经济与政治的关系精选(九篇)

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第1篇：经济与政治的关系范文

关键词：环境管制；管制频率；企业人均利润率；非平衡面板模型

一、引言

我国正处在经济的转型阶段，经济的快速发展伴随着一定程度的环境污染。环境污染问题的的日趋严重，很大程度上影响了环境质量，进而影响了人类的生活质量。近年来， 随着我国低劳动力成本优势的流失、资本边际报酬的递减和能源供应的紧张， 这种粗放型的增长方式显然是不可持续的，金碚（2006）。并且加剧了我国经济发展与生态环境之间的矛盾。研究环境管制与企业经营绩效之间的关系成为学术界关注的热点之一，本文希望通过研究环境管制与企业绩效的关系，从而通过提高政府效率来促进企业的经营绩效，改善企业的生存环境，进一步在保护环境的条件下推动经济发展，取得双赢的局面。

在环境管制与企业关系的研究方面，中外学者从不同的角度探究了两者的某些相关性：

㈠环境管制与企业绩效关系方面的文献

⒈从生产率。吴军等（2010）研究发现在控制SO2和COD排放时全国TFP增长率不到传统TFP增长率的1 /3， 并且TFP增长均完全源于前沿技术进步。持不同观点的张三峰，曹杰，杨德才（2011）研究表明环境规制本身与企业生产率之间存在稳定、显著的正相关，同时环境规制强度与企业生产率之间也存在着稳定、显著地正向关系。

2.从企业竞争力。对环境管制与产业竞争力影响分析，Van Beers 和Van den Bergh

（1997）发现污染密集型产业的出口与环境保护强度不存在负向关系，然而John S. Wilson（2002） 的研究表明， 随着环境管制的加大， 污染强度大的行业出口会明显减少； Jenkins（1998）表示还没有证据表明环境政策和环境标准是影响外商直接投资决策的主要因素， 而劳动力和原材料成本、获取新的市场、管制的透明度等是影响外资投资决策更为重要的影响因素而且， 在某种情况下， 提高环境标准反而进一步提升了地区的投资环境。

3.从技术创新。王俊豪，李云雁（2009）研究了环境管制对企业创新行为的影响，企业在面对环境管制下的战略导向决定了企业是否采取的绿色技术。江珂利用中国1995-2007年29个省（直辖市、自治区）的面板数据实证分析了环境规制对中国区域技术创新能力的影响，结果表明环境规制在中长期对技术创新有一定的推动作用，对技术创新能力的影响存在区域差异，对东部有着显著影响，对中部、西部和东北部各区域创新的影响不明显。

㈡环境管制的度量

研究环境管制与企业绩效的关系时，如何衡量并进一步量化环境管制这一指标也显得尤为重要。在量化环境管制力度和效果方面，Levinson（1996）用污染去除成本来衡量美国政府对制造业环境管制的力度；Low. P（1992）采用绿色指数，即地方政府颁布法令的数量；正式管制与非正式管制。杜凯，徐盈之（2007）借鉴Matthew A.Cole（2005）的对管制的分类，用正式管制个非正式管制两种不同的指标衡量管制的供给。

二、环境管制的现状和假说

随着我国经济的高速发展，环境污染情况也随之日趋严重。2012年湖南郴州的"血铅" 事件、广西龙江镉污染事件，这些严重的环境污染问题不能从源头上得到解决将给人民的健康带来巨大的危害。作为解决环境问题的有效途径，适度而高效的环境管制显得尤为重要。 而我国环境管制的现状可以体现以下三个方面：

㈠现有的环境法律法规体系

从1979年，我国制定的第一部环境保护法律《环境保护法（试行）》以来，我国的环境保护法律体系不断完善，越来越全面。但是，在法律法规较为全面的情况下，企业依然出现各种违法的环境污染事件，在环保成本和环境污染处罚之间，企业选择的是污染。因而在制定处罚标准上，惩罚力度不够，对企业行为难以起到威慑作用，企业没有动力加强环保建设。因此出现许多企业不安装配套的"三废"处理设施，违规排放废水、废气等造成环境污染事件。

㈡环境管制机构设置

我国的环境管制机构从中央到地方设置了由上至下的机构体系。中华人民共和国环境保护部负责建立健全环境保护基本制度，负责统筹协调和监督管理等工作，下一级是省级的环境保护厅，主要贯彻执行国家环境保护的方针、政策和法律、法规，拟定并监督实施全省环境保护政策、法规和规范性文件等。再下一级是市环保局、县级环保局以及乡镇环保机构。地方环保机构，尤其是县级和乡镇环保机构缺乏独立性，不仅受到上级环保部门的领导，更要受到地方政府的领导，行政执法地位被动。一些地方保护主义为实现经济业绩干预环保部门对当地企业的污染调查和处罚，还有一些政府部门利用职权对个体工商户，尤其是餐饮行业违规进行频繁的卫生检查，没有有效的法律、法规依据乱罚款、查封，危害个体工商户的正常经营，这种过度管制的现象越来越多。

㈢环境管制政策

对于环境管制政策的分类，郭朝先（2007）根据环境管制政策的工具的特征和演变历程，环境政策类型有两分法和三分法，两者并无本质的区别。我国的环境管制政策依然是传统的"命令-控制"类型，这种类型的管制工具成本低，效果显著，但是因为没有考虑被管制企业的差异，试行统一的标准不利于企业的技术创新，造成社会福利的损失而缺乏总体效率。

㈣假说

政府环境管制的频率与企业经营绩效之间的关系是，随着管制次数的增加，企业的人均利润率逐渐增加，当检查次数达到一个临界值后，随着检查次数的增加企业的人均利润率逐渐下降。

三、环境管制对企业绩效影响的模型构建

㈠变量选取

其中我们控制了一系列可能影响企业经营绩效的变量 Xit包括：⒈区位。我们将区位分成沿海地区、中部地区和西部地区三类，该企业所属地区赋值为1，否则赋值为0。⒉所有制形式。我们分别列出了三种类型的企业所有制形式，国有或集体企业、民营或股份制企业、外资或中外合资企业，以国有或集体企业为基准组。⒊企业规模。如果雇佣员工数小于等于500人的为小型企业，赋值为1；雇佣人数在501-2000人之间的为中型企业，赋值为2；雇佣人数超过2000的为大型企业，赋值为3。⒋人力资本。企业中大学（及以上）学历的员工占员工总数的比例。⒌企业的市场占有率。企业主要产品在全国或是全省同行业的市场份额。⒍企业资金来源中正规金融即银行和非银行金融机构贷款的占比。

其中我们控制了一系列可能影响企业经营绩效的变量 Xit包括：⒈区位。我们将区位分成沿海地区、中部地区和西部地区三类，该企业所属地区赋值为1，否则赋值为0。⒉所有制形式。我们分别列出了三种类型的企业所有制形式，国有或集体企业、民营或股份制企业、外资或中外合资企业，以国有或集体企业为基准组。⒊企业规模。如果雇佣员工数小于等于500人的为小型企业，赋值为1；雇佣人数在501-2000人之间的为中型企业，赋值为2；雇佣人数超过2000的为大型企业，赋值为3。⒋人力资本。企业中大学（及以上）学历的员工占员工总数的比例。⒌企业的市场占有率。企业主要产品在全国或是全省同行业的市场份额。⒍企业资金来源中正规金融即银行和非银行金融机构贷款的占比。

㈡数据说明

㈢实证过程

Model1中度量环境管制的变量时ECF和ECF2，这两个从企业个体层面度量受管制的情况，并且控制了企业的人力资本、企业的规模和地区变量。Model2用工具变量替代了企业个体层面数据，我们用地区ECF平均值替代企业ECF，同样用地区REC平均值替代企业REC，其他控制变量与Model1一致。两个模型得出的结果基本相似，也验证我们的假说。

