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經濟與政治的關系范文1
關鍵詞：上證指數 宏觀經濟指標 回歸 協整
問題的提出
隨著我國股市呈現健康發展態勢，股市與宏觀經濟之間的密切關系完全展現出來。2003-2006年，在寬松的宏觀調控政策背景下，改革之后的A股出現了一輪大的“牛市”現象。2007年宏觀調控政策也由“適度從緊”變為“從緊”，股市政策的轉向“打壓泡沫”直接作用于股市，而市場對宏觀經濟的預期也轉入悲觀，加上國外的金融危機，導致股市各指數在2008年上半年持續下跌。
2008年底，由于指數的回調幅度過大，且之前的“從緊”政策顯效，政府推出4萬億投資計劃以及一系列擴大內需的刺激措施，為我國經濟率先復蘇并對世界經濟增長作出了巨大貢獻。貨幣政策開始由“從緊”轉向“適度寬松”，指數下跌至1664點開始超跌反彈。
到2009年8月IPO發行重新啟動，及在歐洲債務危機的影響下，股指達到反彈高點后回調震蕩。2010年7月，在市場大宗商品價格持續走高的背景之下，“適度寬松”的貨幣政策繼續執行，A股快速大幅拉升。2011年由于國內通脹越來越嚴重，政府開始實行“寬松的財政政策，從緊的貨幣政策”，加上美國信用評級下降及歐洲債務危機的擴散，指數一路下行。
關于宏觀經濟與股市之間的關系，目前國內學者在這方面所作了相關研究（劉曉亮、張召春，2010；謝尚才、代飛，2011；李孝強，2002；周海燕、周孝華，2005），但現有研究對于變量的選取限于理論，并沒有給出定量有力的論證，而且得出的有些結論，有些甚至大相徑庭。所以本文提取出前人涉及到的一系列變量，做出了變量上的剔除選取。本文利用消費價格指數來消除經濟數據受通貨膨脹的影響，對變量的原始數據作了預處理。然后進一步分析上證指數與選取出來的宏觀經濟指標的關系。
模型的估計與調整
本文采取1992-2010年股價簡均數作為上證指數的年度數據。涉及的宏觀經濟指標如下：Y為上證指數，X1為工業增加值，X2為貨幣供應量，X3為年利率，X4為人民幣儲蓄存款，X5為國內生產總值，X6為股票成交金額，X7為固定資產投資，X8為進出口差額。
為了計算真實的宏觀經濟與股市波動情況，首先必須在使用的經濟指標中排除通貨膨脹的影響。即不能用現行的價格指標計算，而要用不變的價格指標計算。所以必須對統計年鑒中的數據進行初步的處理，全部除以消費價格指數。
（一）對經濟變量的進一步選取
做八元一次線性方程的簡單回歸，得
Yt=1268.49-0.3275X1+1.1745X2-102.7922X3+0.9935X4-1.3103X5+ 0.9648X6-3.5182X7+10.8359X8
R2=0.9726 R2=0.9508 F=44.4509
由此可見，模型R2=0.9726，R2= 0.9507，可決系數很高，F檢驗值44.4509，較顯著。但是X2、X3、X4、X5的P值大于 0.05，說明t檢驗不顯著，而且X7的系數為負與預期相反，這表明很可能存在嚴重的多重共線性。
計算所有變量的相關系數，得到相關系數矩陣（見表1）。由相關系數矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關系數較高，證實確實存在嚴重多重共線性。因此采用逐步回歸的辦法，檢驗和解決多重共線性問題。分別就Y對X1，X2，X3，X4，X5，X6， X7，X8進行一元回歸，結果如表2所示。
其中加入X6的方程R2最大，以X6為基礎，順次加入其它變量逐步回歸。得到最終效果比較好的5個變量，考慮刪除變量X2，X3，X5，X7，利用最小二乘擬合得到回歸方程為：Yt=694.56-0.39X1+ 2.23X4+1.01X6-3.37X7+7.28X8，而且各個解釋變量的t檢驗都已通過，并且R2= 0.955312，可決系數很高。整個模型也通過了F檢驗，說明剔除變量后模型得到了改善。最終選取變量為：Y，X1，X4，X6， X7，X8。
（二）對經濟指標進行協整回歸
