經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系精選(九篇)

前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。

第1篇：經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：環(huán)境管制；管制頻率；企業(yè)人均利潤率；非平衡面板模型

一、引言

我國正處在經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型階段，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展伴隨著一定程度的環(huán)境污染。環(huán)境污染問題的的日趨嚴(yán)重，很大程度上影響了環(huán)境質(zhì)量，進(jìn)而影響了人類的生活質(zhì)量。近年來， 隨著我國低勞動(dòng)力成本優(yōu)勢的流失、資本邊際報(bào)酬的遞減和能源供應(yīng)的緊張， 這種粗放型的增長方式顯然是不可持續(xù)的，金碚（2006）。并且加劇了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾。研究環(huán)境管制與企業(yè)經(jīng)營績效之間的關(guān)系成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)之一，本文希望通過研究環(huán)境管制與企業(yè)績效的關(guān)系，從而通過提高政府效率來促進(jìn)企業(yè)的經(jīng)營績效，改善企業(yè)的生存環(huán)境，進(jìn)一步在保護(hù)環(huán)境的條件下推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，取得雙贏的局面。

在環(huán)境管制與企業(yè)關(guān)系的研究方面，中外學(xué)者從不同的角度探究了兩者的某些相關(guān)性：

㈠環(huán)境管制與企業(yè)績效關(guān)系方面的文獻(xiàn)

⒈從生產(chǎn)率。吳軍等（2010）研究發(fā)現(xiàn)在控制SO2和COD排放時(shí)全國TFP增長率不到傳統(tǒng)TFP增長率的1 /3， 并且TFP增長均完全源于前沿技術(shù)進(jìn)步。持不同觀點(diǎn)的張三峰，曹杰，楊德才（2011）研究表明環(huán)境規(guī)制本身與企業(yè)生產(chǎn)率之間存在穩(wěn)定、顯著的正相關(guān)，同時(shí)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與企業(yè)生產(chǎn)率之間也存在著穩(wěn)定、顯著地正向關(guān)系。

2.從企業(yè)競爭力。對環(huán)境管制與產(chǎn)業(yè)競爭力影響分析，Van Beers 和Van den Bergh

（1997）發(fā)現(xiàn)污染密集型產(chǎn)業(yè)的出口與環(huán)境保護(hù)強(qiáng)度不存在負(fù)向關(guān)系，然而John S. Wilson（2002） 的研究表明， 隨著環(huán)境管制的加大， 污染強(qiáng)度大的行業(yè)出口會(huì)明顯減少； Jenkins（1998）表示還沒有證據(jù)表明環(huán)境政策和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)是影響外商直接投資決策的主要因素， 而勞動(dòng)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(huán)境標(biāo)準(zhǔn)反而進(jìn)一步提升了地區(qū)的投資環(huán)境。

3.從技術(shù)創(chuàng)新。王俊豪，李云雁（2009）研究了環(huán)境管制對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，企業(yè)在面對環(huán)境管制下的戰(zhàn)略導(dǎo)向決定了企業(yè)是否采取的綠色技術(shù)。江珂利用中國1995-2007年29個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了環(huán)境規(guī)制對中國區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制在中長期對技術(shù)創(chuàng)新有一定的推動(dòng)作用，對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響存在區(qū)域差異，對東部有著顯著影響，對中部、西部和東北部各區(qū)域創(chuàng)新的影響不明顯。

㈡環(huán)境管制的度量

研究環(huán)境管制與企業(yè)績效的關(guān)系時(shí)，如何衡量并進(jìn)一步量化環(huán)境管制這一指標(biāo)也顯得尤為重要。在量化環(huán)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(yè)環(huán)境管制的力度；Low. P（1992）采用綠色指數(shù)，即地方政府頒布法令的數(shù)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(gè)非正式管制兩種不同的指標(biāo)衡量管制的供給。

二、環(huán)境管制的現(xiàn)狀和假說

隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，環(huán)境污染情況也隨之日趨嚴(yán)重。2012年湖南郴州的"血鉛" 事件、廣西龍江鎘污染事件，這些嚴(yán)重的環(huán)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(huán)境問題的有效途徑，適度而高效的環(huán)境管制顯得尤為重要。 而我國環(huán)境管制的現(xiàn)狀可以體現(xiàn)以下三個(gè)方面：

㈠現(xiàn)有的環(huán)境法律法規(guī)體系

從1979年，我國制定的第一部環(huán)境保護(hù)法律《環(huán)境保護(hù)法（試行）》以來，我國的環(huán)境保護(hù)法律體系不斷完善，越來越全面。但是，在法律法規(guī)較為全面的情況下，企業(yè)依然出現(xiàn)各種違法的環(huán)境污染事件，在環(huán)保成本和環(huán)境污染處罰之間，企業(yè)選擇的是污染。因而在制定處罰標(biāo)準(zhǔn)上，懲罰力度不夠，對企業(yè)行為難以起到威懾作用，企業(yè)沒有動(dòng)力加強(qiáng)環(huán)保建設(shè)。因此出現(xiàn)許多企業(yè)不安裝配套的"三廢"處理設(shè)施，違規(guī)排放廢水、廢氣等造成環(huán)境污染事件。

㈡環(huán)境管制機(jī)構(gòu)設(shè)置

我國的環(huán)境管制機(jī)構(gòu)從中央到地方設(shè)置了由上至下的機(jī)構(gòu)體系。中華人民共和國環(huán)境保護(hù)部負(fù)責(zé)建立健全環(huán)境保護(hù)基本制度，負(fù)責(zé)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)和監(jiān)督管理等工作，下一級是省級的環(huán)境保護(hù)廳，主要貫徹執(zhí)行國家環(huán)境保護(hù)的方針、政策和法律、法規(guī)，擬定并監(jiān)督實(shí)施全省環(huán)境保護(hù)政策、法規(guī)和規(guī)范性文件等。再下一級是市環(huán)保局、縣級環(huán)保局以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)環(huán)保機(jī)構(gòu)。地方環(huán)保機(jī)構(gòu)，尤其是縣級和鄉(xiāng)鎮(zhèn)環(huán)保機(jī)構(gòu)缺乏獨(dú)立性，不僅受到上級環(huán)保部門的領(lǐng)導(dǎo)，更要受到地方政府的領(lǐng)導(dǎo)，行政執(zhí)法地位被動(dòng)。一些地方保護(hù)主義為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)業(yè)績干預(yù)環(huán)保部門對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的污染調(diào)查和處罰，還有一些政府部門利用職權(quán)對個(gè)體工商戶，尤其是餐飲行業(yè)違規(guī)進(jìn)行頻繁的衛(wèi)生檢查，沒有有效的法律、法規(guī)依據(jù)亂罰款、查封，危害個(gè)體工商戶的正常經(jīng)營，這種過度管制的現(xiàn)象越來越多。

㈢環(huán)境管制政策

對于環(huán)境管制政策的分類，郭朝先（2007）根據(jù)環(huán)境管制政策的工具的特征和演變歷程，環(huán)境政策類型有兩分法和三分法，兩者并無本質(zhì)的區(qū)別。我國的環(huán)境管制政策依然是傳統(tǒng)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?yàn)闆]有考慮被管制企業(yè)的差異，試行統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)不利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，造成社會(huì)福利的損失而缺乏總體效率。

㈣假說

政府環(huán)境管制的頻率與企業(yè)經(jīng)營績效之間的關(guān)系是，隨著管制次數(shù)的增加，企業(yè)的人均利潤率逐漸增加，當(dāng)檢查次數(shù)達(dá)到一個(gè)臨界值后，隨著檢查次數(shù)的增加企業(yè)的人均利潤率逐漸下降。

三、環(huán)境管制對企業(yè)績效影響的模型構(gòu)建

㈠變量選取

其中我們控制了一系列可能影響企業(yè)經(jīng)營績效的變量 Xit包括：⒈區(qū)位。我們將區(qū)位分成沿海地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三類，該企業(yè)所屬地區(qū)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(yè)所有制形式，國有或集體企業(yè)、民營或股份制企業(yè)、外資或中外合資企業(yè)，以國有或集體企業(yè)為基準(zhǔn)組。⒊企業(yè)規(guī)模。如果雇傭員工數(shù)小于等于500人的為小型企業(yè)，賦值為1；雇傭人數(shù)在501-2000人之間的為中型企業(yè)，賦值為2；雇傭人數(shù)超過2000的為大型企業(yè)，賦值為3。⒋人力資本。企業(yè)中大學(xué)（及以上）學(xué)歷的員工占員工總數(shù)的比例。⒌企業(yè)的市場占有率。企業(yè)主要產(chǎn)品在全國或是全省同行業(yè)的市場份額。⒍企業(yè)資金來源中正規(guī)金融即銀行和非銀行金融機(jī)構(gòu)貸款的占比。

其中我們控制了一系列可能影響企業(yè)經(jīng)營績效的變量 Xit包括：⒈區(qū)位。我們將區(qū)位分成沿海地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三類，該企業(yè)所屬地區(qū)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(yè)所有制形式，國有或集體企業(yè)、民營或股份制企業(yè)、外資或中外合資企業(yè)，以國有或集體企業(yè)為基準(zhǔn)組。⒊企業(yè)規(guī)模。如果雇傭員工數(shù)小于等于500人的為小型企業(yè)，賦值為1；雇傭人數(shù)在501-2000人之間的為中型企業(yè)，賦值為2；雇傭人數(shù)超過2000的為大型企業(yè)，賦值為3。⒋人力資本。企業(yè)中大學(xué)（及以上）學(xué)歷的員工占員工總數(shù)的比例。⒌企業(yè)的市場占有率。企業(yè)主要產(chǎn)品在全國或是全省同行業(yè)的市場份額。⒍企業(yè)資金來源中正規(guī)金融即銀行和非銀行金融機(jī)構(gòu)貸款的占比。

