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第1篇：經濟與政治的關系范文

關鍵詞：環境管制；管制頻率；企業人均利潤率；非平衡面板模型

一、引言

我國正處在經濟的轉型階段，經濟的快速發展伴隨著一定程度的環境污染。環境污染問題的的日趨嚴重，很大程度上影響了環境質量，進而影響了人類的生活質量。近年來， 隨著我國低勞動力成本優勢的流失、資本邊際報酬的遞減和能源供應的緊張， 這種粗放型的增長方式顯然是不可持續的，金碚（2006）。并且加劇了我國經濟發展與生態環境之間的矛盾。研究環境管制與企業經營績效之間的關系成為學術界關注的熱點之一，本文希望通過研究環境管制與企業績效的關系，從而通過提高政府效率來促進企業的經營績效，改善企業的生存環境，進一步在保護環境的條件下推動經濟發展，取得雙贏的局面。

在環境管制與企業關系的研究方面，中外學者從不同的角度探究了兩者的某些相關性：

㈠環境管制與企業績效關系方面的文獻

⒈從生產率。吳軍等（2010）研究發現在控制SO2和COD排放時全國TFP增長率不到傳統TFP增長率的1 /3， 并且TFP增長均完全源于前沿技術進步。持不同觀點的張三峰，曹杰，楊德才（2011）研究表明環境規制本身與企業生產率之間存在穩定、顯著的正相關，同時環境規制強度與企業生產率之間也存在著穩定、顯著地正向關系。

2.從企業競爭力。對環境管制與產業競爭力影響分析，Van Beers 和Van den Bergh

（1997）發現污染密集型產業的出口與環境保護強度不存在負向關系，然而John S. Wilson（2002） 的研究表明， 隨著環境管制的加大， 污染強度大的行業出口會明顯減少； Jenkins（1998）表示還沒有證據表明環境政策和環境標準是影響外商直接投資決策的主要因素， 而勞動力和原材料成本、獲取新的市場、管制的透明度等是影響外資投資決策更為重要的影響因素而且， 在某種情況下， 提高環境標準反而進一步提升了地區的投資環境。

3.從技術創新。王俊豪，李云雁（2009）研究了環境管制對企業創新行為的影響，企業在面對環境管制下的戰略導向決定了企業是否采取的綠色技術。江珂利用中國1995-2007年29個省（直轄市、自治區）的面板數據實證分析了環境規制對中國區域技術創新能力的影響，結果表明環境規制在中長期對技術創新有一定的推動作用，對技術創新能力的影響存在區域差異，對東部有著顯著影響，對中部、西部和東北部各區域創新的影響不明顯。

㈡環境管制的度量

研究環境管制與企業績效的關系時，如何衡量并進一步量化環境管制這一指標也顯得尤為重要。在量化環境管制力度和效果方面，Levinson（1996）用污染去除成本來衡量美國政府對制造業環境管制的力度；Low. P（1992）采用綠色指數，即地方政府頒布法令的數量；正式管制與非正式管制。杜凱，徐盈之（2007）借鑒Matthew A.Cole（2005）的對管制的分類，用正式管制個非正式管制兩種不同的指標衡量管制的供給。

二、環境管制的現狀和假說

隨著我國經濟的高速發展，環境污染情況也隨之日趨嚴重。2012年湖南郴州的"血鉛" 事件、廣西龍江鎘污染事件，這些嚴重的環境污染問題不能從源頭上得到解決將給人民的健康帶來巨大的危害。作為解決環境問題的有效途徑，適度而高效的環境管制顯得尤為重要。 而我國環境管制的現狀可以體現以下三個方面：

㈠現有的環境法律法規體系

從1979年，我國制定的第一部環境保護法律《環境保護法（試行）》以來，我國的環境保護法律體系不斷完善，越來越全面。但是，在法律法規較為全面的情況下，企業依然出現各種違法的環境污染事件，在環保成本和環境污染處罰之間，企業選擇的是污染。因而在制定處罰標準上，懲罰力度不夠，對企業行為難以起到威懾作用，企業沒有動力加強環保建設。因此出現許多企業不安裝配套的"三廢"處理設施，違規排放廢水、廢氣等造成環境污染事件。

㈡環境管制機構設置

我國的環境管制機構從中央到地方設置了由上至下的機構體系。中華人民共和國環境保護部負責建立健全環境保護基本制度，負責統籌協調和監督管理等工作，下一級是省級的環境保護廳，主要貫徹執行國家環境保護的方針、政策和法律、法規，擬定并監督實施全省環境保護政策、法規和規范性文件等。再下一級是市環保局、縣級環保局以及鄉鎮環保機構。地方環保機構，尤其是縣級和鄉鎮環保機構缺乏獨立性，不僅受到上級環保部門的領導，更要受到地方政府的領導，行政執法地位被動。一些地方保護主義為實現經濟業績干預環保部門對當地企業的污染調查和處罰，還有一些政府部門利用職權對個體工商戶，尤其是餐飲行業違規進行頻繁的衛生檢查，沒有有效的法律、法規依據亂罰款、查封，危害個體工商戶的正常經營，這種過度管制的現象越來越多。

㈢環境管制政策

對于環境管制政策的分類，郭朝先（2007）根據環境管制政策的工具的特征和演變歷程，環境政策類型有兩分法和三分法，兩者并無本質的區別。我國的環境管制政策依然是傳統的"命令-控制"類型，這種類型的管制工具成本低，效果顯著，但是因為沒有考慮被管制企業的差異，試行統一的標準不利于企業的技術創新，造成社會福利的損失而缺乏總體效率。

㈣假說

政府環境管制的頻率與企業經營績效之間的關系是，隨著管制次數的增加，企業的人均利潤率逐漸增加，當檢查次數達到一個臨界值后，隨著檢查次數的增加企業的人均利潤率逐漸下降。

三、環境管制對企業績效影響的模型構建

㈠變量選取

其中我們控制了一系列可能影響企業經營績效的變量 Xit包括：⒈區位。我們將區位分成沿海地區、中部地區和西部地區三類，該企業所屬地區賦值為1，否則賦值為0。⒉所有制形式。我們分別列出了三種類型的企業所有制形式，國有或集體企業、民營或股份制企業、外資或中外合資企業，以國有或集體企業為基準組。⒊企業規模。如果雇傭員工數小于等于500人的為小型企業，賦值為1；雇傭人數在501-2000人之間的為中型企業，賦值為2；雇傭人數超過2000的為大型企業，賦值為3。⒋人力資本。企業中大學（及以上）學歷的員工占員工總數的比例。⒌企業的市場占有率。企業主要產品在全國或是全省同行業的市場份額。⒍企業資金來源中正規金融即銀行和非銀行金融機構貸款的占比。

其中我們控制了一系列可能影響企業經營績效的變量 Xit包括：⒈區位。我們將區位分成沿海地區、中部地區和西部地區三類，該企業所屬地區賦值為1，否則賦值為0。⒉所有制形式。我們分別列出了三種類型的企業所有制形式，國有或集體企業、民營或股份制企業、外資或中外合資企業，以國有或集體企業為基準組。⒊企業規模。如果雇傭員工數小于等于500人的為小型企業，賦值為1；雇傭人數在501-2000人之間的為中型企業，賦值為2；雇傭人數超過2000的為大型企業，賦值為3。⒋人力資本。企業中大學（及以上）學歷的員工占員工總數的比例。⒌企業的市場占有率。企業主要產品在全國或是全省同行業的市場份額。⒍企業資金來源中正規金融即銀行和非銀行金融機構貸款的占比。

㈡數據說明

㈢實證過程

Model1中度量環境管制的變量時ECF和ECF2，這兩個從企業個體層面度量受管制的情況，并且控制了企業的人力資本、企業的規模和地區變量。Model2用工具變量替代了企業個體層面數據，我們用地區ECF平均值替代企業ECF，同樣用地區REC平均值替代企業REC，其他控制變量與Model1一致。兩個模型得出的結果基本相似，也驗證我們的假說。

Model 1的主要解釋變量是企業受到政府環境檢查的頻率和該頻率的平方，企業對檢查次數的合理性評價以及其平方值，表2 Model 1的實證結果顯示，ECF與企業人均利潤率存在二次關系，ECF的系數為正，ECF2的系數為負，且系數十分顯著。這說明政府檢查的頻率增加一開始對企業的經營績效有顯著地正相關關系，但隨著檢查次數的增加，不合理的檢查導致企業績效的下降，兩者呈倒U型的關系。ECF的臨界值為5.72，當政府檢查的次數少于6次時，檢查的次數越多企業改善產品性能減少污染帶來的利益是隨之增加的，當次數超過6次之后，政府對企業不合理的檢查增加了企業的經營成本，影響企業日常運作導致了企業經營績效的下降。