1.繪制時間序列圖。從時序圖中（見圖1）可以看出 X4，X6， X7顯示出非平穩性，所以為了進一步探究其平穩性，對其單整階數進行考察。檢驗結果如下：
Y的t檢驗統計量值-2.199830大于相應臨界值，從而不能拒絕原假設，表明 存在單位根，是非平穩序列。同樣的方法可以得到：X4的t檢驗統計量值4.493726大于相應臨界值，從而不能拒絕原假設，表明X4存在單位根，是非平穩序列；X6的t檢驗統計量值1.555322大于相應臨界值，從而不能拒絕原假設，表明X6存在單位根，是非平穩序列；X7的t檢驗統計量值4.562589大于相應臨界值，從而不能拒絕原假設，表明X7存在單位根，是非平穩序列；對X6進行一階差分后對其進行單位根檢驗，DX6的t檢驗統計量值-7.286384小于相應臨界值，從而拒絕原假設，表明DX6不存在單位根，是平穩序列。
在5%的顯著性水平下，殘差序列的t檢驗統計量值為-4.678685，均小于相應臨界值，表明其不存在單位根，是平穩序列，因此Y和X1，X4，X6， X7，X8之間存在協整關系。表明它們之間有長期均衡關系。但從長期來看，可能會出現失衡，為了增強模型的精度，可以把協整回歸式中的誤差項et看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把 X1，X4，X6， X7，X8 的變化與長期行為的變化聯系起來，誤差修正模型的結構如下：
然后用最小二乘法估計回歸模型，得到回歸方程：
Yt=407.5592+0.007883X1+1.71895X4+
t=（2.273528）（0.053049） （4.468）
0.629126X6-6.632844X7+5.553747X8+
（6.211） （-2.343） （1.943）
0.672311et
（1.726144）
R2=0.945884
DW=1.184301
從模型結果來看，相關系數R2已經足夠大，而且各個變量均已經通過t檢驗，DW檢驗已通過，各個變量的非平穩性已經消除，所以表明擬合效果已經得到了改善。
2.繪制殘差圖以及擬合效果圖（見圖2、圖3）。從效果圖中也可以看出真實值與擬合值已經相差無幾，擬合效果較好，而且殘差在零點附近波動。
結論
通過實證研究可知，上證綜合指數與多數宏觀經濟變量的水平序列為不平穩序列，但是上證綜合指數與工業增加值，人民幣儲蓄總額、股票成交金額、固定資產投資、貨物進出口差額的一階差分序列為平穩序列，且變量之間存在長期協整關系，這意味著我國的股票市場已經可以在一定程度上反映宏觀經濟發展情況。本文針對模型中比較明顯的關系進行說明：
首先，股指與貨物進出口差額正相關，說明股指與匯率具有負相關關系，即人民幣在升值通道中，對股價有促進作用，特別是在升值初期。自2003年以來，人民幣升值預期的存在已導致較多的游資充斥我國資本市場。從協整模型來看，股指與人民幣儲蓄存款總額的正相關，說明隨著人民儲蓄的增加會導致股指的增加，其實這是由于儲蓄的增加會導致投資的增加，必然引起股指的增加。
其次，股指和固定資產投資負相關，說明固定資產投資越多，股指反而下降，其實對個人而言，利率代表投資，對企業而言，利率代表企業從資本市場間接融資的成本；在個人投資資本市場，投資者放棄銀行存款的機會成本。2006年以來，股指和利率存在著同時上漲的局面，這一現象，筆者認為利率與股價的負相關，是在整體宏觀經濟均衡的情況下有效。而工業增加值與股指的正相關關系，則說明歸根結底，股市的繁榮基于實體經濟。雖然我國的股市存在著一些不成熟的表現，但是總體上還是以宏觀經濟為基礎的，尤其是2006年以來，由于所得稅改革等因素，上市公司整體利潤的增加，為股市的上漲提供了基本面的支撐。
參考文獻：
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2.謝尚才，代飛.貨幣政策對股票市場影響的差異化研究―基于不同經濟背景下的實證分析[J].宏觀經濟研究，2011（7）
