要素配置效应。生产要素是实现经济增长的源泉，而我国生产要素结构比例严重失衡，一定程度上制约了我国经济的持续发展，于是，必须通过国际交换，实现生产要素的合理配置。为此，对外投资将发挥重要作用，这主要体现在以下几个方面：①更好地利用国外自然资源。中国是一个自然资源比较短缺的国家，耕地和水，石油天然气、森林、橡胶、铜铁矿、等重要资源的人均拥有量远远低于世界平均水平，特别是石油天然气则是我国未来发展的战略稀缺资源，现在已经在大比例地进口，有人估算到2010年，中国石油天然气的进口依存度将接近或超过50%（江小娟，2004），这是一个十分严峻的问题，我们不能完全依赖进口，因为它受到诸多不确定性因素的影响，通过对外投资参与国际资源开发，与那些资源丰富但缺少开发能力的国家合作，并且拥有对稀缺资源的股份，以保证我国重要资源供给的长期安全性。②更好地利用国外先进技术。作为发展中国家，我国的综合技术实力还是比较低的，人均技术水平也急待提高。到目前为止，我国利用国外技术资源的主要方式是引进资金与技术，但随着我国经济实力的发展壮大，仅凭国外引进已远远不够，对外投资可通过两种方式来利用国外技术资源。一种是国内有实力的大企业到海外人力资源密集的地方设立研发中心或者设计中心，这不仅可以利用和发展原有的技术优势，还能够保持和寻求新的技术优势（马亚明等，2003）。另一种是到海外收购或兼并有核心技术的国外企业，通过利用已有的核心技术、顾客资源和品牌优势，我们可以提高技术效率和技术竞争优势，从而缩短时间、降低风险，迅速获取经济效益（李蕊，2003）。③获得更多国外资本。中国对外投资极大地拓宽了利用国外资本的渠道，因为它不仅增加了我国的外汇收入，而且从东道国或国际金融市场上筹措到大量资金，由于实现了资本积累，从而突破了企业发展的资本瓶颈，结果企业可以扩大经营规模、优化资本结构、促进技术升级，实现企业良性发展。

(2)产业结构优化效应

结构调整和产业升级是当前及今后一段时期内经济工作的重点，由于我国还未实现工业化、信息化与现代化，加上我国区域经济发展的不平衡，我们必须抓住对外开放的契机利用对外投资来实现产业结构的优化升级。①促进传统产业的改造与升级。现在国内有相当一部分产业生产能力过剩，经济效益不好，企业发展滞缓，这主要是因为国内商品的供给与需求之间的失衡所致，并非完全归因与产品的质量、层次与水平。其实传统产业的大部分产品适应一些发展中国家甚至发达国家的市场需求。通过对外投资，在全球范围内重新配置这些生产能力，将使这些资产继续发挥作用、促进国内结构调整，减轻国内企业困境。②促进高新技术产业的快速发展。面对世界科技的迅猛发展，一国的综合国力在很大程度上取决于科技发展水平，而高新技术则是其集中体现。然而，高新技术产业需要大量的技术开发投入，许多生产项目需要巨额投资，如果小批量生产，不能弥补前期的大量投资，企业就不会有投资的积极性。我国国内市场虽然容量巨大，但相对于一些高新技术产品，国内需求不足，必须以全球市场为目标，才能进行大规模生产和经营。因此，通过对外投资到国外市场与对手一起竞争将加速我国企业的技术进步，与此同时，国外企业的技术扩散也为我们高新技术发展提供了示范作用。

2.就业效应

就业是民生之本，扩大就业是我国当前和今后长时期重大而艰巨的任务。对外投资则是解决我国就业问题的一条主要途径。它对就业的影响主要体现在如下两方面：一是刺激效应，二是置换效应。前者是指对外投资导致国内就业增加，后者则是指国内就业被国外替代造成就业减少。对外投资主要通过增长出口来刺激就业，它在我国经济增长中的作用已越来越明显，它的作用机制表现为以下几个方面：第一、企业的跨国经营特别是对外投资办厂首先会带来资本品的出口，从而带动国内相关产业的出口，这必然会给国内就业产生拉动作用；第二、对外投资中的境外加工贸易中，所需原材料、零部件、半成品大多是从国内进口，增加了对国内产品的需求，关联产业的就业需求增加；第三、企业在对外投资的过程中，国际化竞争力增强，加深了对国际市场的了解，扩大了本企业在国际市场上的知名度，从而会拉动对母公司产品的出口，从而带动相关产业的就业；第四、我国对外投资多以制造业为主，相对而言，服务业的发展比较滞后，而在国外投资的竞争压力将会提高我国的服务水平，由于服务业大都是劳动密集型产业，对增加就业有十分重要的意义，因此，伴随对外投资规模的逐渐扩大，将对我国就业产生积极影响。

就对外投资的置换效应而言，目前在我国的作用效果并不明显。因为对外投资对就业置换效应的强弱与母国对外投资的动因有密切关系，发达国家对外投资的一个重要动因是寻求廉价的劳动力资源，而我国企业对外投资的主要原因是带动出口和更好的利用国外资源，使生产要素配置更趋合理，再加上我国本身所具有的劳动力资源优势在长期内不会改变，这决定了我国企业在跨国经营中不会舍近求远，而会充分利用这个比较优势。所以对外投资对我国就业的置换效应很小。总之，对外投资不会减少国内的就业需求，相反会因为对出口的带动和服务业的刺激而扩大关联行业的就业需求，所以对外投资有明显的就业正效应。

二、目前中国对外投资存在的问题

1.宏观规划和管理不够完善

由于国家及政府鼓励和支持国内有实力的企业到国外投资，所以许多不具备条件的企业也急于进入国际市场，参与国际竞争，但它们在企业制度、技术能力、人力资源、品牌优势等方面均未达到进行国际经营的实力。政府在政策措施和法律法规方面还存在诸多不健全之处，同时对企业到国外投资的资格认定、业绩评估、过程管理等方面也还有许多不完善，造成了对外投资的企业水平参差不齐，导致企业未达到对外投资的预期目标。

2.企业规模普遍较小

虽然我国对外投资企业的规模较以前有了大幅度提高，但与国外企业相比差距仍很大，在竞争中常常处于劣势。企业的投资规模偏小直接限制了规模经济的形成和市场竞争力的有效发挥；另外工作人员少，大多数企业只有几人或十几人，很少有几十人的，致使他们难以进行有效的分工与协作，导致企业很难沿着正常轨道顺利发展。

3.技术研发能力薄弱

由于我国对外投资企业的规模较小，资本相对稀缺，用于技术研究与开发的资金并不充裕，特别是对外投资主体多以资源开发和贸易性开发投资为主，它们缺少技术创新的动力与压力，另者，我们对海外企业人才的培养也不够重视，缺乏高素质的技术与管理人才，结果我国对外投资行业的核心技术、创新水平、国产化程度并不高，核心技术仍来自于国外，自身没有升级换代的能力，这意味着要受制于人，且在市场形式变化时没有回旋余地。

4.企业管理水平偏低

由于中国企业在国外投资的历史不长，经验不多，所以对海外投资的管理存在许多不足。首先，中国对外投资的大部分企业都是国有企业，它们在人事管理中往往缺乏一套科学合理的选人、用人及人员变换机制，多数民营企业也存在相同的问题；其次，对企业财务管理不规范、不严格，缺乏一套科学有效的风险控制制度；再次，企业投资决策欠妥。投资可行性研究报告缺乏足够市场调研，对市场需求和产品规模论证不够，投资企业的产品存在着市场需求较小或生产规模不经济问题，对重大事项的定夺缺乏影响力，在选择合作伙伴方面经验不足；最后，对经营者激励约束机制不健全，往往存在着经营者谋取私利而损害企业利益的行为。