五、結論和政策建議

本文實證結果顯示，企業績效與政府的管制行為之間呈倒U型的關系，與以往文獻只研究到增長關系不同，本文的研究發現，政府的管制存在是否合理的問題，即環境管制的頻率存在一個臨界值，而過度的政府行為對企業經營會造成一定的傷害。本文研究的4451個樣本中，11.6%的企業超過了這一臨界值，他們的經營受到了政府的過度管制，這種過度管制對增加了企業經營的成本，犧牲了企業的效率，對著這種過度管制的不斷蔓延對經濟的發展將造成一定的制約。因此政府的管制行為需要改進將管制頻率限制在臨界點的左測，具體的建議如下：

㈠確保環境保護機構的獨立性

地方環保機構向上受到上一級環保部門的指令，水平方向上受到地方行政部門的干涉，環保工作不能獨立進行。因此，應該明確每一層級環保部門的職能，將部門人員的考核與晉升權利交由上級環保部門而非同級政府其他部門，明確的獨立性之后執行力將能夠與地方保護主義的公平抗衡。

㈡提高環保部門辦事效率，加強政府行政透明度

合理性管制能夠提高企業的經營績效，過度的管制抑制企業發展。提高環保部門的行政效率減少過渡性管制的出現將有利于企業的經營績效的提高。加強政府行政透明度，在企業和政府之間增強了解，政府可以最優配置管制行為，對不同企業采取最佳的管制措施提高管制效率，企業在了解政府規章制度前提下合理安排環保設施的營運，提高經營績效。

參考文獻：

[1]金碚. 資源環境管制與工業競爭力關系的理論研究[J]中國工業經濟，2009（3）：5-17.

[2]鄒積亮.國外環境管制與競爭力關系研究綜述[J].經濟縱橫，2007，（01）.

[3]Ederingt，on J. and Minier， J. Is Environment al Policy a Secondary Trade Barrier？ [J]. An Empirical Analysis， Canadian Journal of Economics， 2003.

[4]Jenkins， R. Environment al Regulation and International Competitiveness： A review of Literature and Some European Evidence [J].Discussion Paper Series， 1998.

[5]張三峰，曹杰，楊德才.環境規制對企業生產率有好處嗎-來自企業層面數據[J].產業經濟研究，2011，（05）.

[6]王俊豪，李云雁.民營企業應對環境管制的戰略導向與創新行為_基于浙江紡織行業調查的實證分析[J].中國工業經濟，2009，09.

[7]郭朝先.我國環境管制發展的新趨勢[J].經濟研究參考，2007，（27）.

[8]吳軍，笪鳳媛，張建華.環境管制與中國區域生產率增長[J].統計研究，2010，（01）.

[9]杜凱，徐盈之.我國制造業環境管制的實證研究[J].科技進步與對策，2007，（12）.

第2篇：經濟與政治的關系范文

關鍵詞：知識管理；信息技術；競爭優勢

引言

Ofek及Sarvary把知識管理的功能看作知識創造、積累以及共享[1]。他們指出知識管理能夠降低企業運作成本，并且能夠通過提高產品質量為客戶帶來增值。Ofek及Sarvary對美國排行前40的管理咨詢師進行了調查，其中許多管理咨詢師認為知識管理是其企業的關鍵成功因素。知識管理的過程包括吸收、創造、整理、儲存、轉移及傳播知識[2]。Sher及Lee指出知識管理能夠降低運作成本、減縮交貨期，并且能夠改進與創新產品及過程等從而提高競爭優勢[3]。知識管理對企業管理非常重要，知識成為企業獲取競爭優勢的重要戰略資源、成為企業獲取競爭優勢的主要決定因素[1，3]。

1信息技術與競爭優勢

信息技術對企業獲取競爭優勢起著重要的支持作用[4]。文獻[4]描述了信息技術成功應用于企業降低成本提高競爭優勢的案例：Chan及Davis給出了幾個成功應用Extranet降低成本的案例，FedEx成功應用了Extranet為客戶提供了全面的服務，從而降低客服成本；McDonnellDouglas的商用飛機部，DouglasAircraft成功應用了Extranet。DouglasAircraft應用Extranet改進了客戶文檔的傳遞，從而降低了郵寄成本。GoodYearTireRabber成功應用了Extranet。他們開發了Extranet使其輪胎銷售可以獲得及時的技術及市場信息，從而降低了客服成本。這些成功應用的案例都表明應用Extranet降低成本。Internet的應用也可以降低成本，例如Cisco應用信息技術基礎設施及Internet進行供應鏈管理，從而降低了供應鏈運作成本。EDI的應用也可以降低成本，例如Williams及Frol－ick給出了FedEx應用EDI降低庫存從而降低成本的案例。Internet的成功應用、Extranet的成功應用、EDI的成功應用等支持差異化生產與服務。文獻[4]描述了企業能夠通過應用信息技術如Internet、Extranet以及EDI等提供差異化服務的案例，例如FedEx通過成功應用Extranet以及EDI為客戶提供了更好的服務。文獻[4]還描述了許多成功應用信息技術支持集中戰略提高企業競爭優勢的案例，例如FedEx成功應用了EDI由此保留了客戶，通過集中戰略提高了企業競爭優勢。

2知識管理與競爭優勢

知識管理對企業獲取競爭優勢也起著重要的支持作用[4]。文獻[4]描述了知識管理成功應用于提高企業競爭優勢的案例，例如Massey等對IBM進行了案例研究，探索IBM通過改進客戶關系管理中的影響技術及其知識資源。IBM應用了一個新客戶關系管理系統改進了客戶服務、降低了成本。White及Croasdell進行了多個企業知識管理的成功應用包括NestleUSA、Colgate-Palmolive、Xerox以及Chevron-Texaco，發現這些企業通過知識應用降低了成本。Mehta及Mehta對InfosysTechnologies進行了案例研究，發現知識共享降低成本。Zhang等進行了永新紙業案例研究發現該企業通過在其企業資源計劃（ERP）實施過程中進行知識共享降低了成本，從而使企業保持競爭優勢。Chen及Hsing進行了AppliedMaterial基于社區的知識學習的案例研究。該企業準備了SAP電子學習系統為所屬各子公司員工提供通信支持。他們發現通過基于社區的知識學習、通過知識利用及共享降低了成本。由此可見，許多成功案例都應用知識管理降低了成本。知識管理也可以改進質量，提高客戶滿意度，獲取差異化競爭優勢。文獻[4]在查閱相關文獻的基礎上描述了知識管理成功應用于支持差異化及集中戰略的案例，例如InfosysTechnologies應用知識共享不僅降低了成本而且改進了質量。又例，IBM應用了知識管理重建了客戶關系管理，改進了客戶服務，提高了客戶服務的質量；而且改進的客戶關系管理通過客戶分類管理等保留了客戶。

3企業知識管理策略

本文在基于信息技術的知識管理架構的基礎上，提出了基于競爭優勢的企業知識管理策略，指出了企業應用信息技術及知識管理獲取競爭優勢的途徑。基于信息技術的企業知識管理架構，可以看到企業可以應用信息技術作為企業知識管理的基礎設施。企業知識管理包括知識共享、知識轉移、知識應用等。企業通過進行效益評估，并且應用反饋機制根據評估結果對知識管理進行調整。企業獲取競爭優勢的知識管理策略：（1）企業戰略規劃與企業知識管理規劃結合。（2）企業知識管理規劃與企業信息技術規劃結合。（3）企業知識管理應用反饋機制，循環不斷地進行企業績效評估及知識管理更新。（4）企業循環不斷地進行企業戰略、知識管理戰略以及信息技術/信息系統戰略調整，從而獲取競爭優勢。基于競爭優勢的企業知識管理策略在基于信息技術的知識管理架構基礎上提出，可以與基于信息技術的知識管理架構結合進行企業應用。