3.李孝強.上證指數與宏觀經濟指標協整關系的實證分析[J].預測，2002，21（4）
4.周海燕，周孝華.我國股價指數與宏觀經濟變量關系分析[J].上海金融，2005（8）
經濟與政治的關系范文2
關鍵詞：品牌；品牌價值；品牌管理；企業競爭力
一、引言
品牌無論作為一種經濟現象，還是作為一門科學，都已經遠遠超越其保證品質和服務，象征身價和財富的范疇，成為推動經濟發展和文化進步的無形力量。一個企業是否擁有知名產品和服務品牌，既表明其經濟實力和市場地位，也反映其持續發展能力；一個國家擁有多少著名品牌，既是衡量其經濟發展水平的重要標志，也反映著國家形象和國家競爭力。在經濟全球化時代，品牌是一個國家和企業走向國際市場的金鑰匙，只有過硬的品牌，才能立足于世界經濟之林，在全球化的市場競爭中取得主動權。
二、品牌價值及其來源
品牌價值是什么，如何與企業商號、商譽價值進行區分一直是一個有爭議的問題。許多學者認為，品牌就是被用來識別賣主產品的某一名次、辭句、符號、設計以及它們的組合，而商標作為商品或服務的標記，與品牌的內涵并無區別，品牌價值就是商標的價值。而企業商號、商譽則重在反映企業整體的形象，其價值高低說明企業整體贏利能力的大小、收益水平的高低，不是用來表征企業某一品牌產品怎樣的。因此，盡管兩者價值有交叉的地方，但它們有明顯的區別。但也有學者認為，品牌與產品、企業本身是很難分離的，即使企業名稱與品牌不同，比如，很難把奔馳汽車和戴勒姆?克萊斯勒公司分開。因為，企業的管理水平、產品的質量水平和品牌價值是息息相關的。
品牌對企業有重要的價值，這一點是毋庸置疑的，對于品牌價值的來源，卻有著不同的看法。從目前看，對品牌價值的闡述主要從兩種角度出發：財務角度和營銷角度。許多人認為品牌價值來源于品牌的資產價值或財務價值，即給企業帶來超出無品牌產品銷售的溢價收益，它的變化將直接增加或減少公司的貨幣價值。目前絕大多數的品牌評價方法也以此為出發點。
部分學者開始從市場營銷以及消費心理學的角度認識品牌價值。他們認為品牌是由一系列包括產品功能利益、服務承諾以及情感的象征性價值等構成的復合組織。所以創建成功品牌就是一個品牌獲得了可持續的差異優勢，它體現了特定產品或服務的真正價值。品牌價值之所以有價值，是因為它對消費者有價值，反映消費者根據自身需要對某一品牌的偏愛、態度和忠誠程度，品牌價值構成要素主要包括兩個部分：品牌知曉度和品牌形象。前者指人們對品牌名稱的知曉程度，具體反映在品牌記憶和品牌識別兩個方面；后者指人們在品牌知曉的前提下，與品牌建立起的一些聯系，即一種品牌態度網絡的形成。具有強大品牌資產價值的品牌不僅應有較高的知名度，而且更重要的是與消費者建立起一些聯系，讓消費者聯想到它所代表的利益所在來打動消費者的心，進而產生購買決策。
三、基于品牌價值的企業競爭力提升
我國多數品牌、甚至許多知名品牌與國外著名品牌有很大不同。第一，從總體上看，我國品牌的生命周期相對短暫，不少品牌從興到衰只有短短兩三年的時間；第二，品牌導入迅速、知曉期短暫，默默無聞的品牌在強大的廣告宣傳下，幾個月、甚至幾周內就能夠成為所謂的“知名品牌”，而國外著名品牌往往都經過數十年的歷練才造就了目前的地位；第三，品牌退出突然，由于管理不善，不少品牌在出現危機后無力應對，很快銷聲匿跡；第四，品牌競爭力不濟，在面對國外品牌的競爭下，許多品牌失去了市場地位；第五，過分依賴廣告，一旦廣告投入下降，品牌價值隨即急劇縮水；第六，缺乏對品牌文化特征和技術特征的整體性培育，品牌形象相對雜亂、僵硬。因此，應針對中國品牌發展的現狀，建立具有中國特色的品牌價值管理體系。
（一）經營品牌價值，培養企業競爭力
企業從經營產品向經營品牌的戰略思想的演變充分體現了社會經濟高度發展后以人為本的價值回歸。企業擁有強勢品牌和經營品牌的能力，才是真正屬于企業的競爭力。經營品牌價值，就是對品牌價值進行評估、分類，通過投資和運營，充分利用不同品牌價值，實現企業可持續發展的過程。