三、促进中国对外投资良性发展的对策

1.加强政府宏观规划和管理，为企业对外投资创造良好的外部环境

要防止“定指标”“下计划”式的发展方式，避免盲目发展、一哄而上，政府要做到真正以企业为主体，以市场为导向，以提高经济效益、增强竞争力和长期发展潜力为目的，讲求实效；同时政府要简化审批手续，完善登记制度，加强对企业海外投资项目的监管

2.制定和完善促进企业对外投资发展的法律法规和政策措施

尽管我国已经出台了许多规章制度来规范对外投资企业的行为，也取得了显著成效，但我们应该清醒地看到由于世界经济增长的不稳定性和国外投资状况的不确定性，我国的企业还面临着来自诸多方面的风险。国家应鼓励支持国内有实力的各种投资主体开展对外投资，并在企业融资、税费负担、权益保护等方面给予配套支持；另外要为企业提供风险分担机制，形成境外投资风险保障机制，鼓励企业前去投资。

3.加强企业自身建设，积极推进企业改革

要实现对外投资的健康快速发展，营造良好的外部环境固然重要，但更加重要且急迫的是提高企业自身素质，从根本上增进企业的国际竞争力，具体而言，要至少作好以下几项工作：其一、以现代企业制度为标准强化企业制度建设，形成企业多方利益主体的制衡机制，借鉴世界著名跨国公司的经验，逐渐改进完善企业制度；其二、加大企业研究开发和技术创新力度，将自我技术创新同技术模仿改进有机结合起来，不断提高我国企业的自主创新能力；其三、形成人才选拔、任用、转换、培训等一整套良性循环机制，使我国在同国外公司的竞争中始终保持人才优势。

参考文献：

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

[2]潘岳主编:中国对外投资发展战略[M].经济科学出版社，1998

[3]江小涓:吸引外资、对外投资和中国的全面小康目标[J]国际贸易问题，2004，（1）

[4]马亚明等:技术优势与对外直接投资：技术扩散的分析框架[J]南开经济研究，2003，（4）

[5]李蕊:跨国并购的技术寻求动因解析[J]世界经济，2003，（2）

篇(3)

论文关键词：台资，农业企业，投资，大陆，溢出效应

 

一、 引言

农业是海峡两岸交流与合作的重点领域之一，在两岸关系中处于十分重要的地位。农业投资在两岸经贸关系发展中一直扮演着重要角色，尤其是在两岸关系还未达到完全正常化的形势下，农业投资几乎是台湾农业技术、农业资金和农业人才与大陆农业生产要素直接结合的唯一途径和载体。农业是台商对大陆投资起步较早的领域，在祖国大陆改革开放的80年代初期，就有台商开始在东南沿海地区进行试探性的投资创业。经过20多年的发展，目前已进入快速发展时期，来大陆发展创业的台资农业企业不断增多，台商投资大陆农业的规模和水平都有很大的提高，两岸农业交流从大陆沿海地区拓展到中西部、北部地区，从畜牧业、种植业等向农产品加工、休闲农业等二、三产业延伸。两岸农业交流与合作逐步形成了宽领域、多层次、全方位的合作双赢的发展模式，成为两岸合作当中最活跃和重要的领域。

二、台资农业企业投资大陆的现状与特征

1、台资农业企业投资大陆农业的步伐不断加快。目前，在大陆发展的台资农业企业日益成为大陆农业的一个重要组成部分。截至2009年底的不完全统计，在大陆投资发展的台资农业企业有6100多家经济学论文，投资大陆农业的台资达72亿美元。截至目前，大陆在16个省（区市）设有海峡两岸农业合作试验区和台湾农民创业园，已发展成为台湾农业资金、优良品种、技术、设备、管理经验以及人才进入大陆的持久、稳定的高效合作平台。目前，进入园区发展的台资农业企业已达5000多家，占在大陆台资农业企业总数的82%左右，实际利用台资58亿美元，占台资投资大陆农业实际金额的81%左右[1]。来大陆投资的台资农业企业普遍取得了可观的经济效益，为优化大陆农业生产结构、建设现代农业做出了贡献。

表1：1991-2009年大陆吸收的台资农业直接投资额（单位：万美元）

 

年份

合计(万美元)

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、研究机构内部、国家之间的科研合作程度均在增长，合作者通过合作开展了相互的学习并能在学术领域产生比个体更强的影响力。在一定的约束条件下合作确实能提升科研产出的质量，同时通过合作发文整合合作双方竞争力和技能，进而能攻克难以解决的问题，提升成功的机会。而两个地方之间的科学合作强度，一方面取决于互相学习的机会，另一方面则由合作所需的时间与金钱所决定，如研讨会、学术会议、学习交流、研究室资源共享等形式的科研合作所形成的交通成本及耗时会随着研究者之间的空间距离增加而增加。由此可见，交通及信息沟通方面的技术进步通过简化科研合作过程，降低远程信息沟通的交通成本及耗时促进了科研合作这一增长趋势。Hoekman的研究假设指出不仅是物理距离，地区边界、国家边界、语言边界也会影响欧洲科研合作，但这一影响程度随着时间减弱。那么中国技术经济及管理学科在NSFC项目资助下开展科研合作是否也如是?本文将沿用Hoekman的研究假设体系，形成本文的假设。假设1:对于技术经济及管理学科而言，随着距离的增加，在NSFC项目资助下科研合作会随之梯级式减少。假设2:技术经济及管理学科在NSFC项目资助下研究主体在跨越不同边界时，科研合作会呈现出不同规律。

2数据来源及研究方法

科学研究产出包括发明、数据库、专利、技术、专著以及发表的论文，其中科学期刊上发表的论文经过同行评议从而保证了最基本的质量及独创性，从而发表的论文作为研究科学合作的载体以及一个体现个人学术价值的指标，是科学研究的重要产出形式之一。关于论文的统计数据来源有三种方法:其中之一是文献计量和数据库中所提取的已发表的论文。合作是指在科研项目中两个或更多学者之间的密切交互，这种交互是带有一个或更多目的的，如为获取资源而合作等。Cumming提出了五种科研合作行为:责任划分、资源共享、知识转移、学术会议、交互技术，观察Cumming论文中的相关系数矩阵发现五种合作行为与六种项目产出之间的相关系数矩阵中，知识转移与项目产出之间的6个相关系数均高于其他四个合作行为。进而科研合作可以看作在公开发表物上的成对出现的地区名称，所以对于本文所建立的数据库而言，是在中国知网(以下简称CNKI)上发表的由NSFC项目资助下的共同发文的单位名称。本文研究团队于2013年7月5日－12日期间在CNKI个人数字图书馆中，按照期刊检索条件为“支持基金”，并在该选项中输入技术经济及管理学科396名博导在1999－2012年间所获475项NSFC项目的批准号进行摘要式检索，共检索到8156篇论文。采集检索结果中的“作者”、“作者单位”、“年份”三项信息，所检索出的信息逐一录入“技术经济及管理学科基础研究项目数据库”。Katz总结了影响科学合作的十类因素，其中第十种就是空间距离的缩短。他提出分析位于不同空间位置上的合作关系应包括三个步骤，参照Katz所提出的步骤，本文在第一步中构造了技术经济及管理学科在NSFC项目资助下开展地区与地区之间的科研合作面板数据库，同时对所使用的分析工具进行了扩展，如引入了引力模型开展静态面板回归和动态面板回归。