Model 1的主要解释变量是企业受到政府环境检查的频率和该频率的平方，企业对检查次数的合理性评价以及其平方值，表2 Model 1的实证结果显示，ECF与企业人均利润率存在二次关系，ECF的系数为正，ECF2的系数为负，且系数十分显著。这说明政府检查的频率增加一开始对企业的经营绩效有显著地正相关关系，但随着检查次数的增加，不合理的检查导致企业绩效的下降，两者呈倒U型的关系。ECF的临界值为5.72，当政府检查的次数少于6次时，检查的次数越多企业改善产品性能减少污染带来的利益是随之增加的，当次数超过6次之后，政府对企业不合理的检查增加了企业的经营成本，影响企业日常运作导致了企业经营绩效的下降。

五、结论和政策建议

本文实证结果显示，企业绩效与政府的管制行为之间呈倒U型的关系，与以往文献只研究到增长关系不同，本文的研究发现，政府的管制存在是否合理的问题，即环境管制的频率存在一个临界值，而过度的政府行为对企业经营会造成一定的伤害。本文研究的4451个样本中，11.6%的企业超过了这一临界值，他们的经营受到了政府的过度管制，这种过度管制对增加了企业经营的成本，牺牲了企业的效率，对着这种过度管制的不断蔓延对经济的发展将造成一定的制约。因此政府的管制行为需要改进将管制频率限制在临界点的左测，具体的建议如下：

㈠确保环境保护机构的独立性

地方环保机构向上受到上一级环保部门的指令，水平方向上受到地方行政部门的干涉，环保工作不能独立进行。因此，应该明确每一层级环保部门的职能，将部门人员的考核与晋升权利交由上级环保部门而非同级政府其他部门，明确的独立性之后执行力将能够与地方保护主义的公平抗衡。

㈡提高环保部门办事效率，加强政府行政透明度

合理性管制能够提高企业的经营绩效，过度的管制抑制企业发展。提高环保部门的行政效率减少过渡性管制的出现将有利于企业的经营绩效的提高。加强政府行政透明度，在企业和政府之间增强了解，政府可以最优配置管制行为，对不同企业采取最佳的管制措施提高管制效率，企业在了解政府规章制度前提下合理安排环保设施的营运，提高经营绩效。

参考文献：

[1]金碚. 资源环境管制与工业竞争力关系的理论研究[J]中国工业经济，2009（3）：5-17.

[2]邹积亮.国外环境管制与竞争力关系研究综述[J].经济纵横，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]张三峰，曹杰，杨德才.环境规制对企业生产率有好处吗-来自企业层面数据[J].产业经济研究，2011，（05）.

[6]王俊豪，李云雁.民营企业应对环境管制的战略导向与创新行为_基于浙江纺织行业调查的实证分析[J].中国工业经济，2009，09.

[7]郭朝先.我国环境管制发展的新趋势[J].经济研究参考，2007，（27）.

[8]吴军，笪凤媛，张建华.环境管制与中国区域生产率增长[J].统计研究，2010，（01）.

[9]杜凯，徐盈之.我国制造业环境管制的实证研究[J].科技进步与对策，2007，（12）.

第2篇：经济与政治的关系范文

关键词：知识管理；信息技术；竞争优势

引言

Ofek及Sarvary把知识管理的功能看作知识创造、积累以及共享[1]。他们指出知识管理能够降低企业运作成本，并且能够通过提高产品质量为客户带来增值。Ofek及Sarvary对美国排行前40的管理咨询师进行了调查，其中许多管理咨询师认为知识管理是其企业的关键成功因素。知识管理的过程包括吸收、创造、整理、储存、转移及传播知识[2]。Sher及Lee指出知识管理能够降低运作成本、减缩交货期，并且能够改进与创新产品及过程等从而提高竞争优势[3]。知识管理对企业管理非常重要，知识成为企业获取竞争优势的重要战略资源、成为企业获取竞争优势的主要决定因素[1，3]。

1信息技术与竞争优势

信息技术对企业获取竞争优势起着重要的支持作用[4]。文献[4]描述了信息技术成功应用于企业降低成本提高竞争优势的案例：Chan及Davis给出了几个成功应用Extranet降低成本的案例，FedEx成功应用了Extranet为客户提供了全面的服务，从而降低客服成本；McDonnellDouglas的商用飞机部，DouglasAircraft成功应用了Extranet。DouglasAircraft应用Extranet改进了客户文档的传递，从而降低了邮寄成本。GoodYearTireRabber成功应用了Extranet。他们开发了Extranet使其轮胎销售可以获得及时的技术及市场信息，从而降低了客服成本。这些成功应用的案例都表明应用Extranet降低成本。Internet的应用也可以降低成本，例如Cisco应用信息技术基础设施及Internet进行供应链管理，从而降低了供应链运作成本。EDI的应用也可以降低成本，例如Williams及Frol－ick给出了FedEx应用EDI降低库存从而降低成本的案例。Internet的成功应用、Extranet的成功应用、EDI的成功应用等支持差异化生产与服务。文献[4]描述了企业能够通过应用信息技术如Internet、Extranet以及EDI等提供差异化服务的案例，例如FedEx通过成功应用Extranet以及EDI为客户提供了更好的服务。文献[4]还描述了许多成功应用信息技术支持集中战略提高企业竞争优势的案例，例如FedEx成功应用了EDI由此保留了客户，通过集中战略提高了企业竞争优势。

2知识管理与竞争优势

知识管理对企业获取竞争优势也起着重要的支持作用[4]。文献[4]描述了知识管理成功应用于提高企业竞争优势的案例，例如Massey等对IBM进行了案例研究，探索IBM通过改进客户关系管理中的影响技术及其知识资源。IBM应用了一个新客户关系管理系统改进了客户服务、降低了成本。White及Croasdell进行了多个企业知识管理的成功应用包括NestleUSA、Colgate-Palmolive、Xerox以及Chevron-Texaco，发现这些企业通过知识应用降低了成本。Mehta及Mehta对InfosysTechnologies进行了案例研究，发现知识共享降低成本。Zhang等进行了永新纸业案例研究发现该企业通过在其企业资源计划（ERP）实施过程中进行知识共享降低了成本，从而使企业保持竞争优势。Chen及Hsing进行了AppliedMaterial基于社区的知识学习的案例研究。该企业准备了SAP电子学习系统为所属各子公司员工提供通信支持。他们发现通过基于社区的知识学习、通过知识利用及共享降低了成本。由此可见，许多成功案例都应用知识管理降低了成本。知识管理也可以改进质量，提高客户满意度，获取差异化竞争优势。文献[4]在查阅相关文献的基础上描述了知识管理成功应用于支持差异化及集中战略的案例，例如InfosysTechnologies应用知识共享不仅降低了成本而且改进了质量。又例，IBM应用了知识管理重建了客户关系管理，改进了客户服务，提高了客户服务的质量；而且改进的客户关系管理通过客户分类管理等保留了客户。

3企业知识管理策略

本文在基于信息技术的知识管理架构的基础上，提出了基于竞争优势的企业知识管理策略，指出了企业应用信息技术及知识管理获取竞争优势的途径。基于信息技术的企业知识管理架构，可以看到企业可以应用信息技术作为企业知识管理的基础设施。企业知识管理包括知识共享、知识转移、知识应用等。企业通过进行效益评估，并且应用反馈机制根据评估结果对知识管理进行调整。企业获取竞争优势的知识管理策略：（1）企业战略规划与企业知识管理规划结合。（2）企业知识管理规划与企业信息技术规划结合。（3）企业知识管理应用反馈机制，循环不断地进行企业绩效评估及知识管理更新。（4）企业循环不断地进行企业战略、知识管理战略以及信息技术/信息系统战略调整，从而获取竞争优势。基于竞争优势的企业知识管理策略在基于信息技术的知识管理架构基础上提出，可以与基于信息技术的知识管理架构结合进行企业应用。