品牌價值是提高市場份額有力保障。品牌價值可以增加或減少顧客所購買的價值，因為它能夠為顧客解釋、加工并儲存大量有關他們所購買的產品的信息，還會影響顧客的購買決定；品牌的品質認定和品牌聯想都可以影響到顧客的消費滿意程度。即使它們不能夠保證顧客會將其作為唯一的選擇品牌，也能夠勸說顧客盡量地使用本品牌而不是促使他們去嘗試其它品牌。品牌價值還可以左右銷售渠道，經銷商與顧客一樣，對那些共同認可的強勢品牌有更大的信心。所以一個強勢品牌在占領貨架和進行市場促銷方面都占有優勢。品牌價值能增加企業優勢，使企業能夠憑借這種優勢把競爭者的客戶爭奪過來，從而導致市場份額在不同企業之間重新分配。因此，建立以品牌價值為導向的資源組織和資源配置模式，并通過對顧客價值的有效經營才能夠真正提升企業的競爭能力，最終獲得持久的競爭優勢
（二）樹立品牌價值管理的新理念，形成企業競爭力
從中國品牌價值管理的現狀出發，中國的品牌價值管理應樹立四種新理念，即生命周期觀、競爭觀、文化觀和科技觀。
生命周期觀要求管理者從生命周期的角度對品牌價值實施管理。一個品牌的正常發育和成長要經過進入期、知曉期和知名期。這是一個漫長的積累過程，需要企業認真的進行塑造、經營。任何急功近利的行為勢必導致品牌發育的缺陷，并最終成為品牌夭折的隱患。在品牌的進入期，品牌必須依靠產品具有競爭力的功能特性來贏得特定的市場，即合理的產品定位同相適應的市場定位相結合。此時，品牌價值管理的重點是將特有的產品功能傳遞給需要的客戶群，讓他們熟悉品牌的名稱、標識、符號、圖案以及品牌所傳遞出來的品牌意識。在知曉期，企業應著力打造品牌的美譽度、忠誠度，利用口碑作用吸引更多的潛在顧客、實現品牌的重復購買和價值增值。在知名期，品牌價值已經達到高位，管理的重點就在于對品牌值的維護。一旦品牌不幸進入衰退期，此時就應通過投入產出分析，選擇對品牌進行重振或放棄。
競爭觀要求管理者在進行品牌價值管理時應將整個管理過程置于競爭分析的框架之內。即分析品牌所處“五力”競爭環境，包括潛在對手的競爭力、供應商的議價實力（競爭力）、客戶的議價實力（競爭力）、替代產品或服務的競爭力以及現實對手的競爭力，并據此制定相應的管理規劃，提升品牌的競爭力和價值。由于競爭環境極大地影響了品牌生命周期的變化，所以五種競爭力的變化也決定了管理手段要隨之變化，并適時地調整品牌戰略，制定相應的品牌定位、品牌延伸、品牌投入、品牌傳播以及品牌保護等。
文化觀要求管理者在產品和服務兩個層面對品牌進行塑造和管理。一般品牌能否成為高文化品牌，主要看產品文化含量的大小和美學附加值的高低。高文化品牌所體現的外在美學價值顯而易見，它的內在本質，主要體現為消費者在接受產品時，企業通過產品傳達給他什么樣的人生意義、社會價值或其它文化啟迪。包裝和商標是品牌的外在形象。品牌的包裝和商標設計同產品內在品質應該一樣考究。名牌企業在進行商標和包裝設計時，都刻意追求一種文化價值，不僅注重商標和包裝的形狀和色彩吸引力，更注重通過商品和包裝傳達品牌的一種思想觀念，增強名牌商標的寓意和文化感召力。
科技觀要求管理者對品牌的質量和產品創新進行有效管理。通過加大科研投入，將科研開發與生產經營之間的斷環連接起來，加快產品市場化、商品化速度，更好地面向市場開發適銷對路的產品，提高產品開發創新的效率，增強企業的核心競爭力。同時，通過樹立科技觀，加大技術投入，確保產品或服務質量，以質量求生存，以質量求發展，以質量鑄就品牌。將專業技術、經營管理、數理統計和培訓教育結合起來，建立起產品的研究、設計、生產、服務等全過程的質量體系，從而有效地利用人力、物力、財力、信息等資源提供出符合標準要求和用戶期望的產品或服務。
（三）建立以客戶為導向的品牌價值管理體系，提高企業競爭力
對于品牌管理，西方發達國家創立并不斷發展的品牌經理制，這是一種以銷售為導向的管理方式，銷售額成為最基本的考核指標。但對于我國市場而言，用銷售來反映品牌價值及其管理績效顯得過于單純，而往往難以揭示品牌管理的內在規律。事實上，品牌依存于客戶，對我國本土品牌更是如此。品牌生存和品牌價值提升的前提在于擁有一定數量的客戶，市場競爭的本質在于品牌對顧客忠誠的爭奪。品牌要贏得客戶，就必須明了客戶的期望并通過自身的管理來滿足甚至超越客戶的期望。關注客戶、服務客戶已成為品牌管理的準則。只有將品牌價值管理的目標和客戶的需求和期望有機結合起來，品牌才能生存、壯大，品牌價值才能提升。根據中國品牌不夠成熟、品牌管理基礎相對薄弱的特點，應在吸收品牌經理制優點的基礎上，強化對品牌價值的整體控制與管理，建立具有中國特色的以客戶為導向的品牌管理體系。