3研究结论

3．1随着距离的增加，合作是否会随之梯级式减少

距离所造成的合作障碍因素包括文化的、语言的以及组织间的差异性，因此大部分的交流强度在本质上会随着两个交互主体之间的距离增加而削弱，同时因为科研项目的顺利推进需要项目参与者频繁地开展研讨活动，从而处于相同或邻近地域的学者之间开展科学合作的可能更高，更倾向于空间上的集聚。从空间上看是否是这样呢?从图1中展示的是1999－2013年期间8156篇论文中合作发文单位所在城市(同一城市内部的除外)对子，可以看出中国技术经济及管理学科在NS-FC资助下开展科研合作的地理分布主要集中在经度23°117''''E至45°75''''E以及纬度104°067''''N至126°65''''N的不规则梯形区域里，这一区域的四个顶点分别为成都、广州、上海、哈尔滨。另外，华东地区是七大地区的重要合作伙伴，这便引发了如下问题，即图1中仅是展示的是城市之间的合作，若从地区层面来看，又呈现出怎样的更为深入的现象和规律呢?Hoekman对2000－2007年期间的WOS数据库中33个欧盟国家的313个地区的合作发文数据进行了统计，发现就总体而言，样本的科学合作发文在显著性水平为5%时，地区边界效应要强于国家边界效应，而后者又强于语言边界效应，这三者的弹性系数依次为:－3．342、－1．645、－0．969，其研究结果表明合作发文具有地域性，且“远程逻辑”与“地域逻辑”并存。本文对Hoekman的远程逻辑进行细化，对应图2中的地区③间合作以及地区内不同城市间合作，而地域逻辑对应图2中的地区内相同城市不同学校间合作。图2中三种合作占比在2003年以前呈振荡态势，以2004年为界地区间合作占比与地区内相同城市不同学校之间合作占比两折线开始呈现明显的交错上升态势，地区间合作占比的最低值为2009年的0．067，而地区内相同城市不同学校间合作占比的最低值出现在2005年为0．052，地区间不同城市间合作占比最高值于2012年达到0．051，这两个占比的最低值均大于地区内不同城市间合作占比的最大值，且从2005年开始后者一直远远低于前两者，说明技术经济及管理学科的NSFC项目资助下在发文上呈现出的“同城”偏好④以及“跨区”偏好，并随着时间的推进得到了加强。这两个偏好的发现恰恰与Pan不谋而合。尽管当前交互工具有较快发展，但科研合作中的引力定律仍成立，意味着科研工作者更倾向于寻求与他们位于同一区位的合作伙伴。然而远程合作却并不少，且相互作用的强度呈指数衰减。由图2发现假设1部分成立，即合作会减少，但不是梯级式的，而是发生了主体的跃迁，即跨区偏好和同城偏好之间的偏好跃迁。

3．2跨越不同边界时，合作是否会呈现出不同规律

牛顿第三定律可用于揭示位于空间上不同点的主体之间的交互问题，利用引力模型分析影响区域网络中科研合作的决定性因素，两个地区之间的合作强度取决于两个地区各自的发文量及两地区之间的物理距离。分别借助静态面板和动态面板展开进一步分析，可借助静态面板对技术经济及管理学科NSFC项目资助下所开展的科研合作进行分析，关于距离与科研合作相关关系的代表性文献使用引力模型建立静态面板的总结如表1所示。Montobbio总结了距离的四种测度:地理距离(包括三种计算方法:两地区中人口最多的城市之间的经纬度距离，也可用两地区的中心城市之间的经纬度距离，亦可用两地区的最大城市之间加权的距离来衡量);考虑了交流成本的“时差”距离;文化历史相关的距离;技术距离。由Montobbio的相关系数矩阵表发现第一种距离中的三种类型的距离在显著性水平为5%下，三者两两之间的相关系数均为0．99，从而使用其中任何一种即可，同时结合表1的归纳，本文采用的是与Pan相同的测度形式，即以两个地区中心城市之间的直线距离作为引力模型中的距离度量。根据技术经济及管理博点的分布，参照全国城镇体系规划(2006－2020年)的划分，中国七大地区的中心城市最终确定为⑥:沈阳(东北)、上海(华东)、武汉(华中)、广州(华南)、重庆(西南)、和西安(西北)，本文中地区之间的直线距离采用地区中心城市之间的直线距离作为度量。本文所使用的引力模型与表1中Hoekman以及Ponds的形式相同为:Cij=kPα1iPα2jdβij，据此建立计量模型如下:lnco．pubij=α0+α1lnpubi+α2lnpubj+α3lndisij+vit(1)式1中co．pubij为地区i(第一作者所属单位为地区i)与其他地区j的合作发文量，pubi表示地区i在NSFC项目资助下在CNKI上的总发文量，pubj表示地区j在NSFC项目资助下在CNKI上的总发文量，disij用两地直线距离⑦表示。α0表示截距项，误差项为vit，i=1，…，7为横截面下标，t=1，…，13为时间单元下标。经过LLC单位根检验，发现co．pub、pub、dis均不存在单位根，说明不存在伪回归，可以使用OLS进行静态面板回归分析⑧，结果如表2所示。(1)地区合作的距离效应、自我效应、寻他效应与滞后效应空间上的邻近性对于科研合作具有重要性，但在地区间的重要程度不同，一个地区的知识生产不仅受到其周边地区的正向影响，而且与其所处的研究网络中关系邻近地区的影响，Scherngell研究发现两个组织之间的距离每增加100km，两者的合作会减少27．8%。表2对某个地区其他地区之间合作发文的计量模型进行了静态面板回归，发现七个地区的距离与合作发文量之间的相关系数在1%的显著性水平下均为负值并介于－0．16至－0．31之间，即距离disij与双边合作co．pubij呈负相关关系又即存在“距离效应”。其中华南地区的距离系数最弱为－0．1615，说明短期内空间上的邻近性对于该地区开展合作的意愿并不强烈。而华东地区的距离系数最强为－0．3017，表明在短期内空间距离仍是影响该地区开展科研合作的关键因素，意味着该地区开展区际间合作时地域空间的邻近性显得更为重要。地区i及其他地区j的合作发文量co．pubij与该地区自身发文量pubi之间呈正相关关系，其中在显著性水平为1%时，华东地区自身发文量每增加100篇，其与其他六个地区的合作发文量便会增加64．83篇，在七个地区中“自我效应”最强。“自我效应”强即当对方合作发文量一定时，某地区自身发文量越多则其会吸引其他地区参与合作发文的意愿越强。西北地区的“自我效应”最弱，其相关系数虽也为正，但不显著。自身发文量弹性系数低于0．3的地区有东北(0．2899)、华北(0．2998)、华南(0．2609)，高于0．3的地区为华中和西南其系数值分别为0．3368和0．3442。地区i的合作伙伴j的发文量pubj也会对这两个地区间合作发文量co．pubij产生影响，但却呈现出正向和反向两种情况:如华东地区合作伙伴发文量会对华东地区的合作发文量产生反向影响，相关系数为－0．0191(虽然并不显著)。华南和西南的合作伙伴发文量虽然会对这两个地区合作发文量产生正向影响即为正相关系数，但却不显著。东北和西北的合作伙伴发文量与这两个地区合作发文量的弹性系数均高于0．3，在显著性水平均为1%时分别为0．3270和0．4707，其中西北地区的“寻他效应”最强，即当该地区自身发文量一定时，其合作伙伴发文量越大，则西北地区寻求与合作伙伴共同发文的意愿越强。表2的分析均为技术经济及管理学科基础研究合作的短期规律，那么长期条件下又会呈现出怎样的规律呢?借助动态面板开展进一步分析，引入co．pubij的滞后项，建立模型如下:lnco．pubij=α0+α1lnL．co．pubij+α2lnpubi+α3lnpubj+α4lndisij+vit(2)由于引入被解释变量的滞后一期项，进而造成了估计的内生性问题，可采用由Blundell和Bond所提出的系统广义矩估计(SYS－GMM)(由于其具有更好的有限样本性质，减小了一阶差分GMM估计量的偏误而被广泛应用)。本文利用了更多的样本信息，可以控制某些解释变量内生性问题的一步系统广义矩估计SYS－GMM对式(2)进行参数估计，结果见表3所示。当引入滞后一期合作发文量作为解释变量后，发现华南、华中、西南的Sargen值均低于0．05，分别为0．0000、0．0139、0．0049，表明未通过Sargen检验即存在工具变量的过度识别问题。表3中仅有东北、华北、华东、西北四个地区的动态面板估计结果具有稳健性。观察表3发现东北地区的滞后一期合作发文量会对当期合作发文量在显著性水平为5%的条件下存在正向影响，相关系数为0．3574，表明东北地区上一期与其他地区的合作文量每增加100篇，下一期的合作发文量便会增加35．74篇。可认为东北地区存在“滞后效应”即前一期的合作发文量L．co．pubij会对后一期的合作发文量co．pubij产生显著性影响作用，这与Defazio以及Jonkers的研究结论相吻合。Defazio利用GMM模型对1990－2004年间欧盟项目资助的科研网络中296位学者在基金资助下的科研合作进行了回归分析，发现在资助期结束后，科研网络中的合作对科研产出呈显著正相关关系，且上一期的论文产出对后一期的论文产出在显著性水平为1%下呈正相关关系，相关系数介于2．40－2．55之间。Jonkers在2009－2011年期间对阿根廷布宜诺斯艾利斯的CONICET科研机构124位受访者所做的问卷调查所得数据进行回归分析后，同时前期发文量与当年国际合作发文量之间在显著性水平为5%下呈正相关关系，且相关系数为1．01。可以发现这两项研究结果中的相关系数均高于本文表3中的相关系数值。华东地区、西北地区的滞后一期合作发文量对当期合作发文量的弹性系数在1%显著性水平下分别为0．3310和0．2713。而华北地区的“滞后效应”不显著，东北地区的滞后效应最强。另外，当解释变量系统中引入滞后一期合作发文量后，其他解释变量的弹性系数也相应发生了变化，四个地区中仅有华东地区的所有解释变量的弹性系数不仅作用方向没有改变且作用强度加大了，称为华东模式:短期内华东地区的距离效应(显著)、自主效应(显著)均在长期内得到了强化，而短期内不显著的负向寻他效应在长期内却变得显著了。这表明华东地区在当前及以后一段时期内仍是具有吸引力的合作伙伴，该地区作为技术经济及管理学科基础研究的重要知识基地，吸引其他地区与其合作的引力会更强。长期内距离效应变得不显著的地区为华北、西北，表明短期内华北、西北两个地区寻求合作伙伴的距离障碍在长期里却会“消融”，这种现象也发生在5thEUFP项目的公共科研合作中，Scherngell认为主要原因可能是政府要求每个科研项目中必须有国际合作伙伴。由于本文的样本数据为中国国内数据，基于此可以认为NSFC不仅应加强国际地区间合作，更应首要加强国内(地区)合作。但多长时间才能出现距离的消融却是一个问题，部分取决于NSFC能否以及多大力度在项目资助政策上鼓励合作研究，若是则距离消融的时长会大大缩短。Montobbio采集了1990－2004年间11个发展中国家与7个发达国家的USPTO专利申请者的14684项合作开发的专利，利用引力模型进行回归分析发现:创新力越高、人口越多的国家的预期合作越多，越多的当地需求会降低空间距离对开展合作的影响，反映在相关系数上绝对值减小。这一原因也可用于解释为何长期中西南、华东的距离障碍却未消融，即西南和华东地区的技术经济及管理学科在NSFC项目资助下开展科研合作的需求更多地集中在地区内部。长期内华北地区合作伙伴的发文量对华北地区合作发文量不会产生显著影响，相关系数为－0．0994(不显著)，表明条件充分的时华北地区可能会向华东模式演进，而条件之一便可能是技术经济及管理博导的时空迁徙，本文统计数据显示在统计期内发生迁徙的博导中有16．7%的迁徙进入华北地区。而跨省合作的现象并不显著，但对于技术经济及管理学科而言其开展科研合作是否也如是呢，且又呈现出什么样的细化特征?本文对20个技术经济及管理博士点所在城市开展合作发文占比为前三四分位数的邻省合作占比、同省合作占比以及不相邻省域合作占比三个指标在图3中进行了展示。发现图3中大椭圆以及小椭圆所包括的点呈现出“剪刀差”走势。城市内合作占总体合作的占比大于20．00%的为:哈尔滨40．98%，南京32．93%，长沙29．02%，合肥27．92%，北京26．65%，西安24．24%，天津23．08%，上海21．13%，武汉20．25%，成都20．00%。图3中，对技术经济及管理博士点所在的20个城市按照不相邻省域合作占比值由高到低对三个指标同时进行了排序，发现福州、南昌、长春、杭州、哈尔滨、南京、北京、沈阳、长沙、成都这10个城市中的不相邻神域合作占比折线与同省合作占比折线形成了一个大“剪刀差”趋势，且由前至后开展邻省合作的意愿和频率均很低，说明随着这10个城市的不相邻省域合作意愿的减弱，同省合作的倾向却得到了加强。相对而言，福州、南昌、长春三市的不相邻省域合作倾向几乎是占绝对主导的。而重庆、武汉、合肥、西安、太原这5个城市的不相邻省域合作占比折线与邻省合作占比的折线也形成了一个小“剪刀差”趋势，且由前至后开展同省合作的意愿均很低，说明这五市开展邻省及不相邻省域合作的意愿及频率均相对较强。综上所述，研究结论显示不论是从地区层面，还是省域层面，均发现假设2成立。