㈡數(shù)據(jù)說明

㈢實(shí)證過程

Model1中度量環(huán)境管制的變量時(shí)ECF和ECF2，這兩個(gè)從企業(yè)個(gè)體層面度量受管制的情況，并且控制了企業(yè)的人力資本、企業(yè)的規(guī)模和地區(qū)變量。Model2用工具變量替代了企業(yè)個(gè)體層面數(shù)據(jù)，我們用地區(qū)ECF平均值替代企業(yè)ECF，同樣用地區(qū)REC平均值替代企業(yè)REC，其他控制變量與Model1一致。兩個(gè)模型得出的結(jié)果基本相似，也驗(yàn)證我們的假說。

Model 1的主要解釋變量是企業(yè)受到政府環(huán)境檢查的頻率和該頻率的平方，企業(yè)對檢查次數(shù)的合理性評價(jià)以及其平方值，表2 Model 1的實(shí)證結(jié)果顯示，ECF與企業(yè)人均利潤率存在二次關(guān)系，ECF的系數(shù)為正，ECF2的系數(shù)為負(fù)，且系數(shù)十分顯著。這說明政府檢查的頻率增加一開始對企業(yè)的經(jīng)營績效有顯著地正相關(guān)關(guān)系，但隨著檢查次數(shù)的增加，不合理的檢查導(dǎo)致企業(yè)績效的下降，兩者呈倒U型的關(guān)系。ECF的臨界值為5.72，當(dāng)政府檢查的次數(shù)少于6次時(shí)，檢查的次數(shù)越多企業(yè)改善產(chǎn)品性能減少污染帶來的利益是隨之增加的，當(dāng)次數(shù)超過6次之后，政府對企業(yè)不合理的檢查增加了企業(yè)的經(jīng)營成本，影響企業(yè)日常運(yùn)作導(dǎo)致了企業(yè)經(jīng)營績效的下降。

五、結(jié)論和政策建議

本文實(shí)證結(jié)果顯示，企業(yè)績效與政府的管制行為之間呈倒U型的關(guān)系，與以往文獻(xiàn)只研究到增長關(guān)系不同，本文的研究發(fā)現(xiàn)，政府的管制存在是否合理的問題，即環(huán)境管制的頻率存在一個(gè)臨界值，而過度的政府行為對企業(yè)經(jīng)營會(huì)造成一定的傷害。本文研究的4451個(gè)樣本中，11.6%的企業(yè)超過了這一臨界值，他們的經(jīng)營受到了政府的過度管制，這種過度管制對增加了企業(yè)經(jīng)營的成本，犧牲了企業(yè)的效率，對著這種過度管制的不斷蔓延對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展將造成一定的制約。因此政府的管制行為需要改進(jìn)將管制頻率限制在臨界點(diǎn)的左測，具體的建議如下：

㈠確保環(huán)境保護(hù)機(jī)構(gòu)的獨(dú)立性

地方環(huán)保機(jī)構(gòu)向上受到上一級環(huán)保部門的指令，水平方向上受到地方行政部門的干涉，環(huán)保工作不能獨(dú)立進(jìn)行。因此，應(yīng)該明確每一層級環(huán)保部門的職能，將部門人員的考核與晉升權(quán)利交由上級環(huán)保部門而非同級政府其他部門，明確的獨(dú)立性之后執(zhí)行力將能夠與地方保護(hù)主義的公平抗衡。

㈡提高環(huán)保部門辦事效率，加強(qiáng)政府行政透明度

合理性管制能夠提高企業(yè)的經(jīng)營績效，過度的管制抑制企業(yè)發(fā)展。提高環(huán)保部門的行政效率減少過渡性管制的出現(xiàn)將有利于企業(yè)的經(jīng)營績效的提高。加強(qiáng)政府行政透明度，在企業(yè)和政府之間增強(qiáng)了解，政府可以最優(yōu)配置管制行為，對不同企業(yè)采取最佳的管制措施提高管制效率，企業(yè)在了解政府規(guī)章制度前提下合理安排環(huán)保設(shè)施的營運(yùn)，提高經(jīng)營績效。

參考文獻(xiàn)：

[1]金碚. 資源環(huán)境管制與工業(yè)競爭力關(guān)系的理論研究[J]中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009（3）：5-17.

[2]鄒積亮.國外環(huán)境管制與競爭力關(guān)系研究綜述[J].經(jīng)濟(jì)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(huán)境規(guī)制對企業(yè)生產(chǎn)率有好處嗎-來自企業(yè)層面數(shù)據(jù)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2011，（05）.

[6]王俊豪，李云雁.民營企業(yè)應(yīng)對環(huán)境管制的戰(zhàn)略導(dǎo)向與創(chuàng)新行為_基于浙江紡織行業(yè)調(diào)查的實(shí)證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009，09.

[7]郭朝先.我國環(huán)境管制發(fā)展的新趨勢[J].經(jīng)濟(jì)研究參考，2007，（27）.

[8]吳軍，笪鳳媛，張建華.環(huán)境管制與中國區(qū)域生產(chǎn)率增長[J].統(tǒng)計(jì)研究，2010，（01）.

[9]杜凱，徐盈之.我國制造業(yè)環(huán)境管制的實(shí)證研究[J].科技進(jìn)步與對策，2007，（12）.

第2篇：經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：知識管理；信息技術(shù)；競爭優(yōu)勢

引言

Ofek及Sarvary把知識管理的功能看作知識創(chuàng)造、積累以及共享[1]。他們指出知識管理能夠降低企業(yè)運(yùn)作成本，并且能夠通過提高產(chǎn)品質(zhì)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(jìn)行了調(diào)查，其中許多管理咨詢師認(rèn)為知識管理是其企業(yè)的關(guān)鍵成功因素。知識管理的過程包括吸收、創(chuàng)造、整理、儲(chǔ)存、轉(zhuǎn)移及傳播知識[2]。Sher及Lee指出知識管理能夠降低運(yùn)作成本、減縮交貨期，并且能夠改進(jìn)與創(chuàng)新產(chǎn)品及過程等從而提高競爭優(yōu)勢[3]。知識管理對企業(yè)管理非常重要，知識成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要戰(zhàn)略資源、成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的主要決定因素[1，3]。

1信息技術(shù)與競爭優(yōu)勢

信息技術(shù)對企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢起著重要的支持作用[4]。文獻(xiàn)[4]描述了信息技術(shù)成功應(yīng)用于企業(yè)降低成本提高競爭優(yōu)勢的案例：Chan及Davis給出了幾個(gè)成功應(yīng)用Extranet降低成本的案例，F(xiàn)edEx成功應(yīng)用了Extranet為客戶提供了全面的服務(wù)，從而降低客服成本；McDonnellDouglas的商用飛機(jī)部，DouglasAircraft成功應(yīng)用了Extranet。DouglasAircraft應(yīng)用Extranet改進(jìn)了客戶文檔的傳遞，從而降低了郵寄成本。GoodYearTireRabber成功應(yīng)用了Extranet。他們開發(fā)了Extranet使其輪胎銷售可以獲得及時(shí)的技術(shù)及市場信息，從而降低了客服成本。這些成功應(yīng)用的案例都表明應(yīng)用Extranet降低成本。Internet的應(yīng)用也可以降低成本，例如Cisco應(yīng)用信息技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施及Internet進(jìn)行供應(yīng)鏈管理，從而降低了供應(yīng)鏈運(yùn)作成本。EDI的應(yīng)用也可以降低成本，例如Williams及Frol－ick給出了FedEx應(yīng)用EDI降低庫存從而降低成本的案例。Internet的成功應(yīng)用、Extranet的成功應(yīng)用、EDI的成功應(yīng)用等支持差異化生產(chǎn)與服務(wù)。文獻(xiàn)[4]描述了企業(yè)能夠通過應(yīng)用信息技術(shù)如Internet、Extranet以及EDI等提供差異化服務(wù)的案例，例如FedEx通過成功應(yīng)用Extranet以及EDI為客戶提供了更好的服務(wù)。文獻(xiàn)[4]還描述了許多成功應(yīng)用信息技術(shù)支持集中戰(zhàn)略提高企業(yè)競爭優(yōu)勢的案例，例如FedEx成功應(yīng)用了EDI由此保留了客戶，通過集中戰(zhàn)略提高了企業(yè)競爭優(yōu)勢。

2知識管理與競爭優(yōu)勢

知識管理對企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢也起著重要的支持作用[4]。文獻(xiàn)[4]描述了知識管理成功應(yīng)用于提高企業(yè)競爭優(yōu)勢的案例，例如Massey等對IBM進(jìn)行了案例研究，探索IBM通過改進(jìn)客戶關(guān)系管理中的影響技術(shù)及其知識資源。IBM應(yīng)用了一個(gè)新客戶關(guān)系管理系統(tǒng)改進(jìn)了客戶服務(wù)、降低了成本。White及Croasdell進(jìn)行了多個(gè)企業(yè)知識管理的成功應(yīng)用包括NestleUSA、Colgate-Palmolive、Xerox以及Chevron-Texaco，發(fā)現(xiàn)這些企業(yè)通過知識應(yīng)用降低了成本。Mehta及Mehta對InfosysTechnologies進(jìn)行了案例研究，發(fā)現(xiàn)知識共享降低成本。Zhang等進(jìn)行了永新紙業(yè)案例研究發(fā)現(xiàn)該企業(yè)通過在其企業(yè)資源計(jì)劃（ERP）實(shí)施過程中進(jìn)行知識共享降低了成本，從而使企業(yè)保持競爭優(yōu)勢。Chen及Hsing進(jìn)行了AppliedMaterial基于社區(qū)的知識學(xué)習(xí)的案例研究。該企業(yè)準(zhǔn)備了SAP電子學(xué)習(xí)系統(tǒng)為所屬各子公司員工提供通信支持。他們發(fā)現(xiàn)通過基于社區(qū)的知識學(xué)習(xí)、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(yīng)用知識管理降低了成本。知識管理也可以改進(jìn)質(zhì)量，提高客戶滿意度，獲取差異化競爭優(yōu)勢。文獻(xiàn)[4]在查閱相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上描述了知識管理成功應(yīng)用于支持差異化及集中戰(zhàn)略的案例，例如InfosysTechnologies應(yīng)用知識共享不僅降低了成本而且改進(jìn)了質(zhì)量。又例，IBM應(yīng)用了知識管理重建了客戶關(guān)系管理，改進(jìn)了客戶服務(wù)，提高了客戶服務(wù)的質(zhì)量；而且改進(jìn)的客戶關(guān)系管理通過客戶分類管理等保留了客戶。