1、建立以客戶為導向的品牌文化。確立客戶決定企業命運的核心價值觀，培養各部門的客戶意識，把客戶利益和企業利益統一起來。特別是企業的最高管理者必須主動積極地向企業員工宣講客戶滿意度的重要性，并在實際工作中體現顧客至上的管理理念，提倡換位意識，倡導員工從顧客的角度來看待問題、解決問題。
2、創新以顧客為導向的品牌營銷體系。產品或服務的最終使用者是客戶，他們的需求應該成為企業努力開發的指導方向。這就需要企業不斷地升級客戶數據庫和管理信息系統；加強產品線績效的評估，建立評估體系；找出最佳客戶，并追蹤不同顧客群的消費能力；迅速區隔客戶群，針對最具吸引力的客戶群提供更高品質的產品；建立和完善客戶滿意系統。
3、利用CRM進行品牌價值管理。CRM即客戶關系管理系統，它是將科學管理理念通過信息技術的手段集成在軟件上面，形成一個前臺系統，包括市場、銷售和服務三大領域。使用信息技術，對相關業務功能進行重新設計，并對相關工作流程進行重組，以達到留住老客戶、吸引新客戶、提高客戶利潤貢獻度的目的。在目前的管理實踐中，CRM普遍作為企業對客戶的管理手段，其目的是為了提升企業利潤，而品牌價值的提升只是CRM的副產品。但作為以客戶為導向的品牌價值管理而言，應當主動而充分地借助CRM所提供的信息平臺，將CRM擴展為品牌價值管理的支柱，對品牌所針對的客戶進行全面管理，將單純孤立的品牌營銷轉化為滿足顧客需求的管理實踐，從而達到擴大市場、延長生命周期、提升品牌價值的目的。
綜上所述，企業提升品牌價值是一項復雜艱巨的系統工程，與企業的發展戰略相融合，制定一個持之以恒的長期計劃是提升品牌價值的關鍵所在。面對國際市場競爭的環境，國內企業必須通過嚴格的管理制度，不斷提高產品和服務質量。同時，要加大品牌戰略研究和策劃，從企業的組織結構、管理效率、營銷策略等方面，全方位提高品牌的國際競爭力。
參考文獻：
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經濟與政治的關系范文3
【關鍵詞】政治程序 經濟后果 利益均衡
一、會計準則的“政治程序觀”與“經濟后果觀”的興起
1.“政治程序觀”。在無會計管制下，由于信息不對稱，按照公司意愿生產的信息不能滿足投資者的需要，公司與投資者之間的博弈可能導致選擇上的“囚徒困境”。因此，公司與投資者需要一個共同的者――會計準則制定機構根據雙方的利益制定會計信息生產的準則。從政治學角度看，會計準則制定權是權力主體通過制定會計準則，規范權力客體會計行為的一種能力。經濟上占統治地位的社會主體必然取得政治上的權力。誰擁有政治資源也就擁有了獲得政治權力的基礎。政府擁有生產資料，暴力工具等資源，與企業投資者、股東、債權人相比，有顯著的優勢。會計準則的實施需要有強有力的權威來保證，政府是最佳的選擇。從經濟學角度看，會計準則是一種公共物品，具有非排他性，由此決定了人們不能像從市場上自主控制消費品一樣控制會計準則的消費，交易費用的存在使人們不可能通過私人方式達成協議，私人不能提供公共品，只能由政府來提供。從實踐角度看，當今世界相當多國家的會計準則的制定過程中，政治因素對會計準則制定的博弈過程有著重大的影響，甚至由政府部門直接頒布實施，“政治程序觀”認為會計準則的制定過程實際上是一種政治程序，是政治化的過程。