4主要结论及展望

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信息产业经济论文3900字(一)：基于投入产出的安徽省信息产业经济效应论文

运用投入产出理论，将信息产业细分为信息制造业和信息服务业，以安徽省2007年和2012年42部门投入产出表为例，揭示了信息產业的直接消耗系数、影响力系数、感应度系数等指标，并对安徽省信息制造业和信息服务业的产业关联和产业波及效应进行比较分析，由此揭示信息产业在国民经济发展过程中的作用和地位。

一、前言

信息化已经成为引领创新驱动发展的先导力量，信息产业作为国民经济的重要组成部分，与诸多行业部门存在着千丝万缕的交错关联。国内不少学者对信息产业的关联效应作了相应研究，例如徐丽梅指出我国信息产业是中间投入型产业，对上下游产业具有较高的影响力和推动力；盖建华认为信息制造业对现代服务业的影响力很强，但整个信息技术业在国民经济中的比重还比较低；周敏认为浙江省信息产业对国民经济各个部门具有不同程度的依赖，但浙江省的经济发展对信息产业的推动作用还比较小。

目前的研究成果对于我们认识信息产业的发展状况，并为后续进一步深入研究信息产业以及促进国内信息产业发展具有重要的现实意义，但是现有的这些研究基本上都是应用我国或者某一个地区的单独一张投入产出表，这并不能看出信息产业的关联效应动态变化情况。安徽作为长三角城市群的重要组成部分、我国首个新型城镇化试点省份，其信息产业经济关联效应和波及效应如何？基于以上分析考虑，本文基于最新的安徽省2012年42部门投入产出表以及安徽省2007年42部门投入产出表对安徽省信息产业经济关联效应和波及效应进行动态比较分析。

二、研究方法和数据选取

1.投入产出分析说明。投入产出分析法是利用投入产出表对国民经济各部门、再生产各环节之间数量依存关系进行分析的经济数量方法，投入产出表的平衡关系是：中间需求+最终需求=总需求（总产出），中间投入+初始投入（增加值）=总投入，总需求=总投入。投入产出分析的基本工具是投入产出表，投入产出表是反映国民经济各产业投入与产出的数据表，投入产出表的平衡关系是：中间需求+最终需求=总需求（总产出），中间投入+初始投入（增加值）=总投入，总需求=总投入。投入产出分析的主要指标有：

（1）直接消耗系数也称作投入系数，计划公式为，其中，是部门生产中消耗的第部门产品的数量，是部门的总投入。直接消耗系数越大，说明部门对部门的依赖程度越大。

（2）影响力系数。影响力系数越大，说明该部门对国民经济的拉动作用越大。大于1，说明产业对社会生产的影响程度高于社会平均水平；小于1，说明产业对社会生产的影响程度低于社会平均水平；等于1，说明产业对社会生产的影响程度等同于社会平均水平。