3企業(yè)知識管理策略

本文在基于信息技術(shù)的知識管理架構(gòu)的基礎(chǔ)上，提出了基于競爭優(yōu)勢的企業(yè)知識管理策略，指出了企業(yè)應(yīng)用信息技術(shù)及知識管理獲取競爭優(yōu)勢的途徑?；谛畔⒓夹g(shù)的企業(yè)知識管理架構(gòu)，可以看到企業(yè)可以應(yīng)用信息技術(shù)作為企業(yè)知識管理的基礎(chǔ)設(shè)施。企業(yè)知識管理包括知識共享、知識轉(zhuǎn)移、知識應(yīng)用等。企業(yè)通過進(jìn)行效益評估，并且應(yīng)用反饋機(jī)制根據(jù)評估結(jié)果對知識管理進(jìn)行調(diào)整。企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的知識管理策略：（1）企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃與企業(yè)知識管理規(guī)劃結(jié)合。（2）企業(yè)知識管理規(guī)劃與企業(yè)信息技術(shù)規(guī)劃結(jié)合。（3）企業(yè)知識管理應(yīng)用反饋機(jī)制，循環(huán)不斷地進(jìn)行企業(yè)績效評估及知識管理更新。（4）企業(yè)循環(huán)不斷地進(jìn)行企業(yè)戰(zhàn)略、知識管理戰(zhàn)略以及信息技術(shù)/信息系統(tǒng)戰(zhàn)略調(diào)整，從而獲取競爭優(yōu)勢?；诟偁巸?yōu)勢的企業(yè)知識管理策略在基于信息技術(shù)的知識管理架構(gòu)基礎(chǔ)上提出，可以與基于信息技術(shù)的知識管理架構(gòu)結(jié)合進(jìn)行企業(yè)應(yīng)用。

4案例應(yīng)用

江蘇振邦信息系統(tǒng)有限公司是環(huán)亞醫(yī)用集團(tuán)的全資控股公司。江蘇振邦為中國領(lǐng)先的智慧醫(yī)療整體解決方案提供商，進(jìn)行智慧醫(yī)療整體規(guī)劃、軟件研發(fā)、系統(tǒng)集成、運(yùn)維服務(wù)和標(biāo)準(zhǔn)體系建設(shè)等方面的工作。江蘇振邦聘請了國內(nèi)著名的醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域以及現(xiàn)代信息技術(shù)領(lǐng)域的專家，并且與國內(nèi)多家高等院校、科研機(jī)構(gòu)建立了“產(chǎn)學(xué)研用”的合作模式，并與IBM等國內(nèi)外先進(jìn)的廠商展開了全面合作。江蘇振邦的信息化建設(shè)也在進(jìn)行，圍繞著知識管理，把知識管理的理論方法應(yīng)用于企業(yè)進(jìn)行實(shí)踐。企業(yè)開展了應(yīng)用知識管理提高企業(yè)競爭優(yōu)勢方面的工作，開發(fā)了知識文檔庫，通過信息技術(shù)的應(yīng)用及知識共享提高企業(yè)員工的工作能力以及工作效率，從而降低成本,提高競爭優(yōu)勢。2012年，江蘇振邦有了初步成果，企業(yè)員工的工作滿意度、工作效率等都得到了顯著提升。企業(yè)后續(xù)繼續(xù)進(jìn)行信息化與知識管理建設(shè)。

5結(jié)束語

第3篇：經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

    關(guān)鍵詞:政府;事權(quán)配置;財(cái)政支出;經(jīng)濟(jì)增長

    一、引言

    我國參與財(cái)政配置的主要是中央政府和地方政府,中央政府專屬職責(zé)主要是提供全國性公共服務(wù),地方各級政府的專屬職責(zé)則指提供地方性公共服務(wù);中央和地方政府的共同職責(zé)是提供跨區(qū)域性公共服務(wù),這樣使得不同層級政府分工各有側(cè)重。但是據(jù)目前我國事權(quán)配置的情況來看,中央政府和地方政府在經(jīng)濟(jì)建設(shè)、社會(huì)文教、國防、行政管理及其他公共服務(wù)方面支出結(jié)構(gòu)并不合理,不能最大化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

    二、我國財(cái)政分配的現(xiàn)狀

    1.中央政府和地方政府財(cái)政支出不對稱。從中央地方財(cái)政收入和中央地方的財(cái)政支出這兩個(gè)數(shù)量關(guān)系上,可以分析我國事權(quán)和財(cái)權(quán)在中央政府和地方政府的情況?？偭可?我國財(cái)政支出與財(cái)政收入之間會(huì)有一定的差額,也就是財(cái)政赤字,政府為了彌補(bǔ)這個(gè)赤字,會(huì)發(fā)行一定數(shù)量的公債,目前我國還不允許地方政府發(fā)行公債,所以只能由中央政府發(fā)行國債。中央以下的省級、市級及縣級政府在公共服務(wù)事權(quán)配置中占據(jù)很重要比重。

    2.我國政府支出責(zé)任劃分在法制體系上的規(guī)定相對較少。目前我國政府事權(quán)的劃分還是依據(jù)1993年頒布的分稅制改革的《決定》,其中關(guān)于何種公共服務(wù)應(yīng)歸于中央政府,何種歸于地方政府并沒有明確的規(guī)定,這就使得在執(zhí)行決策時(shí)監(jiān)管責(zé)任及工作職責(zé)劃分不明確,一些中央財(cái)政籌資的事權(quán),中央將其執(zhí)行過程中的支出責(zé)任管理任務(wù)交由地方政府來做,自己只是保有監(jiān)管的權(quán)力,事權(quán)過程中產(chǎn)生的財(cái)力可以由本級政府解決也可以由上級政府轉(zhuǎn)移支付,這就混淆了中央與地方的事權(quán)界限。

    3.財(cái)政支出占GDP比重不大,但總體呈上升趨勢。財(cái)政支出是我國用來衡量政府公共服務(wù)水平的指標(biāo),也是我國政府事權(quán)配置在數(shù)量上的體現(xiàn)。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(fā)展趨勢良好,我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)正處于轉(zhuǎn)型時(shí)期,從吸收型體制正逐步過渡到創(chuàng)新型體制,政府的管理制度也隨著總的經(jīng)濟(jì)潮流而發(fā)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(guān)問題后,財(cái)政支出占GDP的比例依然按照原來趨勢發(fā)展,則表明政府在公共服務(wù)中的水平也不斷提升。

    4.體現(xiàn)政府事權(quán)效率的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)差異化。在80年代和90年代各項(xiàng)支出相差不是很大,但從2000-2006年開始,雖然各項(xiàng)支出均有一定程度漲幅,但是經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和社會(huì)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(jīng)濟(jì)建設(shè)進(jìn)行政府撥款一定會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長嗎,政府對其他項(xiàng)目支持力度薄弱很有可能會(huì)妨礙該方面經(jīng)濟(jì)的增速,這就需要我們通過檢驗(yàn)來證明這種差異化的結(jié)構(gòu)是否有利于經(jīng)濟(jì)的增長,在與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)的支出方面要繼續(xù)擴(kuò)大,與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)的方面要適量縮減其規(guī)模,以期達(dá)到規(guī)模效應(yīng)最大化。

    三、我國政府財(cái)政支出的實(shí)證分析

    1.政府財(cái)政支出與GDP增長時(shí)滯性及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

    由于財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)的影響并不是在實(shí)施的同一年就實(shí)現(xiàn)的,而是要在經(jīng)過一定的年限后才能在GDP上有所顯現(xiàn),這就關(guān)系到不同類型的財(cái)政支出對GDP增長的影響程度,為了探究經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出(x\-1),社會(huì)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(guān)系,我們用格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)對財(cái)政支出序列與GDP進(jìn)行檢驗(yàn),運(yùn)用的軟件是Eviews5.0,引用中國統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫中1978-2008年國內(nèi)生產(chǎn)總值和按功能劃分的財(cái)政支出分類數(shù)據(jù)。

    在時(shí)滯期限為1,2,3,4檢驗(yàn)中GDP增長與財(cái)政支出中行政管理費(fèi)支出Δx\-4均不存在顯著地線性關(guān)系,在此不列出該檢驗(yàn)結(jié)果。

    從以上檢驗(yàn)結(jié)果中我們可以得出結(jié)論,在時(shí)滯期限較短(1年),95%的置信水平下除了行政管理費(fèi)用支出Δx\-4都通過了格蘭杰因果檢驗(yàn),也就是在當(dāng)期或者下一期開始,財(cái)政支出的各項(xiàng)對經(jīng)濟(jì)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(huì)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響,而是在這一時(shí)期,變量之間的影響程度最強(qiáng),在之后的時(shí)間內(nèi)依然會(huì)產(chǎn)生影響,比如教育投資、修建公路等,在長遠(yuǎn)看來,依然會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生有力的影響。

    2.我國政府公共服務(wù)財(cái)政支出與GDP增長的實(shí)證分析

    就如以上格蘭杰因果檢驗(yàn)得出的結(jié)論一樣,并不是所有的財(cái)政支出都很大程度地影響著經(jīng)濟(jì)增長,為了研究這個(gè)影響程度,改革我國各項(xiàng)財(cái)政支出比例,更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,我們將引用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型對其進(jìn)行分析,研究各類財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響方向和影響程度進(jìn)行分析。

    (1)模型設(shè)定和變量選擇

    按照經(jīng)濟(jì)性質(zhì)可以將財(cái)政支出劃分為生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出,其中也都涵蓋了我們以上所設(shè)定的經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出(x\-1),社會(huì)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(chǎn)函數(shù)