2.“經濟后果觀”。會計準則的經濟后果一般是指會計信息依據會計準則產生并提供給信息使用者，不同會計準則產生不同的會計信息，從而影響各利益主體的利益分享和社會資源分配格局。會計準則的“經濟后果觀”是在20世紀60年代出現的和“技術觀”相對立的一種觀點。簡言之，就是不同的會計準則和會計程序形成各個主體不同的利益分配格局。美國的另一位學者Rapaport在《會計準則的經濟影響》中也提出相似的觀點。通常在有效市場下，只要公司對其所運用的會計政策做出充分披露，市場便會識破由會計政策變動所引起的盈余變化，做出敏感反應。但大量實證研究表明，不影響現金流量的會計政策最終會影響公司股價，對于這一現象的解釋，就是所謂的會計“經濟后果觀”。
二、對“政治程序觀”與“經濟后果觀”的評析
1.“政治程序觀”評析。我國基本會計準則制定以借鑒英美模式為主，具體會計準則借鑒了國際會計準則，這與1990年前后的知識存量以及1992年以后國際化的主流意識形態有關。謝德仁認為不論是1992年以前還是以后，中國會計規則制定權合約安排變遷具有供給主導型變遷以及政府干預的特征。陳冬華、陳信元以世紀星源的非貨幣易為例，對我國的會計準則制定進行案例研究后發現，會計準則的制定不僅僅是會計層面的技術問題，還關乎利益協調的政治問題。杜興強指出我國上市公司管理當局幾乎不參與我國會計準則的制定。會計準則作為一種公共物品，由于交易費用的存在，只能由政府提供，這樣可利用政府的強制性克服因“搭便車”造成的公共物品的短缺。在我國，會計準則的性質一直被界定為行政法規。政府確實能夠彌補某些市場失靈，但是對于某些失靈，政府卻是無能為力的。因此，在制定會計準則的過程中，該如何處理政府與各利益主體的關系，制定程序如何規范仍存在不少問題。
2.“經濟后果觀”評析。會計準則是一種微觀經濟政策，具有經濟后果。許多知名學者從多角度對會計準則的經濟后果展開了研究，一般認為會計準則對經濟的影響體現在三個方面：一是對公司財務報告的接受者的影響。面對不同信息內容的財務報告，股東將會做出不同的抉擇。二是對搭便車者的影響。在公司財務報告公開后，那些并不是公司法定財務報告的接受者，可以無代價地取得公司報告信息。三是對報告公司自身的影響。報告公司為了取得市場的正面評價，而選擇使得財務報告更“漂亮”的經濟行為。這樣準則就不再是一個純技術性的規范了。當制定中的準則會影響企業的凈利潤時，利益主體在參與準則制定過程中，必然努力消除這些影響，最后準則成為各利益主體能接受的結果。關注會計準則的經濟后果，要求制定機構具有高度的獨立性和權威性，制定人員有廣泛的代表性，制定程序的科學性和民主性，以實現準則制定的公平性和有效性。該觀點顯然忽視了與政治程序相結合，缺乏從政治角度來分析會計準則的經濟后果，兩者如何結合，發揮相得益彰的作用有待進一步研究。
三、對我國會計準則制定的啟示
結合本文對兩種觀點的分析，筆者認為我國會計準則制定模式是：堅持政府主導的在會計目標約束下的政治程序與經濟后果相結合。
1.政府主導與程序民主相結合。在我國，會計準則的性質被界定為行政法規，法律對全社會具有最高約束力。立法程序應該彰顯民主的理念，保障民眾的參與權利，擴展民眾參與的渠道或形式。因此，在準則制定過程中，應注重程序民主，充分聽取各方意見，吸收更多的利害關系集團參與，使會計準則具有較高的權威性與有效性。我國準則制定幾乎淡化了經濟后果，像聽證會這樣的公開程序，尚未進入制定機構的議事日程，從而制定的準則難免帶有制定者的自身效用。為了維護各方利益，在準則制定機構中應該吸收各利益主體的代表，使公有制經濟與其他多種所有制經濟的利益代表都有權參與會計準則的制定。
2.加強會計準則制定的獨立性。我國目前的會計準則制定機構是會計準則委員會，隸屬于財政部會計司。只有加強準則制定機構的獨立性，才能保證準則制定過程的獨立性，制定結果的公正性。準則制定機構的獨立性主要是人員的獨立以及經濟的獨立，這就需要把準則制定機構從現有的行政體系中分離出來，成為一個獨立運行的機構，吸引政府界、學術界、職業界等優秀人才來參與準則研究與制定。準則制定機構的經費應由政府財政部承擔，但對準則制定的技術方面不干預，準則制定機構獨立地從事研究、制定等技術工作。