（3）感应度系数，感应度系数越大，说明该产业受国民经济发展的推动作用越大。某部门的感应度系数大于或者小于1，说明该部门的感应程度在全部部门中位于平均水平以上或者以下。

2.数据来源和结构调整。我国或者某地区的投入产出表每逢尾数是7和2的年份编制一次，本文所需基础数据来源于安徽省2007年以及2012年投入产出表中的42部门表。根据2007年投入产出表与2012年投入产出表，结合国民经济行业分类标准（GB/T4754-2011）中对信息产业的表述，本文将信息产业分为信息制造业和信息服务业，其中信息制造业主要是指“通信设备、计算机及其他电子设备制造业”，信息服务业主要是指“信息传输、计算机服务和软件业”。为研究需要，本文将2007和2012年投入产出表调整为包含第一产业、第二产业（剔除信息制造业）、信息制造业、第三产业（剔除信息服务业）、信息服务业的5×5部门的投入产出表。

三、实证分析

1.信息产业发展状况。为了了解安徽省信息产业整体发展水平，我们利用调整后的2张投入产出表分别计算出各产业部门的增加值占国内生产总值的比重。整体而言，安徽省信息产业产值占地区生产总值的比重较少，远远落后于第一产业、第二产业和第三产业的比重，且信息产业2012年的比重比2007年有所减少，说明安徽省信息产业总体规模和发展水平还较低，从信息产业内部来看，2012年信息制造业占生产总值的比重比2007年有显著增加，反映出信息制造业发展相对较好。

2.产业关联效应。产业关联效应是指经济系统中各部门间的关联关系，其衡量指标主要有直接消耗系数。通过计算安徽省5部门各产业的直接消耗系数，可以得出以下结论：（1）信息制造业对第二产业、信息制造业自身以及第三产业的直接消耗系数都大于0.1，说明信息制造业每增加1万元的总产出，需要第二产业、信息制造业本身以及第三产业各投入1000元以上，反应了信息制造业对第二产业、信息制造业自身、第三产业的依赖度较强。信息制造业对第一产业的直接消耗系数2007年和2012年均为0，说明信息制造业对第一产业的发展没有起到任何拉动作用，且这种状况没有得到改善。（2）信息服务业对第二产业、第三产业的直接消耗系数都大于0.1，说明信息服务业每增加1万元的总产出，需要第二产业、第三产业各投入1000元以上，信息服务业对第二产业、第三产业的依赖程度较大。信息服务业对第二产业的依赖度较强，这主要是因为信息服务业的发展对为其提供基础设施服务的上游产业的拉动能力较强，但是2012年的系数要小于2007年的系数，反映出信息服务业对第二产业的拉动作用有所减弱，这种情况应该得到重视。信息服务业对剔除自身的第三产业的直接消耗系数较大，说明部门内部产业性质相近、相互关联度大的特征，这有利于服务业内部集聚经济的形成和生产效率的提升，且2012年的系数要高于2007年的系数，说明信息服务业对其它服务业的拉动作用在增强。以上主要分析了信息制造业和信息服务业对其它产业的依赖程度，下面分析其它产业对信息制造和信息服务的依赖程度。第一产业、第二产业、第三产业对信息制造业和信息服务业的直接消耗系数都低于0.01，且2012年的直接消耗系数都要比2007年有所减少，反映出这些产业对信息制造业和信息服务业的直接关联度和依存度本就较低，且依赖程度还在减弱，尤其是第一产业对信息产业的直接消耗系数均不大于0.001，第一产业每增加1万元的总产出，需要信息产业投入不高于10元，反映出安徽省农业对信息化的需求较低，安徽省农业信息化水平仍处于较低的水平。

3.产业波及效应。产业波及效应指某一产业发生变化后，會引起其直接相关产业的变化，并且这些相关产业部门的变化又会导致与其直接相关的其他产业部门的变化，依次传递下去。反应产业波及效应的具体测度指标有影响力系数、感应度系数。（1）通过计算各产业的影响力系数，可知2007年、2012年信息制造业的影响力系数分别为1.2670、1.2351，信息制造业的影响力系数都高于1，说明信息制造业对社会生产的影响程度高于社会平均水平，信息制造业对国民经济有较大影响，加大对信息制造的投资，将促使国民经济健康、快速地发展。信息服务业无论是2007年还是2012年的影响力系数都小于1，但2012年的影响力系数要高于2007年系数，说明信息服务业对国民经济的影响程度有所增加，其对国民经济其它产业的影响、辐射能力在逐步提高。（2）信息制造业、信息服务业2007年和2012年的感应度系数都低于1，说明信息产业还没有成为国民经济的关键部门。且和2007年相比，信息制造业和信息服务业2012年的感应度系数有所减少，这说明其它产业的发展对信息制造和信息服务的需求在减少，但也反映出信息制造业和信息服务业受其它产业的制约作用有所减少，信息制造业和信息服务业的独立性在逐步提高。

四、结论和政策性建议

1.分析结论。（1）安徽省产业结构仍然体现出明显的“二三一”格局，第二产业比重最大，信息产业规模还比较小，且信息产业2012年占地区生产总值的比重比2007年有所减少，说明安徽省信息产业发展水平还比较低。（2）安徽省信息制造业和信息服务业对其它产业有不同程度的依赖，尤其是对第二、三产业的消耗系数较高。（3）无论2007年还是2012年，信息制造业和信息服务业的影响力系数都要大于感应度系数，因此安徽省应该采取主动发展的模式来发展信息制造业和信息服务业，而不是被动地接受其他产业来推动信息制造业和信息服务业的发展。（4）安徽省农业信息化程度还不高。第一产业对信息制造业和信息服务业的直接消耗系数都很小，说明农业对信息产品的需求极少，反映出安徽省农业信息化程度不高。

2.政策性建议。（1）推进信息产业与其它产业的互动融合。信息化在安徽省经济转型升级过程中体现的作用还不够，需要安徽省积极实施“互联网+”系列行动，逐步提高国民经济各产业部门的信息化水平，推动信息化与工业化、农业现代化的“三化”融合。（2）加快信息产业创新平台建设。作为科技大省，安徽省应积极推进现有的创新研发平台建设，同时积极加强与国内外知名院校和科研院所合作，以建设合肥综合性国家科学中心为契机，积极加大对研发创新平台的引进力度，逐步增强安徽省的科技创新水平和信息化水平。（3）加大政策支持力度。单纯依靠信息产业自身能力还很难实现快速健康发展，这就需要政府通过集聚土地、资金、人才等要素资源，加大对互联网+、大数据、云计算、电子商务等信息产业细分行业的支持力度，积极培育基于新技术、新产业、新业态、新模式的信息产业发展新动能。

信息产业经济毕业论文范文模板(二)：信息产业发展与经济发展之间的关系探讨论文

摘要：当今社会发展的一个基本趋势就是信息化，信息技术的发展给经济社会生活的方方面面都带来了巨大的改变，信息化水平不断提升。信息化的快速发展带来了信息产业的不断壮大，在各个国家和地区纷纷大力发展信息产业的背景之下，信息产业逐渐成为了支柱产业，其对于经济发展的拉动作用、提升作用越来越突出。在这种情况下，本文通过全面的探讨信息产业发展与经济发展之间的关系，围绕信息产业发展中存在的问题，提出了相应的解决策略，以期为信息产业的更好发展，为地区经济的更好发展提供良好的支撑。

关键词：信息产业；经济发展；关系；策略

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

当今社会已经进入了信息时代，信息成为现代社会的重要资源，在这种情况下，各个国家和地区都将信息产业看成是的战略性产业，给予各方面的支持来推动信息产业的发展，希望以信息产业为突破口，来带动经济社会的更好发展。在经济发展步入新常态，国家提出产业结构转型升级、发展模式全面转变的背景之下，信息产业发展的落后对于我国经济健康发展带来了很大的影响，针对这种情况，需要我国深刻地把握信息产业发展与经济发展之间的内在关系，围绕信息产业发展中存在的问题，出台相应的解决措施，从而实现的信息产业的良好发展，充分发挥其对于经济发展的带动作用。