4案例应用

江苏振邦信息系统有限公司是环亚医用集团的全资控股公司。江苏振邦为中国领先的智慧医疗整体解决方案提供商，进行智慧医疗整体规划、软件研发、系统集成、运维服务和标准体系建设等方面的工作。江苏振邦聘请了国内著名的医疗卫生领域以及现代信息技术领域的专家，并且与国内多家高等院校、科研机构建立了“产学研用”的合作模式，并与IBM等国内外先进的厂商展开了全面合作。江苏振邦的信息化建设也在进行，围绕着知识管理，把知识管理的理论方法应用于企业进行实践。企业开展了应用知识管理提高企业竞争优势方面的工作，开发了知识文档库，通过信息技术的应用及知识共享提高企业员工的工作能力以及工作效率，从而降低成本,提高竞争优势。2012年，江苏振邦有了初步成果，企业员工的工作满意度、工作效率等都得到了显著提升。企业后续继续进行信息化与知识管理建设。

5结束语

第3篇：经济与政治的关系范文

    关键词:政府;事权配置;财政支出;经济增长

    一、引言

    我国参与财政配置的主要是中央政府和地方政府,中央政府专属职责主要是提供全国性公共服务,地方各级政府的专属职责则指提供地方性公共服务;中央和地方政府的共同职责是提供跨区域性公共服务,这样使得不同层级政府分工各有侧重。但是据目前我国事权配置的情况来看,中央政府和地方政府在经济建设、社会文教、国防、行政管理及其他公共服务方面支出结构并不合理,不能最大化促进经济发展。

    二、我国财政分配的现状

    1.中央政府和地方政府财政支出不对称。从中央地方财政收入和中央地方的财政支出这两个数量关系上,可以分析我国事权和财权在中央政府和地方政府的情况。总量上,我国财政支出与财政收入之间会有一定的差额,也就是财政赤字,政府为了弥补这个赤字,会发行一定数量的公债,目前我国还不允许地方政府发行公债,所以只能由中央政府发行国债。中央以下的省级、市级及县级政府在公共服务事权配置中占据很重要比重。

    2.我国政府支出责任划分在法制体系上的规定相对较少。目前我国政府事权的划分还是依据1993年颁布的分税制改革的《决定》,其中关于何种公共服务应归于中央政府,何种归于地方政府并没有明确的规定,这就使得在执行决策时监管责任及工作职责划分不明确,一些中央财政筹资的事权,中央将其执行过程中的支出责任管理任务交由地方政府来做,自己只是保有监管的权力,事权过程中产生的财力可以由本级政府解决也可以由上级政府转移支付,这就混淆了中央与地方的事权界限。

    3.财政支出占GDP比重不大,但总体呈上升趋势。财政支出是我国用来衡量政府公共服务水平的指标,也是我国政府事权配置在数量上的体现。我国政府总的收支占GDP的比重相比较于其他国家还是相对较高的,总体发展趋势良好,我国经济结构正处于转型时期,从吸收型体制正逐步过渡到创新型体制,政府的管理制度也随着总的经济潮流而发生变化,过大的政府体系使得改革更加困难,还需要克服“路径依赖”、市场体制不健全带来的困扰等问题,在克服相关问题后,财政支出占GDP的比例依然按照原来趋势发展,则表明政府在公共服务中的水平也不断提升。

    4.体现政府事权效率的财政支出结构差异化。在80年代和90年代各项支出相差不是很大,但从2000-2006年开始,虽然各项支出均有一定程度涨幅,但是经济建设支出和社会文教支出份额明显大幅增长,这不禁让我们想到不断地对经济建设进行政府拨款一定会促进经济增长吗,政府对其他项目支持力度薄弱很有可能会妨碍该方面经济的增速,这就需要我们通过检验来证明这种差异化的结构是否有利于经济的增长,在与经济增长呈正相关的支出方面要继续扩大,与经济增长负相关的方面要适量缩减其规模,以期达到规模效应最大化。

    三、我国政府财政支出的实证分析

    1.政府财政支出与GDP增长时滞性及Granger因果关系检验

    由于财政支出对经济的影响并不是在实施的同一年就实现的,而是要在经过一定的年限后才能在GDP上有所显现,这就关系到不同类型的财政支出对GDP增长的影响程度,为了探究经济建设支出(x\-1),社会文教支出(x\-2),国防支出(x\-3),行政管理支出(x\-4)及其他支出(x\-5)是否具有明显的影响关系,我们用格兰杰(Granger)因果关系检验对财政支出序列与GDP进行检验,运用的软件是Eviews5.0,引用中国统计数据库中1978-2008年国内生产总值和按功能划分的财政支出分类数据。

    在时滞期限为1,2,3,4检验中GDP增长与财政支出中行政管理费支出Δx\-4均不存在显着地线性关系,在此不列出该检验结果。

    从以上检验结果中我们可以得出结论,在时滞期限较短(1年),95%的置信水平下除了行政管理费用支出Δx\-4都通过了格兰杰因果检验,也就是在当期或者下一期开始,财政支出的各项对经济增长都有一定的影响。滞后期为1年并不是说,只有在下一年才会对经济增长产生影响,而是在这一时期,变量之间的影响程度最强,在之后的时间内依然会产生影响,比如教育投资、修建公路等,在长远看来,依然会对经济增长产生有力的影响。

    2.我国政府公共服务财政支出与GDP增长的实证分析

    就如以上格兰杰因果检验得出的结论一样,并不是所有的财政支出都很大程度地影响着经济增长,为了研究这个影响程度,改革我国各项财政支出比例,更好地促进经济发展,我们将引用柯布—道格拉斯生产函数模型对其进行分析,研究各类财政支出对经济增长的影响方向和影响程度进行分析。

    (1)模型设定和变量选择

    按照经济性质可以将财政支出划分为生产性支出和非生产性支出,其中也都涵盖了我们以上所设定的经济建设支出(x\-1),社会文教支出(x\-2),国防支出(x\-3),行政管理支出(x\-4)及其他支出(x\-5),所以我们就以柯布-道格拉斯生产函数

    为原型,设计该生产函数为

    ,将该函数对数线性化:

    在变量的定义上,Y代表的是人均国民生产总值,x\-1-经济建设支出,x\-2-社会文教支出,x\-3-国防支出,x\-4-行政管理支出,x\-5-其他支出。变量的数据来自国研网,中国年鉴数据库和中国经济统计数据库1978-2006年人均国内上产总值及按照功能性质划分的各项财政支出的数据。设定其结构参数为为自变量的弹性系数,为作为自变量的各项支出所占的比重,所用软件为Eviews5。

    (2)实证分析

    利用1978-2006年的数据,我们得到如下的结果:

    由于1978年-1985年我国正处于经济动荡时期,经济发展没有步入正轨,因此我们根据1986-2006年人均GDP和财政支出进行计算,此时计算结果如下:

    得到的这个函数相比较第一个函数要精确,D.W值为1.78,表明不存在一阶自相关,各项T统计量的Prob.值除了变量外均小于或者等于0.05,表明参数估计值是有效的,对这个函数进行正态性检验,得到Probability值为0.937128。

    在格兰杰因果检验的检验结果显示行政管理费用x\-4与GDP的增长没有显着的因果关系,在以柯布-道格拉斯为原型的回归函数模型中检验的行政管理支出的估计参数也是无效的,在此就不分析这两项之间的关系。

    经计算得到

    由结果可以看出到目前为止经济建设支出和其他支出对经济增长有负效应,但并不是他的支出就会抑制经济,而是在经济发展的现阶段,我国对于财政支出的比例不合理,经济建设方面的支出过多,造成一定支出浪费,显示在函数中就为负向效应,从机构参数所占比例中社会文教支出大于国防支出,符合我国目前财政支出大致趋势。

第4篇：经济与政治的关系范文

一、 江苏省经济发展与环境污染的现状

多年来,江苏经济以其持续、快速、协调和健康的发展态势闻名全国。但在经济高速发展、收入不断增加的同时,环境污染也成为了江苏省一个日益突出的问题。1992年以来,江苏省地区生产总值(GDP)连续17年保持两位数的增长。据初步核算,2008年江苏省地区生产总值(GDP)突破3万亿元,比上年增长12.5%左右。人均地区生产总值(人均GDP)近4万元,按当年汇率折算超过5700美元,经济结构进一步优化,总体经济保持平稳较快的增长势头。