3.體現各相關主體利益均衡性。會計準則具有經濟后果，其制定過程必然引起各利益集團的關注，尤其是那些可能會承擔不利經濟后果的利益集團，必然會試圖對準則的制定或修訂施加影響，以迫使準則制定機構改變可能對其不利的規定。會計準則制定行為就是這種由政府、會計職業界、投資者、債權人等利益相關者基于自身利益，對制定中的準則實施各種政治策略的行為。目前我國對會計準則的研究大多借助于邏輯推理和主觀判斷，往往局限于規范研究，較少考慮經濟后果。借鑒美國經驗，我國也應對會計準則的經濟后果開展實證研究，對頒布前的準則經濟后果進行預測，考慮社會各界對準則的需求和準則實施的影響，以促進準則制定合理性，體現各相關主體利益均衡，增強準則的有效性。
參考文獻：
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經濟與政治的關系范文4
【關鍵詞】股票價格指數 房地產銷售價格指數 經濟增長 VAR模型 Granger因果檢驗
股票市場是已經發行的股票按時價進行轉讓、買賣和流通的市場,包括交易所市場和場外交易市場兩部分。由于它是建立在發行市場基礎上的,因此又稱作二級市場。股票市場是建立社會主義市場經濟的內在要求,是推動經濟體制改革、完善市場機制、建立健全現代企業制度的重要手段之一。在過去的十幾年間,我國的股票市場從無到有,從小到大,今天已發展成為我國國民經濟的重要組成部分,并在國民經濟發展中發揮了積極的作用。十幾年來,股票市場為國民經濟建設籌集了大量資金,對推動國有企業改革、建立現代企業制度、促進經濟結構的調整起到了十分重要的作用。
房地產市場是有關房地產開發、生產經營、流通和消費的內在運行機制,是房地產經濟運行的樞紐,是社會主義市場體系中的一個相對獨立并且具有明顯特征的專門化市場。房地產經濟的發展,直接影響到宏觀經濟的健康運行,因而研究房地產市場與我國經濟之間的關系很有現實意義。1998年以來,房地產投資在我國經濟和投資增長中起著重要作用。房地產投資額和銷售額年均增長率達20%以上,房地產業對經濟的拉動作用已達到2個百分點左右,成為我國國民經濟支柱產業之一。
20世紀80年代以來,隨著全球經濟的不斷發展,股票市場和房地產市場的規模不斷擴大,資產價格的波動對經濟政策不斷提出新的挑戰。特別是在20世紀90年代,許多國家資產價格極度膨脹引發了金融危機,對經濟的長期發展造成了不利的影響,股票市場和房地產市場與經濟發展的關系日益受到學者們的重視。在我國,隨著股票市場和房地產市場規模的不斷擴大和完善,這兩個市場的變動對國民經濟的影響也越來越重要。但是,由于股票市場的不成熟和制度性缺陷,股票市場的發展與宏觀經濟的發展產生了背離,股價指數波動幅度較大。股票市場的不成熟使得大量的資金流入房地產市場,房地產市場成為重要的投資場所,中國的房地產市場出現了過熱的現象。目前中國股票市場、房地產市場同中國宏觀經濟的變化關系比較復雜,二者在我國的宏觀經濟政策傳導中起著重要的作用,房地產價格和股票價格的不斷波動對于通貨膨脹的影響也較其他經濟變量明顯,尤其是近兩年來,房地產價格和股票價格都出現了過熱的趨勢,這必然對經濟發展產生一定的影響。因此,分析股票市場和房地產市場與經濟增長的關系,揭示二者對我國經濟增長的作用,是客觀認識股票市場和房地產市場在我國國民經濟中的地位以及進一步發展這兩個市場的前提。
一、變量選取與數據來源
通常情況下,股市發展狀況是以股票價格指數來衡量的。股票價格指數是觀察、分析和研究各國或各地區經濟形勢和經濟周期的重要指標。盡管十幾年來深滬股市在波動的幅度上有所差異,但總體趨勢是一致的,滬市和深市股票波動走勢有較強的相關性,比較而言,滬市更具代表性,因而本文選取上證綜合指數來代表我國股票市場價格的總水平。本文以季度平均股價指數(滬市月度收盤指數的平均值)代表股票市場的發展。2006、2007、2008年數據來源于上海證券交易所網站上公布的統計月報,其余年份來源于大智慧軟件數據。在數據處理上,考慮到股票市場的不確定性和波動性,我們取上證綜合指數季度數據的對數,這不僅能使數據更加平滑,也能在檢驗中消除數據的異方差,同時將指數趨勢轉換為線性趨勢,記為LNSHZ。