1信息产业发展对于经济发展的影响

信息产业的发展对于经济发展的影响甚大，一方面信息产业对于经济结构的优化，对于相关产业的发展带动，对于产品附加值的提升等都具有积极的作用，因此信息产业发展水平较高，将会助推、引导信息产业的更好发展。另一方面则是信息产业发展滞后，将会给经济发展带来负面影响。还有经济发展与经济发展是相互促进、相互推动的关系，经济发展反过来也会给信息产业的发展提供坚实的支撑，但是如果经济发展水平偏低，这会一定程度上拖累信息产业的发展。本文这里探讨的主要就是信息产业发展对于经济发展的积极影响，具体阐述如下：

1.1信息产业拉动经济发展

信息产业拉动经济发展方面有着非常直接的贡献，统计数据显示，这些年我国信息产业保持了一个较快的增速，产业规模越来越大，2016年我国信息经济规模已经占到了国民经济总量的1/4以上，信息产业成为了名副其实的支柱产业，同时这一产业连续多年保持较高的增速，成为了拉动经济发展的重要力量。

1.2信息产业推动产业结构优化

信息产业的发展对于我国产业结构的优化升级具有重要的促进作用，信息产业是典型的智力密集、资本密集型行业，同时本身具有可持续发展的特点，以信息资源开发利用为主要的业务的信息产业蓬勃发展，可以带来产业结构优化。我国目前产业结构并不是很理想，具体表现就是劳动密集型产业比重高，低端产业比重高，因此在这种背景之下，通过大力发展信息产业，可以提升高端产业的比重，使得产业结构更加合理，实现国民经济运行效率的进一步提升。

1.3有助于带动新产业的形成和发展

信息产业本身具有先导作用、助推作用，先到作用是指信息产业在国民经济证具有核心地位，的很多新技术的开发、应用都需要以信息技术、应用为重要的突破口，可以说没有信息产业的发展以及支持，很多新技术就不会出现，新技术的应用也会因此受阻。助推作用是指信息产业具有高度的渗透性，可以与其他行业进行充分的融合，带动其他产业的产生以及发展。无论是信息产业的先导作用也好，还是助推作用也好，都会使得新产业形成以及发展，从而带来国民经济的更好发展。

2推动信息产业与经济发展协调的具体策略

2.1大力支持信息产业的发展

在大力推进信息产业发展方面，需要国家给予高度重视，将信息产业的发展提升到战略发展、全局发展的高度，详细制定信息产业发展规划，在财税、土地、信贷等方面给予信息产业更多的支持，吸引更多的资本进入这一行业，助推信息产业的发展壮大。国家要鼓励信息产业企业加大核心技术研发的投入力度，在关键技术方面有所突破，解决好信息产业核心技术受制于人的情况，同时还要鼓励信息产业加强行业的整合力度，打造一批实力强、规模大的信息产业标杆企业，改变行业无序竞争的局面，推动信息产业的健康发展。

2.2加快信息产业与相关产业的融合力度

信息产业是国民经济基础性行业，加大信息产业与相关产业的融合力度，这一方面可以推动信息产业本身的更好发展，另一方面也可以更好的相关产业以及经济的发展。信息产业与物流行业、制造行业等传统行业的融合空间非常大，信息产业的发展可以极大地提升传统行业的信息化水平，实现这些产业运行效率的提升，给民众带来更好的体验

2.3大力刺激信息消费的持续增加

信息消费信息产業繁荣发展的关键，推进电子信息产业的发展，需要加速诸如物联网、云计算、4G、大数据分析等概念的落地，尽快实现产业化并作用于社会经济才能产生消费作用。在上述新技术的产业化方面，国家要创造良好的环境，提供舆论层面引导，让这些技术的全面应用尽快能够改变人们的生活，给人们带来各种便利。我国需要以三网融合、信息基础设施建设等为重要的突破口，一方面创造能够较好满足群众消费需求的信息产品，另一方面则是要注意降低信息产品的价格，尤其是要做到提速降费，从而带来群众信息消费能力的提升。我国要在电子政务、远程教育、远程医疗等信息化应用方面着手，让民众能够借助于各种信息技术来办理各种业务，从而实现信息消费的不断增加。

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论文关键词：R&，D支出，技术进步，就业，后发劣势

一、引言

2009年，我国城镇登记失业人数首次突破900万，就业形势严峻。中金2010年公布的宏观经济形势预测显示，中国劳动力市场2011年劳动力供给可能增长3900万，其中包括了2500万失去与之前4万亿经济刺激计划相关联工作的临时工；与此同时，新增就业岗位可能只有800万个，就业压力明显。

奥肯定律表明，经济增长率与失业率之间存在着一种稳定的关系，诸多经验研究也证实了该关系在美国曾长期存在。国内学者运用中国数据进行检验时，却得出奥肯定律在中国并不适用的结论；另一方面，通过对就业弹性的考察发现，我国经济增长的就业弹性自上世纪90年代开始呈现出下降趋势，2005年之后的就业弹性徘徊在0.06-0.08之间D支出，说明我国经济增长的创造就业能力在下降，中国经济呈现“无就业增长”[①]。归纳国内学者对“无就业增长”原因的研究，主要存在三种观点：一是经济体制改革（齐建国、常进雄；常云昆等）；二是产业结构转变（蔡昉、都阳；谌新民等）；三是技术进步（胡鞍钢；袁志刚；张军等）。

早在1994年，OECD的一份失业研究报告显示，增加就业不能从放弃技术进步，实施保护主义中寻找解决途径，而应从改进市场流动性，恢复经济与社会适应变化的能力来增加就业，在其的对策建议中，首先就是加强技术知识的创造和扩散。作为实现技术进步的最进本手段，将R&D投入纳入到分析我国就业问题具有一定的理论意义和现实意义。本文旨在明确R&D活动与就业之间是否存在一定的关系？其具体的传导途径是什么？并结合技术落后国家的实际情况进行理论与实证分析论文格式。本文接下来的安排是：第二部分是R&D、技术进步与就业的相关文献综述；第三部分是变量选取及测算；第四部分是实证分析；最后是本文的相关结论。

二、文献综述

（一）技术进步的就业效应

对技术进步的就业效应持乐观态度的主要有Pissarides，Femando del Rio，Vivarelli等人。Pissarides（1990）运用搜寻和失业理论构建了流动的劳动力市场模型，通过对生产率增长与均衡失业率增长关系的研究，提出了技术进步的就业创造机制：“资本化效应”，认为技术进步提高了要素生产率，企业为实现利润最大化倾向于扩大生产规模，提供更多工作岗位，就业情况由此得到改善。Pissarides的资本化效应机制隐含的条件是资本和劳动在生产过程中存在互补的关系，而Femando del Rio（2001）则指出，资本和劳动之间是可以相互替代的，在利率可变的条件下，技术进步提高了使用资本的相对成本，出于理性的考虑，企业增加了对劳动的需求，失业率下降。Vivarelli（1995）、Petit（1995）等人借鉴马克思、古典、新古典等理论对技术进步的就业补偿效应的研究成果，也提出了各自相应的就业补偿机制。实证方面D支出，OECD（1996）在对其成员国有关创新与增长关系的研究中发现，创新、增长与就业之间存在着高度的一致性，尽管短期内技术进步会对就业产生一定的负面影响，但相对于其巨大的创造效应可以忽略不计，由于这项研究包含了OECD国家近200年的数据，因此，对诸多尚处于工业化阶段的发展中国家而言具有较强的指导意义。Vivarelli（2000）在其之前研究的基础上，利用意、芬、挪、德、丹五个国家的21个部门的经验数据也证实了技术进步对扩大就业具有积极的作用。