经济高速发展的进程不可避免地引起了环境质量的恶化。从1997年到2007年,江苏省工业废水排放量平均每年以2.02%的速度增长,工业废气排放量平均每年递增11.20%。但是,工业废水中的SO2排放量呈现出先减少,后增加再减少的变化,波动不大。工业废水中COD排放量与工业固体废弃物排放量则呈现逐年下降的趋势,其中工业固体废弃物排放量在1997年味15.26万吨,而2007年仅为0.26万吨,且在2003年达到最低值为0.01万吨。

二、经济增长与环境污染水平实证研究

选取最能够表现环境质量的环境指标分为两类,即流量指标和存量指标。流量指标包括工业废水排放量、工业废气排放量和固体废弃物产生量的环境统计数据;存量指标包括工业废水中COD排放量与工业废水中SO2排放量的环境监测数据。经济增长指标则选取了江苏省GDP总量与人均GDP。环境与经济指标的时间序列数据选取了能够反映江苏省经济快速发展的阶段,即1997―2007年。

以人均GDP为自变量(x),分别与上述选取的典型环境指标为因变量(y),构建江苏省人均GDP污染排放量模型,进行二次曲线,即y=a+bx+cx2回归模拟。

依据统计学原理中回归分析知识可知,相关系数(R2)是用来度量两变量之间非线性(曲线)相关的密切程度。R2的变化范围介于0―1之间,R2越接近于1,表明变量间的非线性相关程度越低,所拟合的曲线效果越好;反之,越R2接近于0,表明变量间的非线性相关程度越弱,所拟合的曲线效果越差。

(一)人均GDP与工业废气排放量拟合分析

曲线方程分析。人均GDP与工业废气排放量拟合的曲线方程为y=- 2.3760E-0.5 x2+1.7165x-6644.9556,R2=0.9662,接近于1,因此其对环境库兹涅茨曲线具有非常充分的解释意义。

图形内涵分析。曲线整体上呈现稳步上升的趋势,但上升幅度逐渐放缓。曲线形状接近环境库兹涅茨曲线倒U形的左半段,尚未达到转折点,表明江苏省经济尚未进入工业化后期,随着经济的增长,工业废水的排放量仍然会增加。从历年真实数据中可以看出,折线图与曲线图非常吻合,两者走势几乎一致,再一次证明了人均GDP与工业废水排放量之间的关系符合环境库兹涅茨曲线的特征,且江苏省经济仍旧处于工业化发展期。

(二)人均GDP与工业固体废弃物产生量拟合分析

曲线方程分析。人均GDP与工业固体废弃物产生量拟合的曲线方程为:y=1.9421E-0.7x2+0.19278x+1898.4666, R2=0.9771,接近于1,因此其对环境库兹涅茨曲线具有非常充分的解释意义。

图形内涵分析。从曲线的形状上可以判断其符合环境库兹涅茨曲线倒U形的左半段,但尚未达到转折点,而且结合实际数值所形成的折线图可以得出,折线图的总体趋势也与EKC大致相同,保持着不断上升的趋势。因此,无论是从模型还是实际数值上,均显示了人均GDP与工业固体废弃物产生量之间的关系符合环境库兹涅茨曲线的特征,且尚未达到转折点,环境污染程度将会进一步增大。

由上述分析可知,人均GDP与工业废水排放量、工业废气排放量、工业固体废弃物产生量这3种环境指标的拟合关系较强,与工业废水中COD排放量、工业废气中SO2排放量这两种环境指标的拟合关系较弱。但从总体上看,江苏省经济指标与环境指标拟合较好。经济发展与环境污染水平的关系基本符合环境库兹涅茨曲线的特征,且位于倒U形的左侧。由此得出结论,江苏省目前仍处于工业发展期,环境库兹涅茨曲线的转折点尚未到达。故江苏省环境污染控制的投入有必要保持在一个较高的水平。

三、政策建议

第5篇：经济与政治的关系范文

内容摘要：本研究目的在运用资源基础和组织理论之观点，推导出研究假设，并建构知识管理程序之架构，用以分析台湾与大陆高科技产业的知识能量蕴育和整合之情形，进而探讨知识的整合与创新绩效对于核心竞争力之影响。运用多变量分析及透过台湾229家与大陆243家高科技厂商之调查问卷回收，本研究发现：知识能量、知识整合与创新绩效的交叉作用对于核心竞争力大体上呈现正向且显著的影响作用。

关键词：知识能量 知识整合 创新绩效 核心竞争力

以往竞争战略的观点较强调外部竞争优势之建立与维系，仅强调知识的创造与移转过程，较少着眼于知识整合课题之探讨。本研究拟透过知识基础论之观点探讨知识能量、知识整合、创新绩效与核心竞争力之间的关系。并经由实证研究，了解两岸高科技产业之组织知识管理程序与创新绩效对核心竞争力的影响现况，以知晓企业之概况。

理论与假设

（一）知识能量与核心竞争力的关系

以组织学习的观点而言，知识能量的蕴育可以透过组织学习的过程，而最终目的不外乎提升核心竞争力。Peters and Waterman（1982）认为有透过组织内部学习的企业往往可凝聚知识能量，而在面对变动的环境时能透过有效知识学习能力之建构往往比未透过学习途径而凝聚知识力量的企业更具有较佳的创新绩效。Grant（1996）则认为专门知识共通的重要性，而此共通性则有赖于组织内学习能力之开展与共同愿景的凝聚才能形成；Lei et al.（1999）也强调核心竞争力主要是透过组织学习发展出来的知识能量所奠基而成，并且认为问题的解决与创见和吸收知识是影响公司开创成长机会的基础能力。吴思华（1998）也强调知识的流通对于组织未来能力的增进有重要的影响作用。基于上述讨论，本研究获得以下的推论假说：

H1：知识能量对于核心竞争力有显著的影响作用。

（二）知识整合与核心竞争力的关系

以资源基础的观点而言，知识资源整合的程度和运作的特性不仅与资源的特性有关，而且透过资源整合机制之运作，能够有效提升核心竞争力，而竞争能力程度之开展，往往也须视资源整合软硬件能力之配合。所以，核心竞争力三大能力的提升，除了考虑知识资源的特性外，门槛能力和重要性能力必须视组织内软硬件机制有系统的运作，而且技术能力的有效运作，也要求组织内各单位合作无间的配合。另外，企业欲有效提升有形与无形竞争优势，则必须视企业内部文化与愿景的塑造程序而定（Leonard-Barton，1992；Kogut and Zander， 1995； Grant， 1996；Teece，et al.1997）。基于上述的讨论，本研究获得以下的推论假说：

H2：知识整合能力对于核心竞争力有显著的影响作用。

（三）核心竞争力与创新绩效的关系

一般而言，核心竞争力的建构与维持，对于创新绩效的提升有正向的影响作用，此乃由于核心竞争力的门槛能力与产品的制程或设备的重整有关。另外，建构良好的营销或商品化能力或是技术的改良、新技术的引进对于产品的创新也有正向的影响作用，换言之，不论是产品或制程的创新，都有赖于核心竞争力的发挥（Barney & Zajac，1994；Kogut & Zander，1995；Pitt and Clarke，1999）。Cohen and Levinthal （1990）和Nonada and Konno （1998）也认为透过学习的过程和知识的解读、累积和扩散，不仅是公司创新能力的关键要素，也可保持产品和制程不断的创新，维持企业的竞争优势。Utterback（1994）则认为企业的创新活动不仅会受到产品市场、组织结构特性，例如科层化与官僚制度的影响，而且也认为企业竞争能力的强弱会影响产品与制程的创新。基于上述的讨论，本研究获得以下的推论假说：

H3：核心竞争力对于创新绩效有显著的影响作用。

研究样本

本研究问卷分两部分，分别选择了台湾与大陆的信息电子产业作为研究对象，台湾方面是以新竹科学园区、台中科学园区、台南科学园区之进驻厂商与台湾证券交易所之上市公司的电子类股为实证研究对象，共发出问卷1000份，有效回收样本总计229份，有效回收率达22.9%。