    為原型,設(shè)計(jì)該生產(chǎn)函數(shù)為

    ,將該函數(shù)對數(shù)線性化:

    在變量的定義上,Y代表的是人均國民生產(chǎn)總值,x\-1-經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出,x\-2-社會(huì)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(shù)據(jù)來自國研網(wǎng),中國年鑒數(shù)據(jù)庫和中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫1978-2006年人均國內(nèi)上產(chǎn)總值及按照功能性質(zhì)劃分的各項(xiàng)財(cái)政支出的數(shù)據(jù)。設(shè)定其結(jié)構(gòu)參數(shù)為為自變量的彈性系數(shù),為作為自變量的各項(xiàng)支出所占的比重,所用軟件為Eviews5。

    (2)實(shí)證分析

    利用1978-2006年的數(shù)據(jù),我們得到如下的結(jié)果:

    由于1978年-1985年我國正處于經(jīng)濟(jì)動(dòng)蕩時(shí)期,經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有步入正軌,因此我們根據(jù)1986-2006年人均GDP和財(cái)政支出進(jìn)行計(jì)算,此時(shí)計(jì)算結(jié)果如下:

    得到的這個(gè)函數(shù)相比較第一個(gè)函數(shù)要精確,D.W值為1.78,表明不存在一階自相關(guān),各項(xiàng)T統(tǒng)計(jì)量的Prob.值除了變量外均小于或者等于0.05,表明參數(shù)估計(jì)值是有效的,對這個(gè)函數(shù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn),得到Probability值為0.937128。

    在格蘭杰因果檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示行政管理費(fèi)用x\-4與GDP的增長沒有顯著的因果關(guān)系,在以柯布-道格拉斯為原型的回歸函數(shù)模型中檢驗(yàn)的行政管理支出的估計(jì)參數(shù)也是無效的,在此就不分析這兩項(xiàng)之間的關(guān)系。

    經(jīng)計(jì)算得到

    由結(jié)果可以看出到目前為止經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和其他支出對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)效應(yīng),但并不是他的支出就會(huì)抑制經(jīng)濟(jì),而是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)階段,我國對于財(cái)政支出的比例不合理,經(jīng)濟(jì)建設(shè)方面的支出過多,造成一定支出浪費(fèi),顯示在函數(shù)中就為負(fù)向效應(yīng),從機(jī)構(gòu)參數(shù)所占比例中社會(huì)文教支出大于國防支出,符合我國目前財(cái)政支出大致趨勢。

第4篇：經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

一、 江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的現(xiàn)狀

多年來,江蘇經(jīng)濟(jì)以其持續(xù)、快速、協(xié)調(diào)和健康的發(fā)展態(tài)勢聞名全國。但在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展、收入不斷增加的同時(shí),環(huán)境污染也成為了江蘇省一個(gè)日益突出的問題。1992年以來,江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)連續(xù)17年保持兩位數(shù)的增長。據(jù)初步核算,2008年江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)突破3萬億元,比上年增長12.5%左右。人均地區(qū)生產(chǎn)總值(人均GDP)近4萬元,按當(dāng)年匯率折算超過5700美元,經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化,總體經(jīng)濟(jì)保持平穩(wěn)較快的增長勢頭。

經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的進(jìn)程不可避免地引起了環(huán)境質(zhì)量的惡化。從1997年到2007年,江蘇省工業(yè)廢水排放量平均每年以2.02%的速度增長,工業(yè)廢氣排放量平均每年遞增11.20%。但是,工業(yè)廢水中的SO2排放量呈現(xiàn)出先減少,后增加再減少的變化,波動(dòng)不大。工業(yè)廢水中COD排放量與工業(yè)固體廢棄物排放量則呈現(xiàn)逐年下降的趨勢,其中工業(yè)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(dá)到最低值為0.01萬噸。

二、經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染水平實(shí)證研究

選取最能夠表現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量的環(huán)境指標(biāo)分為兩類,即流量指標(biāo)和存量指標(biāo)。流量指標(biāo)包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量和固體廢棄物產(chǎn)生量的環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù);存量指標(biāo)包括工業(yè)廢水中COD排放量與工業(yè)廢水中SO2排放量的環(huán)境監(jiān)測數(shù)據(jù)。經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)則選取了江蘇省GDP總量與人均GDP。環(huán)境與經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)選取了能夠反映江蘇省經(jīng)濟(jì)快速發(fā)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(huán)境指標(biāo)為因變量(y),構(gòu)建江蘇省人均GDP污染排放量模型,進(jìn)行二次曲線,即y=a+bx+cx2回歸模擬。

依據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)原理中回歸分析知識可知,相關(guān)系數(shù)(R2)是用來度量兩變量之間非線性(曲線)相關(guān)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(guān)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(guān)程度越弱,所擬合的曲線效果越差。

(一)人均GDP與工業(yè)廢氣排放量擬合分析

曲線方程分析。人均GDP與工業(yè)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(huán)境庫茲涅茨曲線具有非常充分的解釋意義。

圖形內(nèi)涵分析。曲線整體上呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢,但上升幅度逐漸放緩。曲線形狀接近環(huán)境庫茲涅茨曲線倒U形的左半段,尚未達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn),表明江蘇省經(jīng)濟(jì)尚未進(jìn)入工業(yè)化后期,隨著經(jīng)濟(jì)的增長,工業(yè)廢水的排放量仍然會(huì)增加。從歷年真實(shí)數(shù)據(jù)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(yè)廢水排放量之間的關(guān)系符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征,且江蘇省經(jīng)濟(jì)仍舊處于工業(yè)化發(fā)展期。

(二)人均GDP與工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量擬合分析

曲線方程分析。人均GDP與工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)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(huán)境庫茲涅茨曲線具有非常充分的解釋意義。

圖形內(nèi)涵分析。從曲線的形狀上可以判斷其符合環(huán)境庫茲涅茨曲線倒U形的左半段,但尚未達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn),而且結(jié)合實(shí)際數(shù)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(shí)際數(shù)值上,均顯示了人均GDP與工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量之間的關(guān)系符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征,且尚未達(dá)到轉(zhuǎn)折點(diǎn),環(huán)境污染程度將會(huì)進(jìn)一步增大。

由上述分析可知,人均GDP與工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量這3種環(huán)境指標(biāo)的擬合關(guān)系較強(qiáng),與工業(yè)廢水中COD排放量、工業(yè)廢氣中SO2排放量這兩種環(huán)境指標(biāo)的擬合關(guān)系較弱。但從總體上看,江蘇省經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與環(huán)境指標(biāo)擬合較好。經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染水平的關(guān)系基本符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的特征,且位于倒U形的左側(cè)。由此得出結(jié)論,江蘇省目前仍處于工業(yè)發(fā)展期,環(huán)境庫茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)尚未到達(dá)。故江蘇省環(huán)境污染控制的投入有必要保持在一個(gè)較高的水平。

三、政策建議

第5篇：經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

內(nèi)容摘要：本研究目的在運(yùn)用資源基礎(chǔ)和組織理論之觀點(diǎn)，推導(dǎo)出研究假設(shè)，并建構(gòu)知識管理程序之架構(gòu)，用以分析臺(tái)灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)的知識能量蘊(yùn)育和整合之情形，進(jìn)而探討知識的整合與創(chuàng)新績效對于核心競爭力之影響。運(yùn)用多變量分析及透過臺(tái)灣229家與大陸243家高科技廠商之調(diào)查問卷回收，本研究發(fā)現(xiàn)：知識能量、知識整合與創(chuàng)新績效的交叉作用對于核心競爭力大體上呈現(xiàn)正向且顯著的影響作用。

關(guān)鍵詞：知識能量 知識整合 創(chuàng)新績效 核心競爭力

以往競爭戰(zhàn)略的觀點(diǎn)較強(qiáng)調(diào)外部競爭優(yōu)勢之建立與維系，僅強(qiáng)調(diào)知識的創(chuàng)造與移轉(zhuǎn)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(chǔ)論之觀點(diǎn)探討知識能量、知識整合、創(chuàng)新績效與核心競爭力之間的關(guān)系。并經(jīng)由實(shí)證研究，了解兩岸高科技產(chǎn)業(yè)之組織知識管理程序與創(chuàng)新績效對核心競爭力的影響現(xiàn)況，以知曉企業(yè)之概況。

理論與假設(shè)

（一）知識能量與核心競爭力的關(guān)系

以組織學(xué)習(xí)的觀點(diǎn)而言，知識能量的蘊(yùn)育可以透過組織學(xué)習(xí)的過程，而最終目的不外乎提升核心競爭力。Peters and Waterman（1982）認(rèn)為有透過組織內(nèi)部學(xué)習(xí)的企業(yè)往往可凝聚知識能量，而在面對變動(dòng)的環(huán)境時(shí)能透過有效知識學(xué)習(xí)能力之建構(gòu)往往比未透過學(xué)習(xí)途徑而凝聚知識力量的企業(yè)更具有較佳的創(chuàng)新績效。Grant（1996）則認(rèn)為專門知識共通的重要性，而此共通性則有賴于組織內(nèi)學(xué)習(xí)能力之開展與共同愿景的凝聚才能形成；Lei et al.（1999）也強(qiáng)調(diào)核心競爭力主要是透過組織學(xué)習(xí)發(fā)展出來的知識能量所奠基而成，并且認(rèn)為問題的解決與創(chuàng)見和吸收知識是影響公司開創(chuàng)成長機(jī)會(huì)的基礎(chǔ)能力。吳思華（1998）也強(qiáng)調(diào)知識的流通對于組織未來能力的增進(jìn)有重要的影響作用?；谏鲜鲇懻?，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(guān)系