4案例應用

江蘇振邦信息系統有限公司是環亞醫用集團的全資控股公司。江蘇振邦為中國領先的智慧醫療整體解決方案提供商，進行智慧醫療整體規劃、軟件研發、系統集成、運維服務和標準體系建設等方面的工作。江蘇振邦聘請了國內著名的醫療衛生領域以及現代信息技術領域的專家，并且與國內多家高等院校、科研機構建立了“產學研用”的合作模式，并與IBM等國內外先進的廠商展開了全面合作。江蘇振邦的信息化建設也在進行，圍繞著知識管理，把知識管理的理論方法應用于企業進行實踐。企業開展了應用知識管理提高企業競爭優勢方面的工作，開發了知識文檔庫，通過信息技術的應用及知識共享提高企業員工的工作能力以及工作效率，從而降低成本,提高競爭優勢。2012年，江蘇振邦有了初步成果，企業員工的工作滿意度、工作效率等都得到了顯著提升。企業后續繼續進行信息化與知識管理建設。

5結束語

第3篇：經濟與政治的關系范文

    關鍵詞:政府;事權配置;財政支出;經濟增長

    一、引言

    我國參與財政配置的主要是中央政府和地方政府,中央政府專屬職責主要是提供全國性公共服務,地方各級政府的專屬職責則指提供地方性公共服務;中央和地方政府的共同職責是提供跨區域性公共服務,這樣使得不同層級政府分工各有側重。但是據目前我國事權配置的情況來看,中央政府和地方政府在經濟建設、社會文教、國防、行政管理及其他公共服務方面支出結構并不合理,不能最大化促進經濟發展。

    二、我國財政分配的現狀

    1.中央政府和地方政府財政支出不對稱。從中央地方財政收入和中央地方的財政支出這兩個數量關系上,可以分析我國事權和財權在中央政府和地方政府的情況。總量上,我國財政支出與財政收入之間會有一定的差額,也就是財政赤字,政府為了彌補這個赤字,會發行一定數量的公債,目前我國還不允許地方政府發行公債,所以只能由中央政府發行國債。中央以下的省級、市級及縣級政府在公共服務事權配置中占據很重要比重。

    2.我國政府支出責任劃分在法制體系上的規定相對較少。目前我國政府事權的劃分還是依據1993年頒布的分稅制改革的《決定》,其中關于何種公共服務應歸于中央政府,何種歸于地方政府并沒有明確的規定,這就使得在執行決策時監管責任及工作職責劃分不明確,一些中央財政籌資的事權,中央將其執行過程中的支出責任管理任務交由地方政府來做,自己只是保有監管的權力,事權過程中產生的財力可以由本級政府解決也可以由上級政府轉移支付,這就混淆了中央與地方的事權界限。

    3.財政支出占GDP比重不大,但總體呈上升趨勢。財政支出是我國用來衡量政府公共服務水平的指標,也是我國政府事權配置在數量上的體現。我國政府總的收支占GDP的比重相比較于其他國家還是相對較高的,總體發展趨勢良好,我國經濟結構正處于轉型時期,從吸收型體制正逐步過渡到創新型體制,政府的管理制度也隨著總的經濟潮流而發生變化,過大的政府體系使得改革更加困難,還需要克服“路徑依賴”、市場體制不健全帶來的困擾等問題,在克服相關問題后,財政支出占GDP的比例依然按照原來趨勢發展,則表明政府在公共服務中的水平也不斷提升。

    4.體現政府事權效率的財政支出結構差異化。在80年代和90年代各項支出相差不是很大,但從2000-2006年開始,雖然各項支出均有一定程度漲幅,但是經濟建設支出和社會文教支出份額明顯大幅增長,這不禁讓我們想到不斷地對經濟建設進行政府撥款一定會促進經濟增長嗎,政府對其他項目支持力度薄弱很有可能會妨礙該方面經濟的增速,這就需要我們通過檢驗來證明這種差異化的結構是否有利于經濟的增長,在與經濟增長呈正相關的支出方面要繼續擴大,與經濟增長負相關的方面要適量縮減其規模,以期達到規模效應最大化。

    三、我國政府財政支出的實證分析

    1.政府財政支出與GDP增長時滯性及Granger因果關系檢驗

    由于財政支出對經濟的影響并不是在實施的同一年就實現的,而是要在經過一定的年限后才能在GDP上有所顯現,這就關系到不同類型的財政支出對GDP增長的影響程度,為了探究經濟建設支出(x\-1),社會文教支出(x\-2),國防支出(x\-3),行政管理支出(x\-4)及其他支出(x\-5)是否具有明顯的影響關系,我們用格蘭杰(Granger)因果關系檢驗對財政支出序列與GDP進行檢驗,運用的軟件是Eviews5.0,引用中國統計數據庫中1978-2008年國內生產總值和按功能劃分的財政支出分類數據。

    在時滯期限為1,2,3,4檢驗中GDP增長與財政支出中行政管理費支出Δx\-4均不存在顯著地線性關系,在此不列出該檢驗結果。

    從以上檢驗結果中我們可以得出結論,在時滯期限較短(1年),95%的置信水平下除了行政管理費用支出Δx\-4都通過了格蘭杰因果檢驗,也就是在當期或者下一期開始,財政支出的各項對經濟增長都有一定的影響。滯后期為1年并不是說,只有在下一年才會對經濟增長產生影響,而是在這一時期,變量之間的影響程度最強,在之后的時間內依然會產生影響,比如教育投資、修建公路等,在長遠看來,依然會對經濟增長產生有力的影響。

    2.我國政府公共服務財政支出與GDP增長的實證分析

    就如以上格蘭杰因果檢驗得出的結論一樣,并不是所有的財政支出都很大程度地影響著經濟增長,為了研究這個影響程度,改革我國各項財政支出比例,更好地促進經濟發展,我們將引用柯布—道格拉斯生產函數模型對其進行分析,研究各類財政支出對經濟增長的影響方向和影響程度進行分析。

    (1)模型設定和變量選擇

    按照經濟性質可以將財政支出劃分為生產性支出和非生產性支出,其中也都涵蓋了我們以上所設定的經濟建設支出(x\-1),社會文教支出(x\-2),國防支出(x\-3),行政管理支出(x\-4)及其他支出(x\-5),所以我們就以柯布-道格拉斯生產函數

    為原型,設計該生產函數為

    ,將該函數對數線性化:

    在變量的定義上,Y代表的是人均國民生產總值,x\-1-經濟建設支出,x\-2-社會文教支出,x\-3-國防支出,x\-4-行政管理支出,x\-5-其他支出。變量的數據來自國研網,中國年鑒數據庫和中國經濟統計數據庫1978-2006年人均國內上產總值及按照功能性質劃分的各項財政支出的數據。設定其結構參數為為自變量的彈性系數,為作為自變量的各項支出所占的比重,所用軟件為Eviews5。

    (2)實證分析

    利用1978-2006年的數據,我們得到如下的結果:

    由于1978年-1985年我國正處于經濟動蕩時期,經濟發展沒有步入正軌,因此我們根據1986-2006年人均GDP和財政支出進行計算,此時計算結果如下:

    得到的這個函數相比較第一個函數要精確,D.W值為1.78,表明不存在一階自相關,各項T統計量的Prob.值除了變量外均小于或者等于0.05,表明參數估計值是有效的,對這個函數進行正態性檢驗,得到Probability值為0.937128。

    在格蘭杰因果檢驗的檢驗結果顯示行政管理費用x\-4與GDP的增長沒有顯著的因果關系,在以柯布-道格拉斯為原型的回歸函數模型中檢驗的行政管理支出的估計參數也是無效的,在此就不分析這兩項之間的關系。

    經計算得到

    由結果可以看出到目前為止經濟建設支出和其他支出對經濟增長有負效應,但并不是他的支出就會抑制經濟,而是在經濟發展的現階段,我國對于財政支出的比例不合理,經濟建設方面的支出過多,造成一定支出浪費,顯示在函數中就為負向效應,從機構參數所占比例中社會文教支出大于國防支出,符合我國目前財政支出大致趨勢。

第4篇：經濟與政治的關系范文

一、 江蘇省經濟發展與環境污染的現狀

多年來,江蘇經濟以其持續、快速、協調和健康的發展態勢聞名全國。但在經濟高速發展、收入不斷增加的同時,環境污染也成為了江蘇省一個日益突出的問題。1992年以來,江蘇省地區生產總值(GDP)連續17年保持兩位數的增長。據初步核算,2008年江蘇省地區生產總值(GDP)突破3萬億元,比上年增長12.5%左右。人均地區生產總值(人均GDP)近4萬元,按當年匯率折算超過5700美元,經濟結構進一步優化,總體經濟保持平穩較快的增長勢頭。