大陆方面是以上海地区与江苏苏州地区的高新技术园区的企业为实证研究的对象，共发出问卷800份，有效回收样本总计243份，有效回收率达30.38%。

中国台湾资料分析与发现

（一）信度检定

在“知识能量”方面，进行因素分析后萃取出“知识解读”、“知识蓄积”及“知识撷取”等三个知识能量因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.92。

在“知识整合”方面，进行因素分析后萃取出“社会化程度”、“合作程度”、“系统化程度”及“目标化程度”等四个知识整合因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.907。

在“核心竞争力”方面，进行因素分析后萃取出“未来能力”、“门槛能力”及“重要能力”等三个核心竞争力因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.977。

在“创新绩效”方面，进行因素分析后萃取出“管理创新”、“策略创新”及“制程创新”等三个创新绩效因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.97。

（二）典型相关分析与主要构面之回归分析

1.知识能量与核心竞争力之典型相关。如图1所示，典型变量的典型相关系数平方为0.676。“核心竞争力”与“知识解读”及“知识蓄积”呈高度正相关，与“知识撷取”呈中度正相关。“知识能量”与“未来能力”及“门槛能力”呈高度正相关，与“重要能力”呈中度正相关。针对典型变量的典型关系，此两构面的整体关系是，组织知识能量的程度越高，则组织的核心竞争力越佳。

假设H1：“知识能量对于核心竞争力有显著的影响作用”得到证实。

2.知识整合与核心竞争力之典型相关。如图2所示，典型变量的典型相关系数平方为0.687。“核心竞争力”与“社会化程度”、“合作程度”呈高度正相关，与“系统化程度”呈中度正相关。“知识整合”与“未来能力”、“门槛能力”及“重要能力”呈高度正相关。然而知识整合构面中的“目标化程度”对于核心竞争力的影响并不显著。针对典型变量的典型关系，此两构面的整体关系是，组织知识整合的程度越高，则组织的核心竞争力越高。

假设H2：“知识整合对于核心竞争力有显著的影响作用”得到部分证实。

3.核心竞争力与创新绩效构面间之回归分析。本研究为验证假设，采用复回归分析方法，藉以了解核心竞争力对于创新绩效构面的影响，如表1所示。

核心竞争力对管理创新的影响。核心竞争力对管理创新影响的复回归模式呈现正向且显著的影响（R2=0.789，F值=284.761）且具显著解释能力（P＜0.001）。表示组织为了维持未来竞争优势所必须发展的能力，与组织面临竞争压力时所需具备的支持性能力和基本技术之能力，可透过知识管理程序和核心竞争力的提升促进产品质量完善、功能改变与新产品开发的有效程度提高。

核心竞争力对策略创新的影响。核心竞争力对策略创新影响的复回归模式呈现正向且显著的影响（R2=0.705，F值=182.616）且具有显著解释能力（P＜0.001）。表示组织愈重视发展的能力，与组织面临竞争压力时所需具备的支持性能力和基本技术之能力愈佳，则愈能掌握本身产品在市场中的定位或创造新价值，能够比同业更能领先提出成功的策略。

核心竞争力对制程创新的影响。核心竞争力对制程创新影响的复回归模式呈现正向且显著的影响（R2=0.249，F值=26.247）且具显著解释能力（P＜0.001）。表示组织为了维持未来竞争优势所必须发展的能力，透过知识管理程序和核心竞争力的提升对于产品制程或工作流程改善的有效程度，具有显著的影响效果。

综合以上，组织核心竞争力的提升将影响创新绩效程度，而组织的未来能力与门槛能力对于组织的创新绩效尤为显著，而重要能力对于策略创新未达到显著影响。

假设H3：“核心竞争力对于创新绩效有显著的影响作用”得到部分证实。

大陆资料分析与发现

（一）信度检定

在“知识能量”方面，进行因素分析后萃取出“知识解读”、“知识蓄积”及“知识撷取”等三个知识能量因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.864。

在“知识整合”方面，进行因素分析后萃取出“社会化程度”、“合作程度”、“系统化程度”及“目标化程度”等四个知识整合因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.853。

在“核心竞争力”方面，进行因素分析后萃取出“未来能力”及“门槛能力”等两个核心竞争力因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.937。

在“创新绩效”方面，进行因素分析后萃取出“管理创新”、“组织创新”及“服务创新”等三个创新绩效因素，研究变量之Cronbach’sα系数为0.943。

（二）典型相关分析与主要构面之回归分析

1.知识能量与核心竞争力之典型相关。如图3所示，典型变量的典型相关系数平方为0.506。“核心竞争力”与“知识撷取”及“知识蓄积”呈高度正相关，与“知识解读”呈中度正相关。“知识能量”与“未来能力”及“门槛能力”呈高度正相关。针对典型变量的典型关系，此两构面的整体关系是，组织知识能量的程度越高，则组织的核心竞争力越佳。

假设H1：“知识能量对于核心竞争力有显著的影响作用”得到证实。

2.知识整合与核心竞争力之典型相关。如图4所示，典型变量的典型相关系数平方为0.371。“核心竞争力”与“社会化程度”、“系统化程度”与“合作程度”呈高度正相关。“知识整合”与“未来能力”及“门槛能力”呈高度正相关。然而知识整合构面中的“目标化程度”对于核心竞争力的影响并不显著。针对典型变量的典型关系，此两构面的整体关系是，组织知识整合的程度越高，则组织的核心竞争力越高。

假设H2：“知识整合能力对于核心竞争力有显著的影响作用”得到部分证实。

3.核心竞争力与创新绩效构面间之回归分析。本研究为验证假设，采用复回归分析方法，藉以了解核心竞争力对于创新绩效构面的影响，如表2所示。

核心竞争力对管理创新的影响。核心竞争力对管理创新影响的复回归模式呈现正向且显著的影响（R2=0.521，F值=132.38）且具显著解释能力（P＜0.001）。表示组织透过知识管理程序和核心竞争力的提升对于产品制程或工作流程改善的程度愈高。则组织维持未来竞争优势所必须发展的能力（譬如：技术改良、生产流程自动化以及侦测回馈或预测的能力等）愈佳。

核心竞争力对组织创新的影响。核心竞争力对组织创新影响的复回归模式呈现正向且显著的影响（R2=0.285，F值=49.158）且具有显著解释能力（P＜0.001）。表示组织为了维持未来竞争优势所必须发展的能力愈高，对应全球化布局的维修与服务的经验与能力愈佳，对管理的经验与能力亦愈佳。

核心竞争力对服务创新的影响。知识能量对服务创新影响的复回归模式呈现正向且显著的影响（R2=0.365，F值=68.855）且具显著解释能力（P＜0.001）。表示组织为了维持未来竞争优势所必须发展的能力愈高，对于处理客户对于公司的建议或抱怨的能力愈高，并重视与上下游供货商之间的关系管理。

综合以上，组织核心竞争力的提升将影响创新绩效程度，而组织的未来能力与门槛能力对于组织的服务创新尤为显著，而门槛能力对于管理创新与组织创新未达到显著影响。

假设H3：“核心竞争力对于创新绩效有显著的影响作用”得到部分证实。

研究结果

本研究实证显示台湾与大陆高科技产业中知识能量的知识解读、知识蓄积与知识撷取程度越高，对于核心竞争力之门槛能力与未来能力有正向的影响作用。研究结果显示，知识的取得与吸收对于建构基础的竞争能力是相当重要的，如能进一步内化系统化知识，则对提升未来竞争性能力有正面影响。此点结论呼应Nonaka and Takeuchi（1995）强调知识管理运作程序和知识转换程序之重要性。

就知识整合对核心竞争力之影响而言，台湾与大陆高科技产业的研究结果均显示当知识整合的社会化程度提高配合弹性的增加，系统化程度提高配合效率之提升以及合作程度提高配合运作范围的扩大，对于核心竞争力的未来能力与门槛能力有正向的影响。此点结论强调知识整合、软硬件设施工具之妥善运用，不仅可以建构核心竞争力的基础门槛能力，而且也能培植未来性能力。此点结论可以呼应Long and Vickers-Koch（1995）和Kay（1993）强调知识整合是建立核心竞争力或独特性能力的重要任务之一。

就核心竞争力对创新绩效之影响而言，台湾与大陆高科技产业的研究结果均显示组织核心竞争力的提升将影响创新绩效程度，而组织的门槛能力与未来能力对于组织的创新绩效尤为显著。企业欲提升整体的创新能力，除了组织内部成员学习能力的培养外，也要其它相关措施的相辅相成，譬如：硬件设备的支持、企业文化的建立、主管策略意图的塑造等，都是提升创新绩效的有效手段。就短期而言，以制程或产品的改变及创新最有效，然而，就长期而言，则必须本业上的改变或创新，才能维持长久。而核心竞争能力在一段时间后需要重新赋予定义与被保护，否则就会因为时间而丧失价值。

参考文献：

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4.Cohen,W.M.,and Levinthal,D.A.“Absorptive Capacity:A New Perspective On Learning and Innovation”[J].Administrative Science Quarterly,1990,5(1),128-153.