以資源基礎(chǔ)的觀點(diǎn)而言，知識資源整合的程度和運(yùn)作的特性不僅與資源的特性有關(guān)，而且透過資源整合機(jī)制之運(yùn)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(nèi)軟硬件機(jī)制有系統(tǒng)的運(yùn)作，而且技術(shù)能力的有效運(yùn)作，也要求組織內(nèi)各單位合作無間的配合。另外，企業(yè)欲有效提升有形與無形競爭優(yōu)勢，則必須視企業(yè)內(nèi)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）?；谏鲜龅挠懻摚狙芯揩@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(chuàng)新績效的關(guān)系

一般而言，核心競爭力的建構(gòu)與維持，對于創(chuàng)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(chǎn)品的制程或設(shè)備的重整有關(guān)。另外，建構(gòu)良好的營銷或商品化能力或是技術(shù)的改良、新技術(shù)的引進(jìn)對于產(chǎn)品的創(chuàng)新也有正向的影響作用，換言之，不論是產(chǎn)品或制程的創(chuàng)新，都有賴于核心競爭力的發(fā)揮（Barney & Zajac，1994；Kogut & Zander，1995；Pitt and Clarke，1999）。Cohen and Levinthal （1990）和Nonada and Konno （1998）也認(rèn)為透過學(xué)習(xí)的過程和知識的解讀、累積和擴(kuò)散，不僅是公司創(chuàng)新能力的關(guān)鍵要素，也可保持產(chǎn)品和制程不斷的創(chuàng)新，維持企業(yè)的競爭優(yōu)勢。Utterback（1994）則認(rèn)為企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)不僅會(huì)受到產(chǎn)品市場、組織結(jié)構(gòu)特性，例如科層化與官僚制度的影響，而且也認(rèn)為企業(yè)競爭能力的強(qiáng)弱會(huì)影響產(chǎn)品與制程的創(chuàng)新?；谏鲜龅挠懻?，本研究獲得以下的推論假說：

H3：核心競爭力對于創(chuàng)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(tái)灣與大陸的信息電子產(chǎn)業(yè)作為研究對象，臺(tái)灣方面是以新竹科學(xué)園區(qū)、臺(tái)中科學(xué)園區(qū)、臺(tái)南科學(xué)園區(qū)之進(jìn)駐廠商與臺(tái)灣證券交易所之上市公司的電子類股為實(shí)證研究對象，共發(fā)出問卷1000份，有效回收樣本總計(jì)229份，有效回收率達(dá)22.9%。

大陸方面是以上海地區(qū)與江蘇蘇州地區(qū)的高新技術(shù)園區(qū)的企業(yè)為實(shí)證研究的對象，共發(fā)出問卷800份，有效回收樣本總計(jì)243份，有效回收率達(dá)30.38%。

中國臺(tái)灣資料分析與發(fā)現(xiàn)

（一）信度檢定

在“知識能量”方面，進(jìn)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(gè)知識能量因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.92。

在“知識整合”方面，進(jìn)行因素分析后萃取出“社會(huì)化程度”、“合作程度”、“系統(tǒng)化程度”及“目標(biāo)化程度”等四個(gè)知識整合因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.907。

在“核心競爭力”方面，進(jìn)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(gè)核心競爭力因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.977。

在“創(chuàng)新績效”方面，進(jìn)行因素分析后萃取出“管理創(chuàng)新”、“策略創(chuàng)新”及“制程創(chuàng)新”等三個(gè)創(chuàng)新績效因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.97。

（二）典型相關(guān)分析與主要構(gòu)面之回歸分析

1.知識能量與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖1所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)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(guān)，與“知識擷取”呈中度正相關(guān)。“知識能量”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關(guān)，與“重要能力”呈中度正相關(guān)。針對典型變量的典型關(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)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(shè)H1：“知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到證實(shí)。

2.知識整合與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖2所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)平方為0.687?！昂诵母偁幜Α迸c“社會(huì)化程度”、“合作程度”呈高度正相關(guān)，與“系統(tǒng)化程度”呈中度正相關(guān)?！爸R整合”與“未來能力”、“門檻能力”及“重要能力”呈高度正相關(guān)。然而知識整合構(gòu)面中的“目標(biāo)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(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)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(shè)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(shí)。

3.核心競爭力與創(chuàng)新績效構(gòu)面間之回歸分析。本研究為驗(yàn)證假設(shè)，采用復(fù)回歸分析方法，藉以了解核心競爭力對于創(chuàng)新績效構(gòu)面的影響，如表1所示。

核心競爭力對管理創(chuàng)新的影響。核心競爭力對管理創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.789，F(xiàn)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(yōu)勢所必須發(fā)展的能力，與組織面臨競爭壓力時(shí)所需具備的支持性能力和基本技術(shù)之能力，可透過知識管理程序和核心競爭力的提升促進(jìn)產(chǎn)品質(zhì)量完善、功能改變與新產(chǎn)品開發(fā)的有效程度提高。

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

核心競爭力對制程創(chuàng)新的影響。核心競爭力對制程創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.249，F(xiàn)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(yōu)勢所必須發(fā)展的能力，透過知識管理程序和核心競爭力的提升對于產(chǎn)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(chuàng)新績效程度，而組織的未來能力與門檻能力對于組織的創(chuàng)新績效尤為顯著，而重要能力對于策略創(chuàng)新未達(dá)到顯著影響。

假設(shè)H3：“核心競爭力對于創(chuàng)新績效有顯著的影響作用”得到部分證實(shí)。

大陸資料分析與發(fā)現(xiàn)

（一）信度檢定

在“知識能量”方面，進(jìn)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(gè)知識能量因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.864。

在“知識整合”方面，進(jìn)行因素分析后萃取出“社會(huì)化程度”、“合作程度”、“系統(tǒng)化程度”及“目標(biāo)化程度”等四個(gè)知識整合因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.853。

在“核心競爭力”方面，進(jìn)行因素分析后萃取出“未來能力”及“門檻能力”等兩個(gè)核心競爭力因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.937。

在“創(chuàng)新績效”方面，進(jìn)行因素分析后萃取出“管理創(chuàng)新”、“組織創(chuàng)新”及“服務(wù)創(chuàng)新”等三個(gè)創(chuàng)新績效因素，研究變量之Cronbach’sα系數(shù)為0.943。

（二）典型相關(guān)分析與主要構(gòu)面之回歸分析

1.知識能量與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖3所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)平方為0.506?！昂诵母偁幜Α迸c“知識擷取”及“知識蓄積”呈高度正相關(guān)，與“知識解讀”呈中度正相關(guān)。“知識能量”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關(guān)。針對典型變量的典型關(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)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(shè)H1：“知識能量對于核心競爭力有顯著的影響作用”得到證實(shí)。

2.知識整合與核心競爭力之典型相關(guān)。如圖4所示，典型變量的典型相關(guān)系數(shù)平方為0.371?！昂诵母偁幜Α迸c“社會(huì)化程度”、“系統(tǒng)化程度”與“合作程度”呈高度正相關(guān)?！爸R整合”與“未來能力”及“門檻能力”呈高度正相關(guān)。然而知識整合構(gòu)面中的“目標(biāo)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(guān)系，此兩構(gòu)面的整體關(guān)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(shè)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(shí)。

3.核心競爭力與創(chuàng)新績效構(gòu)面間之回歸分析。本研究為驗(yàn)證假設(shè)，采用復(fù)回歸分析方法，藉以了解核心競爭力對于創(chuàng)新績效構(gòu)面的影響，如表2所示。

核心競爭力對管理創(chuàng)新的影響。核心競爭力對管理創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.521，F(xiàn)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(chǎn)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(yōu)勢所必須發(fā)展的能力（譬如：技術(shù)改良、生產(chǎn)流程自動(dòng)化以及偵測回饋或預(yù)測的能力等）愈佳。

核心競爭力對組織創(chuàng)新的影響。核心競爭力對組織創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.285，F(xiàn)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(yōu)勢所必須發(fā)展的能力愈高，對應(yīng)全球化布局的維修與服務(wù)的經(jīng)驗(yàn)與能力愈佳，對管理的經(jīng)驗(yàn)與能力亦愈佳。

核心競爭力對服務(wù)創(chuàng)新的影響。知識能量對服務(wù)創(chuàng)新影響的復(fù)回歸模式呈現(xiàn)正向且顯著的影響（R2=0.365，F(xiàn)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(yōu)勢所必須發(fā)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(guān)系管理。

綜合以上，組織核心競爭力的提升將影響創(chuàng)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(wù)創(chuàng)新尤為顯著，而門檻能力對于管理創(chuàng)新與組織創(chuàng)新未達(dá)到顯著影響。

假設(shè)H3：“核心競爭力對于創(chuàng)新績效有顯著的影響作用”得到部分證實(shí)。

研究結(jié)果

本研究實(shí)證顯示臺(tái)灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)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(jié)果顯示，知識的取得與吸收對于建構(gòu)基礎(chǔ)的競爭能力是相當(dāng)重要的，如能進(jìn)一步內(nèi)化系統(tǒng)化知識，則對提升未來競爭性能力有正面影響。此點(diǎn)結(jié)論呼應(yīng)Nonaka and Takeuchi（1995）強(qiáng)調(diào)知識管理運(yùn)作程序和知識轉(zhuǎn)換程序之重要性。

就知識整合對核心競爭力之影響而言，臺(tái)灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果均顯示當(dāng)知識整合的社會(huì)化程度提高配合彈性的增加，系統(tǒng)化程度提高配合效率之提升以及合作程度提高配合運(yùn)作范圍的擴(kuò)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(diǎn)結(jié)論強(qiáng)調(diào)知識整合、軟硬件設(shè)施工具之妥善運(yùn)用，不僅可以建構(gòu)核心競爭力的基礎(chǔ)門檻能力，而且也能培植未來性能力。此點(diǎn)結(jié)論可以呼應(yīng)Long and Vickers-Koch（1995）和Kay（1993）強(qiáng)調(diào)知識整合是建立核心競爭力或獨(dú)特性能力的重要任務(wù)之一。

就核心競爭力對創(chuàng)新績效之影響而言，臺(tái)灣與大陸高科技產(chǎn)業(yè)的研究結(jié)果均顯示組織核心競爭力的提升將影響創(chuàng)新績效程度，而組織的門檻能力與未來能力對于組織的創(chuàng)新績效尤為顯著。企業(yè)欲提升整體的創(chuàng)新能力，除了組織內(nèi)部成員學(xué)習(xí)能力的培養(yǎng)外，也要其它相關(guān)措施的相輔相成，譬如：硬件設(shè)備的支持、企業(yè)文化的建立、主管策略意圖的塑造等，都是提升創(chuàng)新績效的有效手段。就短期而言，以制程或產(chǎn)品的改變及創(chuàng)新最有效，然而，就長期而言，則必須本業(yè)上的改變或創(chuàng)新，才能維持長久。而核心競爭能力在一段時(shí)間后需要重新賦予定義與被保護(hù)，否則就會(huì)因?yàn)闀r(shí)間而喪失價(jià)值。

參考文獻(xiàn)：

1.吳思華.知識流通對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響[R].第七屆產(chǎn)業(yè)管理研討會(huì)，1998

2.芮明杰，陳娟.高技術(shù)企業(yè)知識體系的構(gòu)建與管理[M].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2006

3.Barney,J.B.,and Zajac,E.J.“Competitive Organizational Behavior:Toward and Organizationally-Based Theory of Competitive Advantage”[J].Strategic Management Journal,1994,15,5-10.