經濟高速發展的進程不可避免地引起了環境質量的惡化。從1997年到2007年,江蘇省工業廢水排放量平均每年以2.02%的速度增長,工業廢氣排放量平均每年遞增11.20%。但是,工業廢水中的SO2排放量呈現出先減少,后增加再減少的變化,波動不大。工業廢水中COD排放量與工業固體廢棄物排放量則呈現逐年下降的趨勢,其中工業固體廢棄物排放量在1997年味15.26萬噸,而2007年僅為0.26萬噸,且在2003年達到最低值為0.01萬噸。

二、經濟增長與環境污染水平實證研究

選取最能夠表現環境質量的環境指標分為兩類,即流量指標和存量指標。流量指標包括工業廢水排放量、工業廢氣排放量和固體廢棄物產生量的環境統計數據;存量指標包括工業廢水中COD排放量與工業廢水中SO2排放量的環境監測數據。經濟增長指標則選取了江蘇省GDP總量與人均GDP。環境與經濟指標的時間序列數據選取了能夠反映江蘇省經濟快速發展的階段,即1997―2007年。

以人均GDP為自變量(x),分別與上述選取的典型環境指標為因變量(y),構建江蘇省人均GDP污染排放量模型,進行二次曲線,即y=a+bx+cx2回歸模擬。

依據統計學原理中回歸分析知識可知,相關系數(R2)是用來度量兩變量之間非線性(曲線)相關的密切程度。R2的變化范圍介于0―1之間,R2越接近于1,表明變量間的非線性相關程度越低,所擬合的曲線效果越好;反之,越R2接近于0,表明變量間的非線性相關程度越弱,所擬合的曲線效果越差。

(一)人均GDP與工業廢氣排放量擬合分析

曲線方程分析。人均GDP與工業廢氣排放量擬合的曲線方程為y=- 2.3760E-0.5 x2+1.7165x-6644.9556,R2=0.9662,接近于1,因此其對環境庫茲涅茨曲線具有非常充分的解釋意義。

圖形內涵分析。曲線整體上呈現穩步上升的趨勢,但上升幅度逐漸放緩。曲線形狀接近環境庫茲涅茨曲線倒U形的左半段,尚未達到轉折點,表明江蘇省經濟尚未進入工業化后期,隨著經濟的增長,工業廢水的排放量仍然會增加。從歷年真實數據中可以看出,折線圖與曲線圖非常吻合,兩者走勢幾乎一致,再一次證明了人均GDP與工業廢水排放量之間的關系符合環境庫茲涅茨曲線的特征,且江蘇省經濟仍舊處于工業化發展期。

(二)人均GDP與工業固體廢棄物產生量擬合分析

曲線方程分析。人均GDP與工業固體廢棄物產生量擬合的曲線方程為:y=1.9421E-0.7x2+0.19278x+1898.4666, R2=0.9771,接近于1,因此其對環境庫茲涅茨曲線具有非常充分的解釋意義。

圖形內涵分析。從曲線的形狀上可以判斷其符合環境庫茲涅茨曲線倒U形的左半段,但尚未達到轉折點,而且結合實際數值所形成的折線圖可以得出,折線圖的總體趨勢也與EKC大致相同,保持著不斷上升的趨勢。因此,無論是從模型還是實際數值上,均顯示了人均GDP與工業固體廢棄物產生量之間的關系符合環境庫茲涅茨曲線的特征,且尚未達到轉折點,環境污染程度將會進一步增大。

由上述分析可知,人均GDP與工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業固體廢棄物產生量這3種環境指標的擬合關系較強,與工業廢水中COD排放量、工業廢氣中SO2排放量這兩種環境指標的擬合關系較弱。但從總體上看,江蘇省經濟指標與環境指標擬合較好。經濟發展與環境污染水平的關系基本符合環境庫茲涅茨曲線的特征,且位于倒U形的左側。由此得出結論,江蘇省目前仍處于工業發展期,環境庫茲涅茨曲線的轉折點尚未到達。故江蘇省環境污染控制的投入有必要保持在一個較高的水平。

三、政策建議

第5篇：經濟與政治的關系范文

內容摘要：本研究目的在運用資源基礎和組織理論之觀點，推導出研究假設，并建構知識管理程序之架構，用以分析臺灣與大陸高科技產業的知識能量蘊育和整合之情形，進而探討知識的整合與創新績效對于核心競爭力之影響。運用多變量分析及透過臺灣229家與大陸243家高科技廠商之調查問卷回收，本研究發現：知識能量、知識整合與創新績效的交叉作用對于核心競爭力大體上呈現正向且顯著的影響作用。

關鍵詞：知識能量 知識整合 創新績效 核心競爭力

以往競爭戰略的觀點較強調外部競爭優勢之建立與維系，僅強調知識的創造與移轉過程，較少著眼于知識整合課題之探討。本研究擬透過知識基礎論之觀點探討知識能量、知識整合、創新績效與核心競爭力之間的關系。并經由實證研究，了解兩岸高科技產業之組織知識管理程序與創新績效對核心競爭力的影響現況，以知曉企業之概況。

理論與假設

（一）知識能量與核心競爭力的關系

以組織學習的觀點而言，知識能量的蘊育可以透過組織學習的過程，而最終目的不外乎提升核心競爭力。Peters and Waterman（1982）認為有透過組織內部學習的企業往往可凝聚知識能量，而在面對變動的環境時能透過有效知識學習能力之建構往往比未透過學習途徑而凝聚知識力量的企業更具有較佳的創新績效。Grant（1996）則認為專門知識共通的重要性，而此共通性則有賴于組織內學習能力之開展與共同愿景的凝聚才能形成；Lei et al.（1999）也強調核心競爭力主要是透過組織學習發展出來的知識能量所奠基而成，并且認為問題的解決與創見和吸收知識是影響公司開創成長機會的基礎能力。吳思華（1998）也強調知識的流通對于組織未來能力的增進有重要的影響作用。基于上述討論，本研究獲得以下的推論假說：

H1：知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用。

（二）知識整合與核心競爭力的關系

以資源基礎的觀點而言，知識資源整合的程度和運作的特性不僅與資源的特性有關，而且透過資源整合機制之運作，能夠有效提升核心競爭力，而競爭能力程度之開展，往往也須視資源整合軟硬件能力之配合。所以，核心競爭力三大能力的提升，除了考慮知識資源的特性外，門檻能力和重要性能力必須視組織內軟硬件機制有系統的運作，而且技術能力的有效運作，也要求組織內各單位合作無間的配合。另外，企業欲有效提升有形與無形競爭優勢，則必須視企業內部文化與愿景的塑造程序而定（Leonard-Barton，1992；Kogut and Zander， 1995； Grant， 1996；Teece，et al.1997）。基于上述的討論，本研究獲得以下的推論假說：

H2：知識整合能力對于核心競爭力有顯著的影響作用。

（三）核心競爭力與創新績效的關系

一般而言，核心競爭力的建構與維持，對于創新績效的提升有正向的影響作用，此乃由于核心競爭力的門檻能力與產品的制程或設備的重整有關。另外，建構良好的營銷或商品化能力或是技術的改良、新技術的引進對于產品的創新也有正向的影響作用，換言之，不論是產品或制程的創新，都有賴于核心競爭力的發揮（Barney & Zajac，1994；Kogut & Zander，1995；Pitt and Clarke，1999）。Cohen and Levinthal （1990）和Nonada and Konno （1998）也認為透過學習的過程和知識的解讀、累積和擴散，不僅是公司創新能力的關鍵要素，也可保持產品和制程不斷的創新，維持企業的競爭優勢。Utterback（1994）則認為企業的創新活動不僅會受到產品市場、組織結構特性，例如科層化與官僚制度的影響，而且也認為企業競爭能力的強弱會影響產品與制程的創新。基于上述的討論，本研究獲得以下的推論假說：

H3：核心競爭力對于創新績效有顯著的影響作用。

研究樣本

本研究問卷分兩部分，分別選擇了臺灣與大陸的信息電子產業作為研究對象，臺灣方面是以新竹科學園區、臺中科學園區、臺南科學園區之進駐廠商與臺灣證券交易所之上市公司的電子類股為實證研究對象，共發出問卷1000份，有效回收樣本總計229份，有效回收率達22.9%。

大陸方面是以上海地區與江蘇蘇州地區的高新技術園區的企業為實證研究的對象，共發出問卷800份，有效回收樣本總計243份，有效回收率達30.38%。

中國臺灣資料分析與發現

（一）信度檢定

在“知識能量”方面，進行因素分析后萃取出“知識解讀”、“知識蓄積”及“知識擷取”等三個知識能量因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.92。