5.Grant,R.M.“Prospering Dynamically-Competitive Environment:Organizational Capability as Knowledge Integration”[M].Organization Science,1996, 7(4), 375-387.

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8.Lei,D.,Solcum,J.W.,and Pitts,R.A.“Designing Organizations for Competitive Advantage: The Power of Unlearning and Learning”[J].Organizational Dyanamics, 1999,27(3):23-38.

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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：经济与政治的关系范文

【关键词】 首发精神分裂症；吸烟；精神症状；认知功能；横断面研究

doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2009.01.001

中图分类号：R749.3 文献标识码：A 文章编号：1000-6729(2009)001-0001-05

近年来，大量研究表明精神分裂症患者的吸烟率为一般人群的2-3倍［1］，同时90%的精神分裂症吸烟者在其首次发病前就开始吸烟［2］。高吸烟率的原因主要有以下3个假说:其一,精神分裂症疾病的某些方面导致了更多患者对香烟的渴求，吸烟可以缓解阳性和阴性症状，也可以改善认知功能，人们称之为自身给药行为（self-medication）［3-4］；其二，吸烟是精神分裂症病因学上的一个高危因素，即尼古丁对中脑边缘系统长时间的重复激活导致了精神分裂症易感个体发病［5］；其三,遗传或环境因素使个体同时易于患精神分裂症和烟草成瘾［6］。目前国内外研究精神分裂症吸烟率资料大多来源于慢性患者，对于以首发精神分裂症患者为研究对象的报道少见。

吸烟可以改善精神分裂症患者的某些阴性症状［7］，但也有研究发现尼古丁依赖与精神分裂症患者的阳性症状相关［8］，还有研究发现吸烟可以通过对尼古丁受体的作用选择性地改善精神分裂症吸烟患者的空间工作记忆及注意缺陷［9］。本文以首发精神分裂症患者为对象，探讨吸烟对其精神症状及认知功能的影响。

1 对象和方法

1.1对象

均来自北京回龙观医院2005年4月-2007年7月住院的首发精神分裂症患者。首发精神分裂症的定义采用Lieberman J等的标准［10］，即符合DSM-Ⅳ精神分裂症诊断标准，病程不超过60个月，未用药或用药时间少于2周。在本研究，还要求患者阳性和阴性症状量表（Positive and Negative Syndrome Scale，PANSS）总分≥60分。共收集首发精神分裂症90例，其中男性48例，吸烟24例（占50.0%）；女性42例，吸烟3例（占7.1%）。平均烟龄为（10.7±6.8）年，开始尝试吸烟时平均年龄为（16.7±4.8）岁，平均每日吸烟量为（13.5±10.8）支，所有吸烟患者均在发病之前（25例）或发病时（2例）开始吸烟。吸烟患者患病总病程（23.8±19.20）月, 受教育年限(11.4±3.9)年，尼古丁依赖严重程度量表平均得分为（3.8±2.9）分。

排除标准：（1）DSM-IV轴I的诊断不是精神分裂症；（2）明确中枢神经系统疾病，如中风，肿瘤，帕金森氏病，亨亭顿氏病，癫痫，脑损伤史；（3）各种躯体疾病，如感染，糖尿病，高血压，既往有上消化道溃疡或出血史；（4）有临床意义的心电图异常；（5）怀孕或哺乳的女性；(6)严重的过敏史。

1.2 工具

1.2.1 自编临床基本特点调查表

包括患者的人口学资料、精神病史、遗传史、吸烟情况。

1.2.2评定精神症状的量表

1.2.2.1阳性和阴性症状量表（Positive and Negative Syndrome Scale，PANSS）［11］

共33个条目，分为4个分量表：阳性症状、阴性症状、一般精神病理症状和附加症状。1-7级评分。

1.2.2.2 汉密尔顿抑郁量表（Hamilton Depression,HAMD）［12］

共24个条目，其中13个精神症状按0-4级评分，11个躯体症状0-2级评分。

1.2.2.3 临床总体印象量表（Clinical Global Impression,CGI）［13］

按7级评分：0=未评，1=正常，2=边缘，3=轻度有病，4=中度有病，5=明显有病，6=严重有病，7=极严重。

1.2.3 检测认知功能的量表

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

共13个条目：总应答数、完成分类数、正确应答数、错误应答数、完成第一个分类所需应答数、概念化水平百分数、持续性应答数、持续性错误数、持续性错误的百分数、非持续性错误、不能维持完整分类数、学习到学会。

1.2.3.2 重复性成套神经心理状态测验（Repeatable Battery for the Assessmental of Neuropsychological Status,RBANS）［14］

该系统包括12个条目，分为五个因子结构：注意、言语、视觉广度、即刻记忆和延时记忆。

1.2.4 住院患者烟草使用状况调查表

包括一般情况、吸烟情况、吸烟态度、家人吸烟情况。吸烟患者，即目前吸烟多于1支/每天，平均每周大于等于5天；不吸烟者，即从不吸烟，或吸烟少于1支/每天，平均每周不到5天；过去曾吸烟者，即曾有吸烟多于1支/每天，平均每周大于等于5天，现已戒烟。不吸烟、过去曾吸烟均视为非吸烟患者。

1.2.5 尼古丁依赖严重程度量表（Fagerstrfm Test for Nicotine Dependence，FTND）［15］

分为6个条目，3个条目为0-1级评分，3个条目为0-3级评分，量表总分为0-10分。该量表由Niu（2000）翻译成中文，并在中国人群中进行信度和效度的检测［16］。

绝大多数患者在入院1周之内完成量表测查，少数不合作者在症状有效控制后完成量表测查。所有患者住院后由本人或家属签署知情同意书，由经过严格培训及一致性测定的研究人员（组内相关系数ICC≥0.8）收集详细的临床资料，并进行测查。

1.3 统计方法

所有资料用Epidata3.0输入，采用SPSS11.5软件分析。进行χ2检验、t检验、秩和检验、单因素相关分析等。所有的统计检验均采用双侧检验，以P≤0.05为差异有统计学意义。

2结 果

2.1 吸烟组与非吸烟组临床基本特点比较

表1显示两组患者的临床基本特点差异均无统计学意义（均P>0.05）。

2.2 吸烟组与非吸烟组精神症状比较

表2显示：吸烟组PANSS总分、阴性症状分、一般精神病理症状分均高于非吸烟组。

2.3 吸烟组与非吸烟组认知功能比较

两组患者间除威斯康星卡片分类的正确应答数和错误应答数得分差异有统计学意义外， RBANS总分及各分量表分、威斯康星卡片分类的其他项目分差异均无统计学意义（均P>0.05）。非吸烟组(N=55)的正确应答数高于吸烟组(N=26)［ （50.6±18.2）vs.( 42.2±14.3)，t=2.02，P=0.040］，而错误应答数低于吸烟组［（75.5±21.9）vs.（85.3±15.8），t=-2.26，P=0.030］。

2.4 吸烟因素与临床基本特点、精神症状、认知功能的相关性

表3显示：首次精神症状发生年龄、首次住院年龄与烟龄、开始尝试吸烟时年龄呈正相关；一般精神病理学症状分与尼古丁依赖严重程度量表得分呈负相关；在认知功能方面，RBANS测验总分、即刻记忆、视觉广度、延时记忆分与开始尝试吸烟时年龄均呈正相关；WCST测查中不能维持完整分类数与尼古丁依赖严重程度量表得分呈负相关。