早在李嘉图时期，经济学家已经意识到技术进步是一把“双刃剑”：在创造就业机会的同时会排挤工人。有别于Pissarides等人，一些学者更倾向于技术进步会对就业产生破坏效应的观点。Aghion和Howitt（1994）在肯定Pissarides资本化效应的基础上，提出了就业破坏机制，认为技术进步通过缩短产品生命周期，加速现有工作磨损，直接排斥就业；当生产率的增长是通过高生产率的工作取代低生产率的工作时，失业率将会上升。Tobin（）从劳动力需求结构出发，证明了工作岗位空缺与失业并存的情况是技术结构变化造成的。同样对技术性失业[②]进行过类似研究的还有David Deaton和Peter Nolan（1986）、Jonathan S．Leonard（1988）等。Brouwer (1993)、Shea(1998)、Luker和Lyons(1997)等人对德国、智利等国家实证分析的结果也均显示技术进步排斥生产性劳动。

（二）R&D投入与技术扩散

Griliches和Lichtenberg（1984）运用美国制造业的数据，实证研究了TFP与R&D投入之间的关系，结果显示呈明显的正相关。Griliches（1986）Lichtenberg（1992）等的后续研究显示了相同的结果。Coe和Helpman（1995）、Charles（1998）选取OECD国家作为样本，得出了R&D活动是技术进步的重要来源的结论论文格式。

Stiglitz（1981）则在研究技术创新时已经指出，R&D产出具有公共物品的性质。Romer（1990）关于R&D内生经济增长模型最初的观点认为R&D活动源于企业对利润最大化的追求，进而研发过程中带来的知识存量的增加促进了经济的长期增长。Aghion和Howitt（1992，1998）、Grossman和Helpman（1991）、Segerstrom（1991）等人随后从不同的角度发展了这一研究思路；经验数据与理论分析同时显示：企业是社会R&D活动的主体。因此，对R&D活动与技术扩散的关系的研究首先是从企业层面上展开的，进而扩展到产业层面、国家层面。Arrow（1962）指出，企业R&D活动的技术溢出效应与R&D活动呈反向关系，即越是在基础研究阶段，企业进行R&D活动的私人收益越小于社会收益。Sherer（1982）在考察产业间生产率变化关系时发现D支出，某产业的R&D活动有助于提高其关联产业的产出率，从而提高整个国家的生产效率。Levin，Jaffe，Hederson，Reiss等人的经验分析从生产成本、技术密集度等方面也证实了以上的观点。国家层面上的经验研究同时也证明了一国的R&D活动通过投资、贸易等渠道会对他国要素生产率产生影响。Jones（2002）通过对二战之后美国经济的统计研究发现，美国经济的增长有一半归功于全球范围内的R&D活动的溢出效应。Bemstein和Mohnen（1998）以美国和日本为例，研究了发达国家之间R&D活动的技术溢出效应：通过技术转让及国际贸易，美国的R&D活动显著影响了日本的全要素生产率，提升了日本的技术密集程度。

（三）国内关于R&D与就业的研究

国内关于技术进步与就业之间关系的研究有四种观点：一是技术进步对就业具有替代作用（姜作陪，张军，彭绪庶，姚战琪等）；二是技术进步有利于扩大就业量（丁仁船，瞿群臻，昌盛等）；三是技术进步对就业具有双重影响（齐建国，龚玉泉，袁志刚等）；四是技术进步与就业之间并不存在明显关系（毕先萍，吴晓松等）。对于长期内技术进步与就业之间的关系，国内学者的研究基本达成共识，即技术进步有利于扩大就业。姜作陪、管怀鎏（1999）认为技术进步在提升生产力水平的同时，长期内会扩大生产规模，对就业起到积极的作用；龚玉泉、袁志刚（2002）指出，长期内，技术进步通过影响社会产出间接提高居民人均收入水平、推进产业结构演进，尤其是加快第三产业的发展，就业水平进而得到提高。对于技术进步与就业之间的短期关系，理论界存在较大的争议。姚战琪、夏杰长（2005）认为技术进步的就业补偿机制与就业破坏机制同时存在，同时结合中国的经验数据研究发现D支出，改革开放以来，对劳动力节约型技术的选择带来了严重的结构性失业；王文甫（2008）通过对改革开放以来我国实际数据的考察发现，技术进步与就业之间存在着协整关系，且技术进步呈现出明显的就业替代作用；何平、骞金昌等（2007）以制造业为例，从微观角度探讨了技术进步与就业之间的关系，研究结果显示，技术进步对企业发展具有正面的影响，但对就业增长没有影响甚至是负面影响。而丁仁船、杨军昌（2002）则认为，1978年以后，就业的增长主要是依靠技术进步，资本深化对就业的挤出效应高于理论值的主要原因是我国各种补贴、税收优惠政策造成了资本对劳动的过多替代论文格式。昌盛（2005），瞿群臻（2005）等学者的研究结果也显示技术进步对就业具有积极的影响。综上可以看出，在技术进步影响就业问题上，我国学者主要是从指标选取、研究方法等方面进行拓展的，尽管观点各有不同，但理论争论不大。

在技术扩散问题上，我国学者主要立足于后发技术进步国家，主要研究了发达国家通过技术转让、FDI等途径实现的技术扩散效应，争论的焦点是国外研发投入对我国技术进步、生产率提高是否具有明显的作用。沈坤荣等（2001）在Barro生产函数的基础上构建了一个动态化生产函数，通过考察1987-1998年中国29个省市及自治区有关数据，得出FDI是中国经济保持高速增长的重要原因，但受人力资本水平的限制，我国对FDI所带来的技术溢出的吸收能力不足；张海洋（2005）在控制自主R&D的情况下，研究发现FDI之所以没有带来生产率的增长，主要原因是过低的R&D吸收能力；潘文卿（2003），李平（2007）等的研究也得出了相似的结论。

近年来，我国学者童光荣、高杰（2004D支出，2005a，2005b，2007）等对政府R&D支出与就业的研究具有一定的启示意义，特别是对政府R&D支出乘数效应、政府R&D支出对企业R&D支出诱导效应等的研究具有创新性。

三、变量选取与测算

（一）变量选取

本文旨在研究R&D活动对就业的影响，所选分析对象是中国经验数据，因此，选择R&D支出指标和就业水平指标，直观探讨两者的关系。

1.R&D支出指标

国内学者对有关R&D投入的研究通常将R&D投入的当期值及其滞后项纳入分析框架，借鉴Griliches（1980）、Coe和Helpman（1995）等人的研究成果，笔者认为技术进步主要取决于前期研发的积累。因此，本文在进行实证分析时，采用R&D资本存量数据（计为rd）。《中国科技统计年鉴》中涉及到研发活动的主要有四组指标：国家财政科技拨款、科技经费筹集额、科技经费内部支出额及R&D经费，本文相应地选取R&D经费作为计算R&D资本存量的基础数据。相关数据如下表所示：

表1 1991-2009年我国R&D经费支出的当期额

亿元

年份

R&D经费

年份

R&D经费

年份

R&D经费

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

单位：亿元

1997

509.16

篇(7)

论文关键词：政府支出结构突变，增长效应，实证检验

一、引言

政府支出的效应问题一直是经济学界关注的热点话题之一且存在很大争议。活跃于50年代末60年代初，以Solow为代表的新古典增长理论认为，政府支出只具有短期效应而无长期的经济增长效应。80年代末90年代初，以Lucas和Romer为代表的新生增长理论认为，由于知识、基础设施等具有外部性，政府须干预经济，政府对私人投资的补充对经济具有正向作用但尚未建立一致定论的内生增长模型。Barro(1990)将政府支出引入到内生增长模型，从政府生产性支出和消费支出的角度进行研究，得出政府支出具有生产性。Alfred Greiner(1996)认为在一定的条件下，线形生产技术、外溢效应、生产性公共资本、人力资本投资和开发对经济增长都有正效应。