在“知識整合”方面，進行因素分析后萃取出“社會化程度”、“合作程度”、“系統化程度”及“目標化程度”等四個知識整合因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.907。

在“核心競爭力”方面，進行因素分析后萃取出“未來能力”、“門檻能力”及“重要能力”等三個核心競爭力因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.977。

在“創新績效”方面，進行因素分析后萃取出“管理創新”、“策略創新”及“制程創新”等三個創新績效因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.97。

（二）典型相關分析與主要構面之回歸分析

1.知識能量與核心競爭力之典型相關。如圖1所示，典型變量的典型相關系數平方為0.676。“核心競爭力”與“知識解讀”及“知識蓄積”呈高度正相關，與“知識擷取”呈中度正相關。“知識能量”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關，與“重要能力”呈中度正相關。針對典型變量的典型關系，此兩構面的整體關系是，組織知識能量的程度越高，則組織的核心競爭力越佳。

假設H1：“知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到證實。

2.知識整合與核心競爭力之典型相關。如圖2所示，典型變量的典型相關系數平方為0.687。“核心競爭力”與“社會化程度”、“合作程度”呈高度正相關，與“系統化程度”呈中度正相關。“知識整合”與“未來能力”、“門檻能力”及“重要能力”呈高度正相關。然而知識整合構面中的“目標化程度”對于核心競爭力的影響并不顯著。針對典型變量的典型關系，此兩構面的整體關系是，組織知識整合的程度越高，則組織的核心競爭力越高。

假設H2：“知識整合對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到部分證實。

3.核心競爭力與創新績效構面間之回歸分析。本研究為驗證假設，采用復回歸分析方法，藉以了解核心競爭力對于創新績效構面的影響，如表1所示。

核心競爭力對管理創新的影響。核心競爭力對管理創新影響的復回歸模式呈現正向且顯著的影響（R2=0.789，F值=284.761）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優勢所必須發展的能力，與組織面臨競爭壓力時所需具備的支持性能力和基本技術之能力，可透過知識管理程序和核心競爭力的提升促進產品質量完善、功能改變與新產品開發的有效程度提高。

核心競爭力對策略創新的影響。核心競爭力對策略創新影響的復回歸模式呈現正向且顯著的影響（R2=0.705，F值=182.616）且具有顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織愈重視發展的能力，與組織面臨競爭壓力時所需具備的支持性能力和基本技術之能力愈佳，則愈能掌握本身產品在市場中的定位或創造新價值，能夠比同業更能領先提出成功的策略。

核心競爭力對制程創新的影響。核心競爭力對制程創新影響的復回歸模式呈現正向且顯著的影響（R2=0.249，F值=26.247）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優勢所必須發展的能力，透過知識管理程序和核心競爭力的提升對于產品制程或工作流程改善的有效程度，具有顯著的影響效果。

綜合以上，組織核心競爭力的提升將影響創新績效程度，而組織的未來能力與門檻能力對于組織的創新績效尤為顯著，而重要能力對于策略創新未達到顯著影響。

假設H3：“核心競爭力對于創新績效有顯著的影響作用”得到部分證實。

大陸資料分析與發現

（一）信度檢定

在“知識能量”方面，進行因素分析后萃取出“知識解讀”、“知識蓄積”及“知識擷取”等三個知識能量因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.864。

在“知識整合”方面，進行因素分析后萃取出“社會化程度”、“合作程度”、“系統化程度”及“目標化程度”等四個知識整合因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.853。

在“核心競爭力”方面，進行因素分析后萃取出“未來能力”及“門檻能力”等兩個核心競爭力因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.937。

在“創新績效”方面，進行因素分析后萃取出“管理創新”、“組織創新”及“服務創新”等三個創新績效因素，研究變量之Cronbach’sα系數為0.943。

（二）典型相關分析與主要構面之回歸分析

1.知識能量與核心競爭力之典型相關。如圖3所示，典型變量的典型相關系數平方為0.506。“核心競爭力”與“知識擷取”及“知識蓄積”呈高度正相關，與“知識解讀”呈中度正相關。“知識能量”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關。針對典型變量的典型關系，此兩構面的整體關系是，組織知識能量的程度越高，則組織的核心競爭力越佳。

假設H1：“知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到證實。

2.知識整合與核心競爭力之典型相關。如圖4所示，典型變量的典型相關系數平方為0.371。“核心競爭力”與“社會化程度”、“系統化程度”與“合作程度”呈高度正相關。“知識整合”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關。然而知識整合構面中的“目標化程度”對于核心競爭力的影響并不顯著。針對典型變量的典型關系，此兩構面的整體關系是，組織知識整合的程度越高，則組織的核心競爭力越高。

假設H2：“知識整合能力對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到部分證實。

3.核心競爭力與創新績效構面間之回歸分析。本研究為驗證假設，采用復回歸分析方法，藉以了解核心競爭力對于創新績效構面的影響，如表2所示。

核心競爭力對管理創新的影響。核心競爭力對管理創新影響的復回歸模式呈現正向且顯著的影響（R2=0.521，F值=132.38）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織透過知識管理程序和核心競爭力的提升對于產品制程或工作流程改善的程度愈高。則組織維持未來競爭優勢所必須發展的能力（譬如：技術改良、生產流程自動化以及偵測回饋或預測的能力等）愈佳。

核心競爭力對組織創新的影響。核心競爭力對組織創新影響的復回歸模式呈現正向且顯著的影響（R2=0.285，F值=49.158）且具有顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優勢所必須發展的能力愈高，對應全球化布局的維修與服務的經驗與能力愈佳，對管理的經驗與能力亦愈佳。

核心競爭力對服務創新的影響。知識能量對服務創新影響的復回歸模式呈現正向且顯著的影響（R2=0.365，F值=68.855）且具顯著解釋能力（P＜0.001）。表示組織為了維持未來競爭優勢所必須發展的能力愈高，對于處理客戶對于公司的建議或抱怨的能力愈高，并重視與上下游供貨商之間的關系管理。

綜合以上，組織核心競爭力的提升將影響創新績效程度，而組織的未來能力與門檻能力對于組織的服務創新尤為顯著，而門檻能力對于管理創新與組織創新未達到顯著影響。

假設H3：“核心競爭力對于創新績效有顯著的影響作用”得到部分證實。

研究結果

本研究實證顯示臺灣與大陸高科技產業中知識能量的知識解讀、知識蓄積與知識擷取程度越高，對于核心競爭力之門檻能力與未來能力有正向的影響作用。研究結果顯示，知識的取得與吸收對于建構基礎的競爭能力是相當重要的，如能進一步內化系統化知識，則對提升未來競爭性能力有正面影響。此點結論呼應Nonaka and Takeuchi（1995）強調知識管理運作程序和知識轉換程序之重要性。

就知識整合對核心競爭力之影響而言，臺灣與大陸高科技產業的研究結果均顯示當知識整合的社會化程度提高配合彈性的增加，系統化程度提高配合效率之提升以及合作程度提高配合運作范圍的擴大，對于核心競爭力的未來能力與門檻能力有正向的影響。此點結論強調知識整合、軟硬件設施工具之妥善運用，不僅可以建構核心競爭力的基礎門檻能力，而且也能培植未來性能力。此點結論可以呼應Long and Vickers-Koch（1995）和Kay（1993）強調知識整合是建立核心競爭力或獨特性能力的重要任務之一。

就核心競爭力對創新績效之影響而言，臺灣與大陸高科技產業的研究結果均顯示組織核心競爭力的提升將影響創新績效程度，而組織的門檻能力與未來能力對于組織的創新績效尤為顯著。企業欲提升整體的創新能力，除了組織內部成員學習能力的培養外，也要其它相關措施的相輔相成，譬如：硬件設備的支持、企業文化的建立、主管策略意圖的塑造等，都是提升創新績效的有效手段。就短期而言，以制程或產品的改變及創新最有效，然而，就長期而言，則必須本業上的改變或創新，才能維持長久。而核心競爭能力在一段時間后需要重新賦予定義與被保護，否則就會因為時間而喪失價值。

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10.Long,Carl and Vickers-Koch, Mary,“Using Core Capabilities to Create Competitive Advantage”,Organizational Dynamics,1995,24(1):6-21.

11.Nonaka,Ikujiro and Takeuchi,Hirotaka.The Knowledge-Creating Company,New York:Oxford University Press.1995.