3讨 论

本研究以首发精神分裂症患者为研究对象，避免了住院环境、病程、抗精神病药物等因素对吸烟率的影响，因此能够比较客观地反映吸烟因素与精神病理、认知功能之间相互关系。

本研究结果表明首发分裂症男性患者的吸烟检出率为50%,与国内外报道慢性分裂症患者吸烟检出率基本一致（40%-90%）［17］，所有吸烟患者均在发病之前或发病时开始吸烟，这一结果说明精神分裂症的高吸烟率并非是由住院环境、药物等因素所造成的，而是精神分裂症本身内在因素决定的，支持精神分裂症的某些方面的因素导致了较多患者对香烟渴求的假说；吸烟组与非吸烟组患者的基本临床特点并无显著性差异，但吸烟组PANSS总分、阴性症状分、一般精神病理学症状分显著高于非吸烟组，即吸烟患者的病情比不吸烟患者要严重得多,与Iancu的研究结果相似［18］，说明吸烟是精神分裂症病情严重的一个标志，可能的解释是尼古丁激活边缘系统导致多巴胺能系统功能增强，促使易感病人最终发展成为精神分裂症或增加病情的严重程度［5,19］。最近在活体中进行正电子断层扫描技术也证实吸烟增加了多巴胺的释放［20］。在本研究中：首次精神症状发生年龄、首次住院年龄与烟龄的长短、开始尝试吸烟时年龄呈正相关,这一结果支持吸烟是精神分裂症病因学上的一个高危因素的假说。

在认知功能评估方面，选择国外普遍使用的认知功能测查工具：重复性成套神经心理状态测验（RBANS）和威斯康星卡片分类（WCST）。RBANS是Randolph在1998编制用来筛查痴呆的心理测查工具，其最大特点是，快捷方便、省时省力，在床边即可进行，一般在25-30分钟之内就可完成测查。在本研究中，吸烟组和非吸烟组的RBANS总分及分量表分差异均无统计学意义，但在WCST中非吸烟组的正确应答数、错误应答数显著好于吸烟组，提示吸烟组患者的抽象概括、工作记忆、认知转移等方面的能力明显受损。在分析吸烟因素与临床基本特点、精神症状、认知功能相关性时还发现，RBANS测验总分、即刻记忆因子分、视觉广度因子分、注意因子分、延时记忆因子分与开始尝试吸烟时年龄呈正相关，即吸烟年龄越早认知功能受损越重，说明吸烟可能也是精神分裂症认知功能受损程度的一个标志。相关的遗传学报道：Alpha-7尼古丁受体基因的变异与精神分裂症及某些认知功能具有高度相关性［21］，AIpha7及Alpha4Beta2受体在记忆过程中十分关键。海马及杏仁核对记忆有着特殊的作用，而这些部位尼古丁受体的减少有可能会造成记忆的损害，吸烟患者由于Alpha-7尼古丁受体基因的变异导致精神症状和认知功能受损严重，吸烟行为是对本身相关的基因缺陷的一种自我调节，但本研究为横断面研究，其机理还有待进一步验证。

参考文献

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第7篇：经济与政治的关系范文

论文关键词：经济增长，就业弹性，协整分析

 

一、引言

经济增长和充分就业是我国宏观经济政策的主要目标。 改革开放以来，我国经济迅猛增长，根据《中国统计年鉴》资料计算，1978-2009年年均GDP增长率达到9.89%，而就业的增长率只有2.16%，近几年来更是持续出现了“高增长，低就业”的局面。经济的快速增长却伴随着就业增长的瓶颈，这就引起了大家的思考，经济增长不能带动就业增长吗?二者之间存在怎样的关系呢？

一般认为，经济增长与就业增长之间存在正相关的关系，经济增长越快，越能吸纳更多的劳动力就业。美国著名经济学家阿瑟·奥肯（1962）通过研究美国经济增长与失业率之间的关系，得出奥肯定律：u=-0.5（y-2.25），当经济实际增长率高于自然增长率一个百分点时，失业率将下降0.5个百分点。这个定律经常在经济学文献中被提及或引用。William Seyfried(2004)选取1990-2003年美国十个州的经济增长与就业的数据，通过函数分析，得出经济增长对促进就业具有短期效应。邓志旺，蔡晓帆协整分析，郑棣华等（2002）分析了中国1985-1994年的就业弹性，认为就业弹性系数只是稍有震荡，整体上变化不大，从而认为经济增长可以拉动就业的进一步增长，所谓中国的“高经济增长，低就业增长”的矛盾并不存在。

而一些学者并不同意这个观点，程永宏（2005）梳理了新古典经济增长理论、凯恩斯主义经济增长理论和新经济增长理论中经济增长与就业之间的关系，并结合中国关于经济增长与就业关系的经验资料，得出结论：经济增长并不必然会带来就业的增长，二者之间的一致性缺乏坚实的理论基础；经济增长伴随就业下降的现象非常普遍，在一定条件下，经济增长可能抑制就业增长。龚玉泉、袁志刚(2002)肯定了中国的就业弹性呈现下滑趋势，并认为经济增长与就业增长之间存在非一致性的关系，虽然经济高速增长，但就业增长率逐渐下降，失业和下岗人员逐步增多。刘键等（2009）计算了1978-2005年经济增长率，就业增长率及就业弹性系数，得出我国就业弹性与经济增长是负相关的，就业增长率与经济增长率是弱正相关的，经济增长与就业之间不存在一致性的关系的结论。王艾青（2006）从过度劳动角度分析了经济增长与就业增长的不一致性的原因，他认为当前我国很多行业存在过度劳动的现象，过度劳动不会影响宏观的经济增长速度，但是过度劳动却挤占了就业岗位，抑制了就业增长；资本的盈利与经济的增长所应该带来的就业增长均被过度劳动抵消，甚至在某些个别行业或领域还出现就业负增长的情况。

我国的经济增长和就业之间的关系到底怎样？本文借助1978-2009年我国GDP和就业的数据，对我国经济增长和就业弹性进行分析，并从整体和分三次产业对经济增长与就业之间的关系进行协整分析，根据分析结论，提出相应的政策建议。

二、我国经济增长率与就业弹性分析

（一）总体就业弹性分析

由于经济增长与就业变动的关系在数量上会表现为经济增长的就业弹性，即就业的增长率与经济增长率之间的比率， 可以依据对我国经济增长的就业弹性的考察来判定经济增长与就业变动的一致性问题小论文。当就业弹性为正值时，弹性越大，吸收劳动力的能力就越强，经济增长对就业的拉动作用越强，反之则越弱。在就业弹性为负值时，会出现两种情况：第一协整分析，经济负增长而就业增加，此时就业弹性的绝对值越小，对就业的“吸入”效应就越小；第二，经济正增长而就业减少，此时，就业弹性的绝对值越小，对就业的“挤出”效应就越小。

表1我国GDP增长率、就业增长率和就业弹性值

 

年份

GDP增长率

就业增长率

就业弹性

年份

GDP增长率

就业增长率

就业弹性

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：经济与政治的关系范文

 

关键词：非正规金融  制度经济学  双层制度安排

1 问题的提出 

对我国的非正规金融产生与兴起的原因，已有的文献大都从以下两个方向展开：一条思路是沿着麦金农的非正规金融源于金融抑制的观点进行拓展，如史晋川(1997)、张军(1998)等的研究；另一条思路是沿着 Stiglitz和Weiss(1981)的信贷配给均衡的框架进行研究，如林毅夫(2003)、林毅夫(2005)等认为，信贷活动中的信息不对称是非正规金融产生和广泛的根本原因，从信息经济学的角度为我们提供了一个新的理论视角。应当说，这两种观点都可以用来解释我国的非正规金融的起源问题，但他们都无法解释非正规金融为什么会在我国的经济体制改革后逐步壮大兴起。首先，金融抑制并非产生于改革之后，相反，改革前我国的金融抑制尤为突出；其次，不完全信息是银行信贷过程中不可避免的一个问题，不会因改革而有所改变；最后，在我国这样一个具有“二重结构”的国家里，中央政府的强大控制力也不会因改革而失效，但非正规金融为什么会屡禁不止。从这个意义上说，它们都没有很好的解释我国非正规金融的产生问题。