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.

6.Kay,J.,“The foundations of Corporate Success”[M].London Oxford University Press.1993.

7.Kogut,Bruce and Zander, Udo,“Knowledge and the Speed of the Transger and Imitaiton of Organizational Capabilities: An Empirical Test”[J].Organization Science. 1995, 6(1):76-92.

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.

9.Leonard-Barton,D.,“The Factory as a Learning Laboratory”[J].Sloan Management Review,1992,34(1):23-38.

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(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

【關(guān)鍵詞】 首發(fā)精神分裂癥；吸煙；精神癥狀；認(rèn)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(xiàn)標(biāo)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(shí)90%的精神分裂癥吸煙者在其首次發(fā)病前就開始吸煙［2］。高吸煙率的原因主要有以下3個(gè)假說:其一,精神分裂癥疾病的某些方面導(dǎo)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(rèn)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?qū)W上的一個(gè)高危因素，即尼古丁對中腦邊緣系統(tǒng)長時(shí)間的重復(fù)激活導(dǎo)致了精神分裂癥易感個(gè)體發(fā)?。?］；其三,遺傳或環(huán)境因素使個(gè)體同時(shí)易于患精神分裂癥和煙草成癮［6］。目前國內(nèi)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(fā)精神分裂癥患者為研究對象的報(bào)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(fā)現(xiàn)尼古丁依賴與精神分裂癥患者的陽性癥狀相關(guān)［8］，還有研究發(fā)現(xiàn)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(fā)精神分裂癥患者為對象，探討吸煙對其精神癥狀及認(rèn)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(yī)院2005年4月-2007年7月住院的首發(fā)精神分裂癥患者。首發(fā)精神分裂癥的定義采用Lieberman J等的標(biāo)準(zhǔn)［10］，即符合DSM-Ⅳ精神分裂癥診斷標(biāo)準(zhǔn)，病程不超過60個(gè)月，未用藥或用藥時(shí)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(fā)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(shí)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(fā)病之前（25例）或發(fā)病時(shí)（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(yán)重程度量表平均得分為（3.8±2.9）分。

排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）DSM-IV軸I的診斷不是精神分裂癥；（2）明確中樞神經(jīng)系統(tǒng)疾病，如中風(fēng)，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(yán)重的過敏史。

1.2 工具

1.2.1 自編臨床基本特點(diǎn)調(diào)查表

包括患者的人口學(xué)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(gè)條目，分為4個(gè)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(gè)條目，其中13個(gè)精神癥狀按0-4級評分，11個(gè)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(yán)重有病，7=極嚴(yán)重。

1.2.3 檢測認(rèn)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(gè)條目：總應(yīng)答數(shù)、完成分類數(shù)、正確應(yīng)答數(shù)、錯(cuò)誤應(yīng)答數(shù)、完成第一個(gè)分類所需應(yīng)答數(shù)、概念化水平百分?jǐn)?shù)、持續(xù)性應(yīng)答數(shù)、持續(xù)性錯(cuò)誤數(shù)、持續(xù)性錯(cuò)誤的百分?jǐn)?shù)、非持續(xù)性錯(cuò)誤、不能維持完整分類數(shù)、學(xué)習(xí)到學(xué)會(huì)。

1.2.3.2 重復(fù)性成套神經(jīng)心理狀態(tài)測驗(yàn)（Repeatable Battery for the Assessmental of Neuropsychological Status,RBANS）［14］

該系統(tǒng)包括12個(gè)條目，分為五個(gè)因子結(jié)構(gòu)：注意、言語、視覺廣度、即刻記憶和延時(shí)記憶。

1.2.4 住院患者煙草使用狀況調(diào)查表

包括一般情況、吸煙情況、吸煙態(tài)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(xiàn)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(yán)重程度量表（Fagerstrfm Test for Nicotine Dependence，F(xiàn)TND）［15］

分為6個(gè)條目，3個(gè)條目為0-1級評分，3個(gè)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(jìn)行信度和效度的檢測［16］。

絕大多數(shù)患者在入院1周之內(nèi)完成量表測查，少數(shù)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(jīng)過嚴(yán)格培訓(xùn)及一致性測定的研究人員（組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC≥0.8）收集詳細(xì)的臨床資料，并進(jìn)行測查。

1.3 統(tǒng)計(jì)方法

所有資料用Epidata3.0輸入，采用SPSS11.5軟件分析。進(jìn)行χ2檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、秩和檢驗(yàn)、單因素相關(guān)分析等。所有的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均采用雙側(cè)檢驗(yàn)，以P≤0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2結(jié) 果

2.1 吸煙組與非吸煙組臨床基本特點(diǎn)比較

表1顯示兩組患者的臨床基本特點(diǎn)差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)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(rèn)知功能比較

兩組患者間除威斯康星卡片分類的正確應(yīng)答數(shù)和錯(cuò)誤應(yīng)答數(shù)得分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義外， RBANS總分及各分量表分、威斯康星卡片分類的其他項(xiàng)目分差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（均P>0.05）。非吸煙組(N=55)的正確應(yīng)答數(shù)高于吸煙組(N=26)［ （50.6±18.2）vs.( 42.2±14.3)，t=2.02，P=0.040］，而錯(cuò)誤應(yīng)答數(shù)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(diǎn)、精神癥狀、認(rèn)知功能的相關(guān)性

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

3討 論

本研究以首發(fā)精神分裂癥患者為研究對象，避免了住院環(huán)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(rèn)知功能之間相互關(guān)系。

本研究結(jié)果表明首發(fā)分裂癥男性患者的吸煙檢出率為50%,與國內(nèi)外報(bào)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(fā)病之前或發(fā)病時(shí)開始吸煙，這一結(jié)果說明精神分裂癥的高吸煙率并非是由住院環(huán)境、藥物等因素所造成的，而是精神分裂癥本身內(nèi)在因素決定的，支持精神分裂癥的某些方面的因素導(dǎo)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(diǎn)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(xué)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(yán)重得多,與Iancu的研究結(jié)果相似［18］，說明吸煙是精神分裂癥病情嚴(yán)重的一個(gè)標(biāo)志，可能的解釋是尼古丁激活邊緣系統(tǒng)導(dǎo)致多巴胺能系統(tǒng)功能增強(qiáng)，促使易感病人最終發(fā)展成為精神分裂癥或增加病情的嚴(yán)重程度［5,19］。最近在活體中進(jìn)行正電子斷層掃描技術(shù)也證實(shí)吸煙增加了多巴胺的釋放［20］。在本研究中：首次精神癥狀發(fā)生年齡、首次住院年齡與煙齡的長短、開始嘗試吸煙時(shí)年齡呈正相關(guān),這一結(jié)果支持吸煙是精神分裂癥病因?qū)W上的一個(gè)高危因素的假說。

在認(rèn)知功能評估方面，選擇國外普遍使用的認(rèn)知功能測查工具：重復(fù)性成套神經(jīng)心理狀態(tài)測驗(yàn)（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(diǎn)是，快捷方便、省時(shí)省力，在床邊即可進(jìn)行，一般在25-30分鐘之內(nèi)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(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但在WCST中非吸煙組的正確應(yīng)答數(shù)、錯(cuò)誤應(yīng)答數(shù)顯著好于吸煙組，提示吸煙組患者的抽象概括、工作記憶、認(rèn)知轉(zhuǎn)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(diǎn)、精神癥狀、認(rèn)知功能相關(guān)性時(shí)還發(fā)現(xiàn)，RBANS測驗(yàn)總分、即刻記憶因子分、視覺廣度因子分、注意因子分、延時(shí)記憶因子分與開始嘗試吸煙時(shí)年齡呈正相關(guān)，即吸煙年齡越早認(rèn)知功能受損越重，說明吸煙可能也是精神分裂癥認(rèn)知功能受損程度的一個(gè)標(biāo)志。相關(guān)的遺傳學(xué)報(bào)道：Alpha-7尼古丁受體基因的變異與精神分裂癥及某些認(rèn)知功能具有高度相關(guān)性［21］，AIpha7及Alpha4Beta2受體在記憶過程中十分關(guān)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(huì)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(dǎo)致精神癥狀和認(rèn)知功能受損嚴(yán)重，吸煙行為是對本身相關(guān)的基因缺陷的一種自我調(diào)節(jié)，但本研究為橫斷面研究，其機(jī)理還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

參考文獻(xiàn)

［1］Gof DC, Henderson DC, Amico E. Cigarette smoking in schizophrenia:relationship to psychopathology and medication sideefects ［J］.Am J Psychiatry,1992,149:1189-1194.