12.Nonaka,Ikujiro and Konno,Nobour,“The Concept of ‘BA’:Building a Foundation for Knowledge Creation.”[J]. California Management Review,1998,40(3):40-55.

第6篇：經濟與政治的關系范文

【關鍵詞】 首發精神分裂癥；吸煙；精神癥狀；認知功能；橫斷面研究

doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2009.01.001

中圖分類號：R749.3 文獻標識碼：A 文章編號：1000-6729(2009)001-0001-05

近年來，大量研究表明精神分裂癥患者的吸煙率為一般人群的2-3倍［1］，同時90%的精神分裂癥吸煙者在其首次發病前就開始吸煙［2］。高吸煙率的原因主要有以下3個假說:其一,精神分裂癥疾病的某些方面導致了更多患者對香煙的渴求，吸煙可以緩解陽性和陰性癥狀，也可以改善認知功能，人們稱之為自身給藥行為（self-medication）［3-4］；其二，吸煙是精神分裂癥病因學上的一個高危因素，即尼古丁對中腦邊緣系統長時間的重復激活導致了精神分裂癥易感個體發病［5］；其三,遺傳或環境因素使個體同時易于患精神分裂癥和煙草成癮［6］。目前國內外研究精神分裂癥吸煙率資料大多來源于慢性患者，對于以首發精神分裂癥患者為研究對象的報道少見。

吸煙可以改善精神分裂癥患者的某些陰性癥狀［7］，但也有研究發現尼古丁依賴與精神分裂癥患者的陽性癥狀相關［8］，還有研究發現吸煙可以通過對尼古丁受體的作用選擇性地改善精神分裂癥吸煙患者的空間工作記憶及注意缺陷［9］。本文以首發精神分裂癥患者為對象，探討吸煙對其精神癥狀及認知功能的影響。

1 對象和方法

1.1對象

均來自北京回龍觀醫院2005年4月-2007年7月住院的首發精神分裂癥患者。首發精神分裂癥的定義采用Lieberman J等的標準［10］，即符合DSM-Ⅳ精神分裂癥診斷標準，病程不超過60個月，未用藥或用藥時間少于2周。在本研究，還要求患者陽性和陰性癥狀量表（Positive and Negative Syndrome Scale，PANSS）總分≥60分。共收集首發精神分裂癥90例，其中男性48例，吸煙24例（占50.0%）；女性42例，吸煙3例（占7.1%）。平均煙齡為（10.7±6.8）年，開始嘗試吸煙時平均年齡為（16.7±4.8）歲，平均每日吸煙量為（13.5±10.8）支，所有吸煙患者均在發病之前（25例）或發病時（2例）開始吸煙。吸煙患者患病總病程（23.8±19.20）月, 受教育年限(11.4±3.9)年，尼古丁依賴嚴重程度量表平均得分為（3.8±2.9）分。

排除標準：（1）DSM-IV軸I的診斷不是精神分裂癥；（2）明確中樞神經系統疾病，如中風，腫瘤，帕金森氏病，亨亭頓氏病，癲癇，腦損傷史；（3）各種軀體疾病，如感染，糖尿病，高血壓，既往有上消化道潰瘍或出血史；（4）有臨床意義的心電圖異常；（5）懷孕或哺乳的女性；(6)嚴重的過敏史。

1.2 工具

1.2.1 自編臨床基本特點調查表

包括患者的人口學資料、精神病史、遺傳史、吸煙情況。

1.2.2評定精神癥狀的量表

1.2.2.1陽性和陰性癥狀量表（Positive and Negative Syndrome Scale，PANSS）［11］

共33個條目，分為4個分量表：陽性癥狀、陰性癥狀、一般精神病理癥狀和附加癥狀。1-7級評分。

1.2.2.2 漢密爾頓抑郁量表（Hamilton Depression,HAMD）［12］

共24個條目，其中13個精神癥狀按0-4級評分，11個軀體癥狀0-2級評分。

1.2.2.3 臨床總體印象量表（Clinical Global Impression,CGI）［13］

按7級評分：0=未評，1=正常，2=邊緣，3=輕度有病，4=中度有病，5=明顯有病，6=嚴重有病，7=極嚴重。

1.2.3 檢測認知功能的量表

1.2.3.1威斯康星卡片分類（Wisconsin Cards Sort,WCST）

共13個條目：總應答數、完成分類數、正確應答數、錯誤應答數、完成第一個分類所需應答數、概念化水平百分數、持續性應答數、持續性錯誤數、持續性錯誤的百分數、非持續性錯誤、不能維持完整分類數、學習到學會。

1.2.3.2 重復性成套神經心理狀態測驗（Repeatable Battery for the Assessmental of Neuropsychological Status,RBANS）［14］

該系統包括12個條目，分為五個因子結構：注意、言語、視覺廣度、即刻記憶和延時記憶。

1.2.4 住院患者煙草使用狀況調查表

包括一般情況、吸煙情況、吸煙態度、家人吸煙情況。吸煙患者，即目前吸煙多于1支/每天，平均每周大于等于5天；不吸煙者，即從不吸煙，或吸煙少于1支/每天，平均每周不到5天；過去曾吸煙者，即曾有吸煙多于1支/每天，平均每周大于等于5天，現已戒煙。不吸煙、過去曾吸煙均視為非吸煙患者。

1.2.5 尼古丁依賴嚴重程度量表（Fagerstrfm Test for Nicotine Dependence，FTND）［15］

分為6個條目，3個條目為0-1級評分，3個條目為0-3級評分，量表總分為0-10分。該量表由Niu（2000）翻譯成中文，并在中國人群中進行信度和效度的檢測［16］。

絕大多數患者在入院1周之內完成量表測查，少數不合作者在癥狀有效控制后完成量表測查。所有患者住院后由本人或家屬簽署知情同意書，由經過嚴格培訓及一致性測定的研究人員（組內相關系數ICC≥0.8）收集詳細的臨床資料，并進行測查。

1.3 統計方法

所有資料用Epidata3.0輸入，采用SPSS11.5軟件分析。進行χ2檢驗、t檢驗、秩和檢驗、單因素相關分析等。所有的統計檢驗均采用雙側檢驗，以P≤0.05為差異有統計學意義。

2結 果

2.1 吸煙組與非吸煙組臨床基本特點比較

表1顯示兩組患者的臨床基本特點差異均無統計學意義（均P>0.05）。

2.2 吸煙組與非吸煙組精神癥狀比較

表2顯示：吸煙組PANSS總分、陰性癥狀分、一般精神病理癥狀分均高于非吸煙組。

2.3 吸煙組與非吸煙組認知功能比較

兩組患者間除威斯康星卡片分類的正確應答數和錯誤應答數得分差異有統計學意義外， RBANS總分及各分量表分、威斯康星卡片分類的其他項目分差異均無統計學意義（均P>0.05）。非吸煙組(N=55)的正確應答數高于吸煙組(N=26)［ （50.6±18.2）vs.( 42.2±14.3)，t=2.02，P=0.040］，而錯誤應答數低于吸煙組［（75.5±21.9）vs.（85.3±15.8），t=-2.26，P=0.030］。

2.4 吸煙因素與臨床基本特點、精神癥狀、認知功能的相關性

表3顯示：首次精神癥狀發生年齡、首次住院年齡與煙齡、開始嘗試吸煙時年齡呈正相關；一般精神病理學癥狀分與尼古丁依賴嚴重程度量表得分呈負相關；在認知功能方面，RBANS測驗總分、即刻記憶、視覺廣度、延時記憶分與開始嘗試吸煙時年齡均呈正相關；WCST測查中不能維持完整分類數與尼古丁依賴嚴重程度量表得分呈負相關。

3討 論

本研究以首發精神分裂癥患者為研究對象，避免了住院環境、病程、抗精神病藥物等因素對吸煙率的影響，因此能夠比較客觀地反映吸煙因素與精神病理、認知功能之間相互關系。

本研究結果表明首發分裂癥男性患者的吸煙檢出率為50%,與國內外報道慢性分裂癥患者吸煙檢出率基本一致（40%-90%）［17］，所有吸煙患者均在發病之前或發病時開始吸煙，這一結果說明精神分裂癥的高吸煙率并非是由住院環境、藥物等因素所造成的，而是精神分裂癥本身內在因素決定的，支持精神分裂癥的某些方面的因素導致了較多患者對香煙渴求的假說；吸煙組與非吸煙組患者的基本臨床特點并無顯著性差異，但吸煙組PANSS總分、陰性癥狀分、一般精神病理學癥狀分顯著高于非吸煙組，即吸煙患者的病情比不吸煙患者要嚴重得多,與Iancu的研究結果相似［18］，說明吸煙是精神分裂癥病情嚴重的一個標志，可能的解釋是尼古丁激活邊緣系統導致多巴胺能系統功能增強，促使易感病人最終發展成為精神分裂癥或增加病情的嚴重程度［5,19］。最近在活體中進行正電子斷層掃描技術也證實吸煙增加了多巴胺的釋放［20］。在本研究中：首次精神癥狀發生年齡、首次住院年齡與煙齡的長短、開始嘗試吸煙時年齡呈正相關,這一結果支持吸煙是精神分裂癥病因學上的一個高危因素的假說。