经验研究方面关于政府支出对经济增长的影响则是混合的。Grier和Tullock (1987)对115个国家30年的数据进行分析，得出政府消费支出占实际GDP之比与实际GDP正相关；Aschaur (1989)考察美国1949-1985年的生产率和公（私）资本之比，发现两者为正关系；Landau(1983)对115国的数据分析本科毕业论文格式，发现人均GDP与政府消费支出占GDP之比率负相关；Barro(1991)对98个国家1960-1985年的政府消费支出与人均GDP进行研究，得出政府消费对增长有显著负作用的结论；Easterly Rebelo(1993)对28个国家1970-1988年间的公共投资与经济增长进行实证分析，两者正关系。在这些文献中，由于方法的差异、样本数据等不同必造成混合的结论。显然,这就需要采用更稳健的研究方法,以期得到可靠的结果。近年来，国内一些学者在实证方面作了大量的研究，主要沿着两条思路展开：一是按照Barro的研究路线把政府支出分为生产性支出和非生产性支出，然后在C-D模型的基础上进行分析；二是从总量上考察政府支出与经济增长的关系。

综观已有的经验研究成果,这方面的工作主要有横截面数据回归和时间序列分析等两方面:一方面,在计量方法并不成熟的条件下,人们普遍采用横截面数据进行回归分析；另一方面,随着研究方法的日趋完善,时间序列方法已成为目前这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,如没考虑时间序列的非平稳性,研究的结果有可能建立在伪回归的基础上；最常用的做法是采用误差修正及向量自回归模型,由于未考虑时间序列变量是否存在结构突变可能降低检验势，其结论也缺乏普遍性和准确性。

由于体制的变化，使得样本的DGP可能存在结构突变的问题。从计量经济学的角度看，如果忽视这种现象进行一般的单位根与协整分析，结果将出现很大的偏差。为此，本文利用Eviews6.0和Gauss8.0对建国以来的政府支出和GDP进行突变检验，考虑数据的依赖特征以及制度改革冲击对经济增长的影响，尝试性地解释造成这种现象的原因。本文的结构安排如下：第二部分是相关的模型和经济原理框架；第三部分是实证检验；最后是结论及存在的问题杂志铺。

二、突变模型框架

在现有计量检验的文献中，一般都假定不存在结构突变。如果忽视这种结构变化，则传统的单位根检验拒绝原假设的势就会下降。Perron (1989)在ADF检验基础建立相对完备的理论体系，成为突变问题研究的里程碑[③]。尽管国内存在一些单结构突变检验的文献，但基本上都是采用外生突变检验，存在很强的主观性。ZA检验和LP检验可以避免这一问题，而检验假设却存在一定的问题[④]。为此，本文在内生单突变检验上采用perron的模型，而对于内生双突变则借鉴Junsoo lee and MarkC.Strazicih的最小LM单位根检验模型和方法。

（一）内生单突变模型

Perron（1989）针对突变点已知给出三种经验模型：截距突变的“崩溃”模型A、斜率突变的“增长变化”模型B、截距和斜率突变的“混合”模型C[⑤]。原假设是带结构突变的单位根过程，而备选是带结构突变的趋势平稳过程,为简单起见说，只给出最具有一般性的模型C[⑥]。原假设单和备选假设所分别对应的方程为：

: （1）

: （2）

其中（3）。代表突变点本科毕业论文格式，=1，当t=Tb+1时；=1，当时；其他情况下为0。在模型的选择上，通过比较各种模型在检验势和结构框架的一致性，采用从一般到特殊的检验，如先检验模型C，然后使用更多的约束条件来评估检验结果的稳健性。在对退化趋势进行检验时，需要对“附加异常值”（additive outlier AO）模型和“新息异常值”(innovationaloutlinerIO)模型做出选择[⑦],前者意味趋势函数的变动是瞬时完成而现实的冲击变动是持续很长时间，而后者暗示变动是逐步完成的[⑧]。

（二）双结构突变检验

对于双结构突变点检验用Junsoo lee andMark C.Strazicih（2003）提出的minimumLagrange Multiplier unit root test(LM检验)，而LP双结构突变检验由于备选假设存在不明确的假定或序列是带突变的差分平稳过程，LP检验在解释中易得到错误的结论。

考虑序列，DGP如下所示[⑨]：， （4）

这里是一个外生向量矩阵，。双突变的LM单位根检验的统计量可以按照如下的LM（得分）原则回归得到：（5）

这里，（6）是回归系数；由得出。单位根的原假设是=0，L:M统计量由下式得到： （7）为原假设时的检验统计量。

双突变的LM单位根检验通过格点搜索来确定突变的时点，利用最小的检验统计量对应的值来确定突变点。用计算机软件编程可直接求得突变时点和个数，本文在Lee(2004)Gauss双突变LM单位根检验程序代码基础上修改运行程序获得突变时点和个数。通过比较Lee和Strazicich计算的内生双突变统计量，判断是否存在突变点。

（三）政府支出效应的经济原理

根据Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定经济起初运行在平衡增长道路上，政府支出保持在一个稳定的水平GL上。假如突然出现无法预期的政府支出的持久性上升，居民的反应是把消费直接下调到新的鞍状路径上。当消费下调到新的鞍状路径上时，经济运行也就直接到达新的平衡增长道路上。如果政府支出的增加是暂时性的，如面对经济危机时突然加大政府投资等。期限一到本科毕业论文格式，政府支出GH就会恢复到原来的水平。在这种情况下，尽管消费也会下滑，但不会完全下滑到更低的水平上。事实上，如果消费完全下滑到政府支出GL相应的低水平上，当政府支出恢复到GL时，消费将以不连续的方式跳跃上升到原来相应于GL的水平，这意味着边际效用发生了跳跃式的下降，从而在经济增长过程中产生大的波动和突变。

换句话说，人们早就预料到经济偏离平衡增长道路只是暂时的，不久就会恢复，因而不会把消费下调到那种不会持久的新平衡增长水平上去受边际效用不连续变化的痛苦。为了效用的最优，居民把消费调整到能够向原平衡增长道路收敛的轨道上去，这样既顺应政府支出暂时性变化带来的平衡增长道路的变动，又保证当政府支出恢复到原水平时消费能够趋向于原来的消费水平。

三、实证分析

由于经济运行机制的复杂性，影响经济增长路径的因素和外部冲击很多，若要准确度量政府支出对于经济增长的冲击力度是很困难的。本文并非精确度量这种冲力度，是试图利用计量的工具来分析政府支出变动和GDP增长之间是否存在一定的传导机制和长期趋势。

（一）数据与变量

GDP(国内生成总值)：数据来源是《中国统计年55年鉴汇编》，2004-2007年数据由历年《中国统计年鉴》补齐，以1952年为基期用GDP折算指数对名义GDP数据进行处理，得到实际的GDP。

GEXP (政府支出)：用财政支出来衡量，数据来源和处理方法同上，对实际的GDP和政府支出取自然对数分别记为lnrgdp、lnrgexp杂志铺。由于选取的样本时间跨度不太长且历史上重大的经济冲击不多考虑一两个突变点可能比较符合事实，为此本文只分析内生的单突变和LM双突变检验。

若时间序列存在突变，则传统的ADF检验统计量易向接受单位根的方向偏移。为此本科毕业论文格式，先对所选取的时间序列进行单位根检验，若不存在单位根不必进行突变检验，检验结果见表1。从表1可知：两个变量均为单位根过程，需要对这两个变量进行结构突变检验。

表1ADF检验结果

变量

检验类型（c,t,k）

ADF统计量

临界值

单整(d)

结论

Lnrgdp

C,T,1

-2.394

-3.4935**

1

单位根

Lnrgexp

C,T,1

-2.394

-4.1348*