［2］Gurpegui M ,Martinez-Ortega JM, AguilarM C, et al. Smoking initiation Smoking initiation and schizophrenia:a replication study in a Spanish sample.Schizophr Res.2005 Jul 1,76(1):113-118.

［3］McEvoy JP, Brown S. Smoking in first-episode patients with schizophrenia［J］. Am J Psychiatry,1999, 156:1120-1121.

［4］Lavin MR，Siris SG, Mason SE. What is the clinical importance of cigarettes smoking in schizophrenia［J］? Am J Addict, 1996, 5:189.

［5］Weiser M, Reichenberg A, Grotto I, et al. Higher rates of cigarette smoking in male adolescents before the onset of schizophrenia:ahistorical-prospective cohort study［J］. Am J Psychiatry,2004，161:1219-1223.

［6］Vincenzo De Luca, Albert HC Wong, Daniel J Muller. Evidence of association between smoking and a7 nicotinic receptor subunit gene in schizophrenia. Neuropsychopharmacology ，2004，29:1522-1526.

［7］李彩霞，楊麗君，黃堂輝，等.男性精神分裂癥患者吸煙的影響因素［J］.華西醫(yī)學(xué)，2006,21:433-434.

［8］Aguilar MC, Gurpegui M, Diaz FJ, et al. Nicotine dependence and symptoms in schizophrenia［J］.Br J Psychiatry,2005,186:215-222.

［9］Sacco KA, Termine A, Seyal A, et al. Efects of cigarette smoking on spatial working memory and attentional deficits in schizophrenia［J］.Arch Gen Psychiatry,2005,62:649-659.

［10］Lieberman J, Phillips M, Gu H,et al. Atypical and conventional antipsychotic drugs in treatment-naive first-episode schizophrenia:a 52-week randomized trial of clozapine vs chlorpromazine［J］. Neuropsychopharmacology, 2003, 28:995-1003.

［11］何燕玲，張明園.陽性和陰性癥狀量表的中國常模和因子分析［J］.中國臨床心理學(xué)雜志，2000，8：65-69.

［12］張明園.精神科評定量表手冊［M］.第二版.長沙：湖南科學(xué)技術(shù)出版社，1996:81-126.

［13］吳文源.臨床療效總評量表［J］.上海精神醫(yī)學(xué)，1984，2：77.

［14］張寶華，譚云龍，張五芳，等.重復(fù)性成套神經(jīng)心理狀態(tài)測驗(yàn)的信度、效度分析［J］.中國心理衛(wèi)生雜志，2008，12：865-869.

［15］Fagertrom KO, Healtherton TF, Kozlowski LT. Nicotine addition and it's assessment［J］. Ear Nose Throat J,1990,69:763-765.

［16］Niu TH，Chen CZ，Ni JT，et al. Nicotine dependence and its familial aggregation in Chinese［J］.Int J Epidemiology，2000，29:248-252.

［17］J.de Leon J, Diaz FJ. A meta-analysis of worldwide studies demonstrates an association between schizophrenia and tobacco smoking behaviors［J］.Sch Res,2005,76:135-157.

［18］Iancu I, Sapir AP, Shaked G, et al. Increased suicidal risk among smoking schizophrenia patients［J］.Clin Neuropharmacology,2006,29:230-237

［19］Corvin A, O'Mahony E, O'Regan M, et al.Cigarette smoking and psychotic symptoms in bipolar affective disorder［J］. Br J Psychiatry, 2001, 179:35-38.

［20］Brody AL,Olmstead RE, London ED, et al.Smoking-induced ventral striatum dopamine release［J］. Am J Psychiatry, 2004, 161:1211-1218.

第7篇：經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

論文關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長，就業(yè)彈性，協(xié)整分析

 

一、引言

經(jīng)濟(jì)增長和充分就業(yè)是我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策的主要目標(biāo)。 改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)迅猛增長，根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》資料計(jì)算，1978-2009年年均GDP增長率達(dá)到9.89%，而就業(yè)的增長率只有2.16%，近幾年來更是持續(xù)出現(xiàn)了“高增長，低就業(yè)”的局面。經(jīng)濟(jì)的快速增長卻伴隨著就業(yè)增長的瓶頸，這就引起了大家的思考，經(jīng)濟(jì)增長不能帶動(dòng)就業(yè)增長嗎?二者之間存在怎樣的關(guān)系呢？

一般認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間存在正相關(guān)的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長越快，越能吸納更多的勞動(dòng)力就業(yè)。美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿瑟·奧肯（1962）通過研究美國經(jīng)濟(jì)增長與失業(yè)率之間的關(guān)系，得出奧肯定律：u=-0.5（y-2.25），當(dāng)經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長率高于自然增長率一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，失業(yè)率將下降0.5個(gè)百分點(diǎn)。這個(gè)定律經(jīng)常在經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中被提及或引用。William Seyfried(2004)選取1990-2003年美國十個(gè)州的經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)的數(shù)據(jù)，通過函數(shù)分析，得出經(jīng)濟(jì)增長對促進(jìn)就業(yè)具有短期效應(yīng)。鄧志旺，蔡曉帆協(xié)整分析，鄭棣華等（2002）分析了中國1985-1994年的就業(yè)彈性，認(rèn)為就業(yè)彈性系數(shù)只是稍有震蕩，整體上變化不大，從而認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長可以拉動(dòng)就業(yè)的進(jìn)一步增長，所謂中國的“高經(jīng)濟(jì)增長，低就業(yè)增長”的矛盾并不存在。

而一些學(xué)者并不同意這個(gè)觀點(diǎn)，程永宏（2005）梳理了新古典經(jīng)濟(jì)增長理論、凱恩斯主義經(jīng)濟(jì)增長理論和新經(jīng)濟(jì)增長理論中經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)之間的關(guān)系，并結(jié)合中國關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)資料，得出結(jié)論：經(jīng)濟(jì)增長并不必然會(huì)帶來就業(yè)的增長，二者之間的一致性缺乏堅(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ)；經(jīng)濟(jì)增長伴隨就業(yè)下降的現(xiàn)象非常普遍，在一定條件下，經(jīng)濟(jì)增長可能抑制就業(yè)增長。龔玉泉、袁志剛(2002)肯定了中國的就業(yè)彈性呈現(xiàn)下滑趨勢，并認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長之間存在非一致性的關(guān)系，雖然經(jīng)濟(jì)高速增長，但就業(yè)增長率逐漸下降，失業(yè)和下崗人員逐步增多。劉鍵等（2009）計(jì)算了1978-2005年經(jīng)濟(jì)增長率，就業(yè)增長率及就業(yè)彈性系數(shù)，得出我國就業(yè)彈性與經(jīng)濟(jì)增長是負(fù)相關(guān)的，就業(yè)增長率與經(jīng)濟(jì)增長率是弱正相關(guān)的，經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)之間不存在一致性的關(guān)系的結(jié)論。王艾青（2006）從過度勞動(dòng)角度分析了經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)增長的不一致性的原因，他認(rèn)為當(dāng)前我國很多行業(yè)存在過度勞動(dòng)的現(xiàn)象，過度勞動(dòng)不會(huì)影響宏觀的經(jīng)濟(jì)增長速度，但是過度勞動(dòng)卻擠占了就業(yè)崗位，抑制了就業(yè)增長；資本的盈利與經(jīng)濟(jì)的增長所應(yīng)該帶來的就業(yè)增長均被過度勞動(dòng)抵消，甚至在某些個(gè)別行業(yè)或領(lǐng)域還出現(xiàn)就業(yè)負(fù)增長的情況。

我國的經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)之間的關(guān)系到底怎樣？本文借助1978-2009年我國GDP和就業(yè)的數(shù)據(jù)，對我國經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)彈性進(jìn)行分析，并從整體和分三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析，根據(jù)分析結(jié)論，提出相應(yīng)的政策建議。

二、我國經(jīng)濟(jì)增長率與就業(yè)彈性分析

（一）總體就業(yè)彈性分析

由于經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)變動(dòng)的關(guān)系在數(shù)量上會(huì)表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性，即就業(yè)的增長率與經(jīng)濟(jì)增長率之間的比率， 可以依據(jù)對我國經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)彈性的考察來判定經(jīng)濟(jì)增長與就業(yè)變動(dòng)的一致性問題小論文。當(dāng)就業(yè)彈性為正值時(shí)，彈性越大，吸收勞動(dòng)力的能力就越強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)增長對就業(yè)的拉動(dòng)作用越強(qiáng)，反之則越弱。在就業(yè)彈性為負(fù)值時(shí)，會(huì)出現(xiàn)兩種情況：第一協(xié)整分析，經(jīng)濟(jì)負(fù)增長而就業(yè)增加，此時(shí)就業(yè)彈性的絕對值越小，對就業(yè)的“吸入”效應(yīng)就越?。坏诙?，經(jīng)濟(jì)正增長而就業(yè)減少，此時(shí)，就業(yè)彈性的絕對值越小，對就業(yè)的“擠出”效應(yīng)就越小。

表1我國GDP增長率、就業(yè)增長率和就業(yè)彈性值

 

年份

GDP增長率

就業(yè)增長率

就業(yè)彈性

年份

GDP增長率

就業(yè)增長率

就業(yè)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(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)體制由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)進(jìn)行轉(zhuǎn)變，在我國社會(huì)主義的市場經(jīng)濟(jì)條件下，政府發(fā)揮著獨(dú)特的作用，政府與市場也有著較為獨(dú)特的關(guān)系。

而政府與市場的關(guān)系，主要體現(xiàn)于它們對社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活的作用。在這種作用中，存在以下幾種情況：政府與市場都有效；政府有效、市場失靈；政府失靈、市場有效；政府與市場都失靈。