在認知功能評估方面，選擇國外普遍使用的認知功能測查工具：重復性成套神經心理狀態測驗（RBANS）和威斯康星卡片分類（WCST）。RBANS是Randolph在1998編制用來篩查癡呆的心理測查工具，其最大特點是，快捷方便、省時省力，在床邊即可進行，一般在25-30分鐘之內就可完成測查。在本研究中，吸煙組和非吸煙組的RBANS總分及分量表分差異均無統計學意義，但在WCST中非吸煙組的正確應答數、錯誤應答數顯著好于吸煙組，提示吸煙組患者的抽象概括、工作記憶、認知轉移等方面的能力明顯受損。在分析吸煙因素與臨床基本特點、精神癥狀、認知功能相關性時還發現，RBANS測驗總分、即刻記憶因子分、視覺廣度因子分、注意因子分、延時記憶因子分與開始嘗試吸煙時年齡呈正相關，即吸煙年齡越早認知功能受損越重，說明吸煙可能也是精神分裂癥認知功能受損程度的一個標志。相關的遺傳學報道：Alpha-7尼古丁受體基因的變異與精神分裂癥及某些認知功能具有高度相關性［21］，AIpha7及Alpha4Beta2受體在記憶過程中十分關鍵。海馬及杏仁核對記憶有著特殊的作用，而這些部位尼古丁受體的減少有可能會造成記憶的損害，吸煙患者由于Alpha-7尼古丁受體基因的變異導致精神癥狀和認知功能受損嚴重，吸煙行為是對本身相關的基因缺陷的一種自我調節，但本研究為橫斷面研究，其機理還有待進一步驗證。

參考文獻

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第7篇：經濟與政治的關系范文

論文關鍵詞：經濟增長，就業彈性，協整分析

 

一、引言

經濟增長和充分就業是我國宏觀經濟政策的主要目標。 改革開放以來，我國經濟迅猛增長，根據《中國統計年鑒》資料計算，1978-2009年年均GDP增長率達到9.89%，而就業的增長率只有2.16%，近幾年來更是持續出現了“高增長，低就業”的局面。經濟的快速增長卻伴隨著就業增長的瓶頸，這就引起了大家的思考，經濟增長不能帶動就業增長嗎?二者之間存在怎樣的關系呢？

一般認為，經濟增長與就業增長之間存在正相關的關系，經濟增長越快，越能吸納更多的勞動力就業。美國著名經濟學家阿瑟·奧肯（1962）通過研究美國經濟增長與失業率之間的關系，得出奧肯定律：u=-0.5（y-2.25），當經濟實際增長率高于自然增長率一個百分點時，失業率將下降0.5個百分點。這個定律經常在經濟學文獻中被提及或引用。William Seyfried(2004)選取1990-2003年美國十個州的經濟增長與就業的數據，通過函數分析，得出經濟增長對促進就業具有短期效應。鄧志旺，蔡曉帆協整分析，鄭棣華等（2002）分析了中國1985-1994年的就業彈性，認為就業彈性系數只是稍有震蕩，整體上變化不大，從而認為經濟增長可以拉動就業的進一步增長，所謂中國的“高經濟增長，低就業增長”的矛盾并不存在。

而一些學者并不同意這個觀點，程永宏（2005）梳理了新古典經濟增長理論、凱恩斯主義經濟增長理論和新經濟增長理論中經濟增長與就業之間的關系，并結合中國關于經濟增長與就業關系的經驗資料，得出結論：經濟增長并不必然會帶來就業的增長，二者之間的一致性缺乏堅實的理論基礎；經濟增長伴隨就業下降的現象非常普遍，在一定條件下，經濟增長可能抑制就業增長。龔玉泉、袁志剛(2002)肯定了中國的就業彈性呈現下滑趨勢，并認為經濟增長與就業增長之間存在非一致性的關系，雖然經濟高速增長，但就業增長率逐漸下降，失業和下崗人員逐步增多。劉鍵等（2009）計算了1978-2005年經濟增長率，就業增長率及就業彈性系數，得出我國就業彈性與經濟增長是負相關的，就業增長率與經濟增長率是弱正相關的，經濟增長與就業之間不存在一致性的關系的結論。王艾青（2006）從過度勞動角度分析了經濟增長與就業增長的不一致性的原因，他認為當前我國很多行業存在過度勞動的現象，過度勞動不會影響宏觀的經濟增長速度，但是過度勞動卻擠占了就業崗位，抑制了就業增長；資本的盈利與經濟的增長所應該帶來的就業增長均被過度勞動抵消，甚至在某些個別行業或領域還出現就業負增長的情況。

我國的經濟增長和就業之間的關系到底怎樣？本文借助1978-2009年我國GDP和就業的數據，對我國經濟增長和就業彈性進行分析，并從整體和分三次產業對經濟增長與就業之間的關系進行協整分析，根據分析結論，提出相應的政策建議。

二、我國經濟增長率與就業彈性分析

（一）總體就業彈性分析

由于經濟增長與就業變動的關系在數量上會表現為經濟增長的就業彈性，即就業的增長率與經濟增長率之間的比率， 可以依據對我國經濟增長的就業彈性的考察來判定經濟增長與就業變動的一致性問題小論文。當就業彈性為正值時，彈性越大，吸收勞動力的能力就越強，經濟增長對就業的拉動作用越強，反之則越弱。在就業彈性為負值時，會出現兩種情況：第一協整分析，經濟負增長而就業增加，此時就業彈性的絕對值越小，對就業的“吸入”效應就越小；第二，經濟正增長而就業減少，此時，就業彈性的絕對值越小，對就業的“擠出”效應就越小。

表1我國GDP增長率、就業增長率和就業彈性值

 

年份

GDP增長率

就業增長率

就業彈性

年份

GDP增長率

就業增長率

就業彈性

1978

11.7

1.97

0.17

1994

13.1

0.97

0.07

1979

7.6

2.17

0.29

1995

10.9

0.90

0.08

1980

7.8

3.26

0.42

1996

10.0

1.30

0.13

1981

5.2

3.22

0.61

1997

9.3

1.26

0.14

1982

9.1

3.59

0.40

1998

7.8

1.17

0.15

1983

10.9

2.52

0.23

1999

7.6

1.07

0.14

1984

15.2

3.79

0.25

2000

8.4

0.97

0.11

1985

13.5

3.48

0.26

2001

8.3

1.30

0.16

1986

8.8

2.83

0.32

2002

9.1

0.98

0.11

1987

11.6

2.93

0.25

2003

10.0

0.94

0.09

1988

11.3

2.94

0.26

2004

10.1

1.03

0.10

1989

4.1

1.83

0.45

2005

11.3

0.83

0.07

1990

3.8

17.03

4.43

2006

12.7

0.76

0.06

1991

9.2

1.15

0.12

2007

14.2

0.77

0.05

1992

14.2

1.01

0.07

2008

9.6

0.64

0.07

1993

14.0

0.99

0.07

2009

9.1

第8篇：經濟與政治的關系范文

 

關鍵詞：非正規金融  制度經濟學  雙層制度安排

1 問題的提出 

對我國的非正規金融產生與興起的原因，已有的文獻大都從以下兩個方向展開：一條思路是沿著麥金農的非正規金融源于金融抑制的觀點進行拓展，如史晉川(1997)、張軍(1998)等的研究；另一條思路是沿著 Stiglitz和Weiss(1981)的信貸配給均衡的框架進行研究，如林毅夫(2003)、林毅夫(2005)等認為，信貸活動中的信息不對稱是非正規金融產生和廣泛的根本原因，從信息經濟學的角度為我們提供了一個新的理論視角。應當說，這兩種觀點都可以用來解釋我國的非正規金融的起源問題，但他們都無法解釋非正規金融為什么會在我國的經濟體制改革后逐步壯大興起。首先，金融抑制并非產生于改革之后，相反，改革前我國的金融抑制尤為突出；其次，不完全信息是銀行信貸過程中不可避免的一個問題，不會因改革而有所改變；最后，在我國這樣一個具有“二重結構”的國家里，中央政府的強大控制力也不會因改革而失效，但非正規金融為什么會屢禁不止。從這個意義上說，它們都沒有很好的解釋我國非正規金融的產生問題。