根据诺斯和托马斯的双层制度安排假说，制度安排可分为基础性制度安排和次级制度安排。前者一般由政府充当制度供给主体，通过引入法律、法规、政令等手段加以实施。基础性制度安排具有较大的稳定性和滞后性。

后者是个人或个人团体在获利机会诱导下自发倡导实施的，多表现为私人间的契约安排，具有非正式的特征。在渐进改革进程中。次级制度安排大体上是对现存基础性制度安排的弥补和修正，在某些范畴甚至是一定程度的背离，从而导致对基础性制度安排进行根本性的修改。次级制度安排之所以存在，根本原因在于基础性制度供给和需求之间的矛盾。作者认为，非正规金融是我国经济制度转轨过程，因正规金融制度供给滞后于中小企业和社会居民对制度服务的需求，由中小企业和社会居民在正规金融制度边际进行非正式制度创新的结果。因此只有从我国的经济制度变迁入手，才能找到非正规金融产生的原因，正确把握非正规金融的发展趋势。 

2 非正规金融的制度经济学分析 

2．1 制度环境变迁：非正规金融的产生的制度需求因素

分析制度环境是指一系列用来建立生产、交换、与分配基础的政治、社会和法律的基本规则。从逻辑上讲，如果法律上或政治上的某些变化可能会使制度环境发生变迁，并导致利用现存的外部利润机会获利成为可能，那么与制度环境相关的制度安排就会处于非均衡状态，不得不做出一些调整或在其边界进行制度创新。

在经济体制改革以前，我国实行的是高度集中的计划经济体制。这种制度选择从功能上使得金融实际上成了政府财政的一部分。社会资金大都通过财政手段进行分配，银行的作用只是充当政府的“出纳”，金融对经济发展所起的作用非常有限。在此阶段，一方面非公有制经济 被普遍禁止；另一方面，由于经济的货币化水平低，人们 在解决其基本生活需要后几乎没有多少货币剩余。因此，虽然我国存在深度的金融抑制，但在这种制度环境下，金融制度的供给与制度需求是相适应的，整个金融制度处于均衡状态，非正规金融根本没有任何的生存空间。

1979年以后，我国开始了以市场为导向的渐进式的经济体制改革。这次改革的后果主要表现在以下几个方面：首先，所有制结构和经济资源分配方式的不协调。我国的私营企业不断的发展壮大，对经济资源的需求不断扩大，但在金融资源分配方面，为公有制经济特别是国 有经济提供更多的金融支持仍是我国正规金融机构的首要任务，对中小企业的资金需求无暇顾及，个私企业从正规金融部门融资变得十分困难。按照新制度经济学理论，当正规金融的进人变得更昂贵时，中小企业必然会寻找新的金融服务机会、形成相应的规则和约束并使之合理化，即从非正规金融部门筹集资金。

其次，国家对经济活动的控制程度也有所改变。在经济体制改革以前，政府利用其在政治、经济资源上的绝对的控制权，对经济活动进行严格的管制。与此相适应的是政府在制度的供给方面长期居于垄断地位，未得到政府允许的任何制度创新都是非法的，以此将其他个人或团体排除在制度创新的空间之外。改革开放以后，政府逐渐放松了对经济活动的管制，将一部分经济资源的控制权从政府手中转移到私人部门，为权利主体的多元化创造了条件。

最后，经济运行的货币化程度日益提高。改革开放后，收入的货币化分配逐渐取代了传统经济制度下的实物分配，我国居民在满足其基本生活需要之后，积累了大量的剩余货币。为使其货币资产保值增值，社会居民或组织在运用其货币资产时要兼顾安全性、流动性与收益性建立在地缘基础上的非正规金融正好可以满足这种要求，因此，数量巨大的民间资本所有者受利益驱动而成为非正规金融的供给者或中介人，将小规模的短期储蓄集中起来，为各种类型的非公有制企业提供资金供给，促进货币或资本向投资转化，对正规金融产生“挤出”效应。 

2．2 正规金融制度变迁：非正规金 融产生的制度供给因素分析

第9篇：经济与政治的关系范文

关键词：经济增长；股票市场；分析

（一）变量和数据的选取

为了检验证券市场发展与经济增长相关性，我所选取的指标有：一是经济增长的指标；二是股票市场发展的指标。

本文分别采用了经济增长指标、证券市场发展的指标（市场资本化率、换手率、交易率、股票市场依存率、上市公司数量）来进行分析。

（二）实证检验

利用stata软件分析国内生产总值与上证指数和深证指数之间存在的关系，分析情况如下：

本文采用2005-2015的年度国内生产总值与上证指数和深圳指数的年度数据进行计算，如表3.1所示的，使用stata软件计算得出国内生产总值与上证和深圳指数存在正相关，但是由于相关系数数值只有0.0924和0.2369，表示国内生产总值与两者之间的存在的相关性不太显著，因此我们需要进一步研究证券市场中的那些变量影响了我国经济的增长。由图3.1我们可以看出上证指数与深证指数的走势基本相似，然而利用stata软件算出上证指数与深证指数的相关系数为0.9263，说明上证指数与深证指数之间存在显著相关性。

1.经济意义检验

由表3模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，当资本化率（CAP）每增长1%，平均来说国内生产总值（GDP）会增长4335.84元；当换手率（TOR）每增长1%，平均来说国内生产总值会增长266.2441元；当交易率率（VAL）每增长1%，平均来说国内生产总值会减少311.3249元；当市场依存率（SDR）每增长1%，平均来说国内生产总值会减少39724.65元；当上市公司数量（GS）每增长1%，平均来说国内生产总值会增长240.6668元。

2.统计检验

由表3中的数据可以得到可决系数 R2=0.9784，修正的可决系数为2=0.9712，这说明模型对样本的拟合很好，回归效果比较好。

F检验：针对：=====0，给定显著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度k-1=5和n-k=15的临界值（5，15）=2.90。由表3.7中得到F=135.71，由于F=135.71>（5，15）=2.90，因拒绝原假设：=====0，说明回归方程显著，即“资本化率”、“换手率”、“交易率”、“市场依存率”、“上市公司数量”等变量联合起来确实对“国内生产总值”有显著影响。

t检验：分布针对：=（j=1，2，3，4，5，6），给定显著性水平α=0.05，查t分布表得到自由度为n-k=15的临界值（n-k）=2.131，由表3.7中的数据可得，与、、、、对应的t统计量分别为-4.06、3.86、3.22、-0.96、-2.90、9.17，只有的绝对值小于于（n-k）=2.131，这说明在显著水平α=0.05下，分别应当拒绝：=（j=4），也就是说当在其他解释变量不变的情况下，解释变量“资本化率（CAP）”、“换手率（TOR）”、“市场依存率（SDR）”、“上市公司数量（GS）”分别对被解释变量“国内生产总值”都有显著影响。“交易率（VAL）”所对应的t统计量为-0.96，从图3.7中可得P值为0.350，表明在α=0.05下，“交易率（VAL）”对“国内生产总值”的影响不显著，但是在α=0.10下，可不拒绝“换手率（TOR）”对“国内生产总值”有显著影响。

最后通过回归分析，由表7可以看出，可决系数 R2=0.9784，修正的可决系数为2=0.9712，模型的拟合优度高，F检验显著，P

变量CAP、TOR和GS的回归系数为正值，三个变量都显著地进入回归模型中，并且与GDP呈现正相关关系，由此我们可以知道，资本化率、换手率和上市公司的数量对经济增长起着积极作用；股票市场依存度SDR的回归系数为-39724.65，说明股票市场依存度对我国经济增长有不利的影响，但是CAP、TOR和GS对GDP的影响比SDR对GDP的影响显著，所以本文最后的结论是中国证券市场发展与经济增长之间的关系总体上是正相关。

参考文献