一、政府與市場都有效

政府與市場各自擔(dān)負(fù)著自己的職能，對社會(huì)的資源配置、公民生活都有效地發(fā)揮著各自的作用，其中以教育為典型。社會(huì)中有以政府主辦的公立學(xué)校，亦有以私人出資開辦的私立學(xué)校，二者各有所長，各能滿足不同學(xué)生群體的不同需求。私立學(xué)校有著公立學(xué)校通常所不能及的特點(diǎn)，如：充裕的教學(xué)資金、對學(xué)生提供個(gè)性化的服務(wù)等；同樣公立學(xué)校有著私立學(xué)校所沒有的優(yōu)點(diǎn)，如：以低廉的學(xué)費(fèi)就可獲得高質(zhì)量的教育。此二者的互補(bǔ)關(guān)系恰恰體現(xiàn)了政府與市場同時(shí)有效、互補(bǔ)長短的特點(diǎn)，而這種互補(bǔ)關(guān)系可以保證社會(huì)更好的發(fā)展。

在這種情況下，政府與市場應(yīng)在各自范圍內(nèi)履行好各自的職責(zé)，相互彌補(bǔ)空缺，同時(shí)不干預(yù)對方的正常運(yùn)行。

二、政府有效、市場失靈

政府有效，市場失靈主要體現(xiàn)于兩種情況。首先是一些基礎(chǔ)的公共物品與資源。由于公共物品的非競爭性與非排他性，市場機(jī)制不利于公共物品供給的有效實(shí)現(xiàn)。如法律法規(guī)等公共物品，市場無法亦無權(quán)提供，必須由政府來提供以保障基本的社會(huì)與經(jīng)濟(jì)秩序。再如道路交通與國防等一些市場因利益關(guān)系不愿提供或市場無法提供的公共物品，若強(qiáng)制由市場提供，則會(huì)導(dǎo)致高成本、低效率等現(xiàn)象產(chǎn)生。此時(shí)，這些公共產(chǎn)品都應(yīng)當(dāng)由政府來提供。在這種關(guān)系下，就是政府以其之長來彌補(bǔ)市場之短，使整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活完整化。

其次，由于完全自由競爭的市場必然會(huì)導(dǎo)致壟斷，以及市場無法消除外部效應(yīng)等原因，必須由政府來充當(dāng)市場秩序的維護(hù)者的角色，以宏觀調(diào)控等手段，來避免壟斷、消除外在效應(yīng)、以及對社會(huì)資源與財(cái)產(chǎn)進(jìn)行再分配。

即在該情況下，政府應(yīng)當(dāng)堅(jiān)決履行好自己的職責(zé)，不出現(xiàn)“缺位”的現(xiàn)象。對于市場失靈要以以宏觀調(diào)控來加以調(diào)節(jié)，把握好政府對市場調(diào)節(jié)的力度與范圍，不以行政手段強(qiáng)制干涉市場運(yùn)行，尊重市場規(guī)律，以確保社會(huì)經(jīng)濟(jì)的良好發(fā)展。

三、政府失靈、市場有效

這屬于市場為主導(dǎo)的一種自然狀態(tài)。這種狀態(tài)主要體現(xiàn)于一般商品的提供，如日常消費(fèi)品等。原因在于，這種產(chǎn)品由市場來提供，由于市場本身就具有通過價(jià)格機(jī)制來調(diào)整供求關(guān)系，從而使得資源配置達(dá)到最優(yōu)的能力，則市場可根據(jù)供求關(guān)系自發(fā)調(diào)節(jié)以達(dá)到均衡狀態(tài)。而這種商品若由政府提供，政府則由于自身的種種限制反而會(huì)導(dǎo)致壟斷的產(chǎn)生，進(jìn)而出現(xiàn)供給效率低下等現(xiàn)象。

在市場更為有效的情況下，政府不能“越位”干涉應(yīng)由市場自身來調(diào)節(jié)的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。政府應(yīng)當(dāng)定位于維護(hù)市場秩序，以市場“保護(hù)者”的姿態(tài)，只在市場需要政府干預(yù)時(shí)以宏觀調(diào)控來輔助市場經(jīng)濟(jì)的有效運(yùn)行。

四、政府與市場都失靈

此種情況主要存在于，如、民俗文化等一些公民的精神需求。這些精神文化層面的東西若由政府引導(dǎo)，則其發(fā)展會(huì)受到一定的限制；而若由市場引導(dǎo)，則又會(huì)由于利益驅(qū)使等因素導(dǎo)致額外的問題產(chǎn)生。因此，它們往往需要除政府與市場之外的第三部門，如民間組織、社團(tuán)等來促進(jìn)其發(fā)展，以達(dá)到更好的效果。

在這種情況下，政府與市場都應(yīng)尊重第三部門的獨(dú)立發(fā)展，在必要時(shí)予以經(jīng)濟(jì)、政策上的幫助，以實(shí)現(xiàn)第三部門滿足政府與市場都不宜滿足的公民的需求。

綜合以上四種情況，我們可以看到，市場的自發(fā)性與盲目性，以及市場不能實(shí)現(xiàn)公平分配與維護(hù)經(jīng)濟(jì)秩序等特點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致市場失靈的出現(xiàn)。此時(shí)就需要政府以宏觀調(diào)控等手段來對市場進(jìn)行維護(hù)與調(diào)節(jié)，從而克服市場自身的缺陷。

但由于政府某些干預(yù)行為會(huì)產(chǎn)生市場的低效率、政府的某些的干預(yù)行為的非公正性、政府某些政策的失誤以及政府干預(yù)可能導(dǎo)致尋租行為的產(chǎn)生等特點(diǎn)，使得政府也會(huì)產(chǎn)生失靈的狀況。此時(shí)，應(yīng)當(dāng)尊重市場的自然規(guī)律，同時(shí)加強(qiáng)對政府的監(jiān)督，以保證政策的制定與執(zhí)行以及政府的運(yùn)行處于公平合理的狀態(tài)下，減少政府失靈的產(chǎn)生，使得政府合理干預(yù)行為的有效性提高。

政府與市場應(yīng)共同努力，著力于實(shí)現(xiàn)政府干預(yù)與市場調(diào)節(jié)互補(bǔ)長短，即以政府干預(yù)之長彌補(bǔ)市場調(diào)節(jié)之短，同時(shí)以市場調(diào)節(jié)之長來淡化政府干預(yù)之短，即經(jīng)濟(jì)學(xué)家所推崇的“凸性組合”。

總的來說，在市場經(jīng)濟(jì)體制下，尤其是我國社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制下，政府已然不能像計(jì)劃經(jīng)濟(jì)中，對生產(chǎn)與資源分配等進(jìn)行事先計(jì)劃，而是應(yīng)當(dāng)扮演服務(wù)者的角色，以市場為基礎(chǔ)，來引導(dǎo)與理順政府與市場的關(guān)系。應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持效率優(yōu)先并兼顧公平的原則，以宏觀調(diào)控來調(diào)節(jié)資源配置。要盡力避免市場失靈與政府失靈的產(chǎn)生，同時(shí)發(fā)揮政府與市場各自所長，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)的良好運(yùn)行。

參考文獻(xiàn)：

[1]夏書章.行政管理學(xué)（第五版）[M].廣州：中山大學(xué)出版社.2013.6

第9篇：經(jīng)濟(jì)與政治的關(guān)系范文

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；股票市場；分析

（一）變量和數(shù)據(jù)的選取

為了檢驗(yàn)證券市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)性，我所選取的指標(biāo)有：一是經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)；二是股票市場發(fā)展的指標(biāo)。

本文分別采用了經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)、證券市場發(fā)展的指標(biāo)（市場資本化率、換手率、交易率、股票市場依存率、上市公司數(shù)量）來進(jìn)行分析。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)

利用stata軟件分析國內(nèi)生產(chǎn)總值與上證指數(shù)和深證指數(shù)之間存在的關(guān)系，分析情況如下：

本文采用2005-2015的年度國內(nèi)生產(chǎn)總值與上證指數(shù)和深圳指數(shù)的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，如表3.1所示的，使用stata軟件計(jì)算得出國內(nèi)生產(chǎn)總值與上證和深圳指數(shù)存在正相關(guān)，但是由于相關(guān)系數(shù)數(shù)值只有0.0924和0.2369，表示國內(nèi)生產(chǎn)總值與兩者之間的存在的相關(guān)性不太顯著，因此我們需要進(jìn)一步研究證券市場中的那些變量影響了我國經(jīng)濟(jì)的增長。由圖3.1我們可以看出上證指數(shù)與深證指數(shù)的走勢基本相似，然而利用stata軟件算出上證指數(shù)與深證指數(shù)的相關(guān)系數(shù)為0.9263，說明上證指數(shù)與深證指數(shù)之間存在顯著相關(guān)性。

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由表3模型估計(jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)資本化率（CAP）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）會(huì)增長4335.84元；當(dāng)換手率（TOR）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)增長266.2441元；當(dāng)交易率率（VAL）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)減少311.3249元；當(dāng)市場依存率（SDR）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)減少39724.65元；當(dāng)上市公司數(shù)量（GS）每增長1%，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)增長240.6668元。

2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

由表3中的數(shù)據(jù)可以得到可決系數(shù) R2=0.9784，修正的可決系數(shù)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(yàn)：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(shè)：=====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(shù)量”等變量聯(lián)合起來確實(shí)對“國內(nèi)生產(chǎn)總值”有顯著影響。

t檢驗(yàn)：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(shù)據(jù)可得，與、、、、對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)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(yīng)當(dāng)拒絕：=（j=4），也就是說當(dāng)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(shù)量（GS）”分別對被解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值”都有顯著影響?！敖灰茁剩╒AL）”所對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)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(nèi)生產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)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(shù) R2=0.9784，修正的可決系數(shù)為2=0.9712，模型的擬合優(yōu)度高，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，P

變量CAP、TOR和GS的回歸系數(shù)為正值，三個(gè)變量都顯著地進(jìn)入回歸模型中，并且與GDP呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，由此我們可以知道，資本化率、換手率和上市公司的數(shù)量對經(jīng)濟(jì)增長起著積極作用；股票市場依存度SDR的回歸系數(shù)為-39724.65，說明股票市場依存度對我國經(jīng)濟(jì)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(jié)論是中國證券市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系總體上是正相關(guān)。

參考文獻(xiàn)