根據諾斯和托馬斯的雙層制度安排假說，制度安排可分為基礎性制度安排和次級制度安排。前者一般由政府充當制度供給主體，通過引入法律、法規、政令等手段加以實施。基礎性制度安排具有較大的穩定性和滯后性。

后者是個人或個人團體在獲利機會誘導下自發倡導實施的，多表現為私人間的契約安排，具有非正式的特征。在漸進改革進程中。次級制度安排大體上是對現存基礎性制度安排的彌補和修正，在某些范疇甚至是一定程度的背離，從而導致對基礎性制度安排進行根本性的修改。次級制度安排之所以存在，根本原因在于基礎性制度供給和需求之間的矛盾。作者認為，非正規金融是我國經濟制度轉軌過程，因正規金融制度供給滯后于中小企業和社會居民對制度服務的需求，由中小企業和社會居民在正規金融制度邊際進行非正式制度創新的結果。因此只有從我國的經濟制度變遷入手，才能找到非正規金融產生的原因，正確把握非正規金融的發展趨勢。 

2 非正規金融的制度經濟學分析 

2．1 制度環境變遷：非正規金融的產生的制度需求因素

分析制度環境是指一系列用來建立生產、交換、與分配基礎的政治、社會和法律的基本規則。從邏輯上講，如果法律上或政治上的某些變化可能會使制度環境發生變遷，并導致利用現存的外部利潤機會獲利成為可能，那么與制度環境相關的制度安排就會處于非均衡狀態，不得不做出一些調整或在其邊界進行制度創新。

在經濟體制改革以前，我國實行的是高度集中的計劃經濟體制。這種制度選擇從功能上使得金融實際上成了政府財政的一部分。社會資金大都通過財政手段進行分配，銀行的作用只是充當政府的“出納”，金融對經濟發展所起的作用非常有限。在此階段，一方面非公有制經濟 被普遍禁止；另一方面，由于經濟的貨幣化水平低，人們 在解決其基本生活需要后幾乎沒有多少貨幣剩余。因此，雖然我國存在深度的金融抑制，但在這種制度環境下，金融制度的供給與制度需求是相適應的，整個金融制度處于均衡狀態，非正規金融根本沒有任何的生存空間。

1979年以后，我國開始了以市場為導向的漸進式的經濟體制改革。這次改革的后果主要表現在以下幾個方面：首先，所有制結構和經濟資源分配方式的不協調。我國的私營企業不斷的發展壯大，對經濟資源的需求不斷擴大，但在金融資源分配方面，為公有制經濟特別是國 有經濟提供更多的金融支持仍是我國正規金融機構的首要任務，對中小企業的資金需求無暇顧及，個私企業從正規金融部門融資變得十分困難。按照新制度經濟學理論，當正規金融的進人變得更昂貴時，中小企業必然會尋找新的金融服務機會、形成相應的規則和約束并使之合理化，即從非正規金融部門籌集資金。

其次，國家對經濟活動的控制程度也有所改變。在經濟體制改革以前，政府利用其在政治、經濟資源上的絕對的控制權，對經濟活動進行嚴格的管制。與此相適應的是政府在制度的供給方面長期居于壟斷地位，未得到政府允許的任何制度創新都是非法的，以此將其他個人或團體排除在制度創新的空間之外。改革開放以后，政府逐漸放松了對經濟活動的管制，將一部分經濟資源的控制權從政府手中轉移到私人部門，為權利主體的多元化創造了條件。

最后，經濟運行的貨幣化程度日益提高。改革開放后，收入的貨幣化分配逐漸取代了傳統經濟制度下的實物分配，我國居民在滿足其基本生活需要之后，積累了大量的剩余貨幣。為使其貨幣資產保值增值，社會居民或組織在運用其貨幣資產時要兼顧安全性、流動性與收益性建立在地緣基礎上的非正規金融正好可以滿足這種要求，因此，數量巨大的民間資本所有者受利益驅動而成為非正規金融的供給者或中介人，將小規模的短期儲蓄集中起來，為各種類型的非公有制企業提供資金供給，促進貨幣或資本向投資轉化，對正規金融產生“擠出”效應。 

2．2 正規金融制度變遷：非正規金 融產生的制度供給因素分析

第9篇：經濟與政治的關系范文

關鍵詞：經濟增長；股票市場；分析

（一）變量和數據的選取

為了檢驗證券市場發展與經濟增長相關性，我所選取的指標有：一是經濟增長的指標；二是股票市場發展的指標。

本文分別采用了經濟增長指標、證券市場發展的指標（市場資本化率、換手率、交易率、股票市場依存率、上市公司數量）來進行分析。

（二）實證檢驗

利用stata軟件分析國內生產總值與上證指數和深證指數之間存在的關系，分析情況如下：

本文采用2005-2015的年度國內生產總值與上證指數和深圳指數的年度數據進行計算，如表3.1所示的，使用stata軟件計算得出國內生產總值與上證和深圳指數存在正相關，但是由于相關系數數值只有0.0924和0.2369，表示國內生產總值與兩者之間的存在的相關性不太顯著，因此我們需要進一步研究證券市場中的那些變量影響了我國經濟的增長。由圖3.1我們可以看出上證指數與深證指數的走勢基本相似，然而利用stata軟件算出上證指數與深證指數的相關系數為0.9263，說明上證指數與深證指數之間存在顯著相關性。

1.經濟意義檢驗

由表3模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，當資本化率（CAP）每增長1%，平均來說國內生產總值（GDP）會增長4335.84元；當換手率（TOR）每增長1%，平均來說國內生產總值會增長266.2441元；當交易率率（VAL）每增長1%，平均來說國內生產總值會減少311.3249元；當市場依存率（SDR）每增長1%，平均來說國內生產總值會減少39724.65元；當上市公司數量（GS）每增長1%，平均來說國內生產總值會增長240.6668元。

2.統計檢驗

由表3中的數據可以得到可決系數 R2=0.9784，修正的可決系數為2=0.9712，這說明模型對樣本的擬合很好，回歸效果比較好。

F檢驗：針對：=====0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度k-1=5和n-k=15的臨界值（5，15）=2.90。由表3.7中得到F=135.71，由于F=135.71>（5，15）=2.90，因拒絕原假設：=====0，說明回歸方程顯著，即“資本化率”、“換手率”、“交易率”、“市場依存率”、“上市公司數量”等變量聯合起來確實對“國內生產總值”有顯著影響。

t檢驗：分布針對：=（j=1，2，3，4，5，6），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得到自由度為n-k=15的臨界值（n-k）=2.131，由表3.7中的數據可得，與、、、、對應的t統計量分別為-4.06、3.86、3.22、-0.96、-2.90、9.17，只有的絕對值小于于（n-k）=2.131，這說明在顯著水平α=0.05下，分別應當拒絕：=（j=4），也就是說當在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“資本化率（CAP）”、“換手率（TOR）”、“市場依存率（SDR）”、“上市公司數量（GS）”分別對被解釋變量“國內生產總值”都有顯著影響。“交易率（VAL）”所對應的t統計量為-0.96，從圖3.7中可得P值為0.350，表明在α=0.05下，“交易率（VAL）”對“國內生產總值”的影響不顯著，但是在α=0.10下，可不拒絕“換手率（TOR）”對“國內生產總值”有顯著影響。

最后通過回歸分析，由表7可以看出，可決系數 R2=0.9784，修正的可決系數為2=0.9712，模型的擬合優度高，F檢驗顯著，P

變量CAP、TOR和GS的回歸系數為正值，三個變量都顯著地進入回歸模型中，并且與GDP呈現正相關關系，由此我們可以知道，資本化率、換手率和上市公司的數量對經濟增長起著積極作用；股票市場依存度SDR的回歸系數為-39724.65，說明股票市場依存度對我國經濟增長有不利的影響，但是CAP、TOR和GS對GDP的影響比SDR對GDP的影響顯著，所以本文最后的結論是中國證券市場發展與經濟增長之間的關系總體上是正相關。

參考文獻