本文以房屋銷售價格指數代表房地產的發展。我國公布的房屋銷售價格指數為同比指標,同比指數以前一年的同期為基期,需要將其轉化為以2001年為基期的指數。具體的處理方法為:第一期的房屋銷售價格指數=第一期的房屋銷售價格同比指數;其他期的房屋銷售價格指數=本期房屋銷售價格同比指數?鄢上期房屋銷售價格指數。再對指標取對數,記為LNFZ。數據來源于中國資訊行高校財經數據庫數據整理結果。
本文以國內生產總值代表經濟發展水平。由于在中國公布GDP季度數據為季度累計值,所以由兩季的差值來代表每季的GDP。數據來源于中國資訊行高校財經數據庫。對季節調整后的數據取對數值,對數變換的好處是其一階差分能近似表示變量的變動率,用lnGDP 表示。在本文研究中將以2001年第1季度到2008年第2季度的房地產銷售價格指數、上證綜合指數和國內生產總值的季度數據為樣本進行實證分析,共選取了30組數據。
本文擬采用VAR 模型來對股票市場價格指數、房地產價格指數和經濟增長的關系進行研究。在進行VAR 模型分析之前,首先對各變量進行單位根檢驗。為了增強檢驗結果的穩定性,本文采用ADF 統計量對變量序列進行單位根檢驗。其次,采用Johansen 極大似然法對變量序列進行協整檢驗,由于VAR模型對滯后長度的選擇非常敏感,而傳統的信息準則(如AIC等)無法確保VAR模型的殘差項是白噪聲,本文通過拉格朗日乘數檢驗(Lagrange Multiplier test)來選取能夠使VAR模型的殘差項沒有顯著自相關的最短滯后長度作為解釋變量的滯后期。最后,在變量序列存在協整關系的基礎上,建立反映長期均衡和短缺調整關系的VECM模型并對變量序列進行Granger因果關系檢驗,對股票市場價格指數、房地產價格指數和經濟增長的關系進行研究。
二、實證分析
對時間序列的分析是通過建立以因果關系為基礎的結構模型進行的。這種分析背后隱含的假設就是數據是平穩的。因此往往需要對時間序列的平穩性進行檢驗,在不平穩的時候盡量進行轉換使之變成平穩的序列,以保證t檢驗、F檢驗的可信性。
但是如果兩列時間序列數據表現出一致的變化趨勢,即使他們之間沒有任何經濟關系,進行回歸也可以表現出較高的可決系數。也就是說,這些經濟變量之間可能存在一定的長期均衡關系,也就是所謂的協整關系。本部分將在這一思想的基礎上進行實證分析。
1、各變量的平穩性檢驗(ADF檢驗)
首先,對LNFZ做ADF檢驗。因為ADF=0.373755,分別大于不同檢驗水平的三個臨界值,所以LNFZ是一個非平穩序列。此情形下,應該繼續對其差分序列進行單位根檢驗。
LNFZ的差分序列(LNFZ)做ADF檢驗的結果見表1。
因為此時ADF=-3.750799,分別小于不同檢驗水平的三個臨界值,所以差分序列LNFZ是一個平穩序列,因此LNFZ～I(1),為一階非平穩序列。
然后,對LNSHZ做ADF檢驗。因為ADF=0.232099,分別大于不同檢驗水平的三個臨界值,所以LNFZ是一個非平穩序列。此情形下,應該繼續對其差分序列進行單位根檢驗。
LNSHZ的差分序列(LNSHZ)做ADF檢驗結果見表2。
因為ADF=-1.969125,分別小于5%和10%檢驗水平的臨界值,所以在5%的顯著性水平下,差分序列LNSHZ是一個平穩序列。因此LNSHZ～I(1),為一階非平穩序列。
最后,同理對LNGDP做ADF檢驗。因為ADF=2.414514,分別大于不同檢驗水平的三個臨界值,所以LNGDP是一個非平穩序列。此情形下,應該繼續對其差分序列進行單位根檢驗。
LNGDP的差分序列(LNGDP)做ADF檢驗結果見表3。
因為ADF=-5.921555,分別小于不同檢驗水平的三個臨界值,所以差分序列LNFZ是一個平穩序列,因此LNGDP～I(1),為一階非平穩序列。
從上述LNFZ、LNSHZ、LNGDP的ADF檢驗結果可以看出,它們都不是平穩的,但是它們的一階差分都是具有平穩性的,即是I(1)型,因此,可以考慮考察三者之間的協整關系。
2、協整檢驗(Johansen檢驗)
正如我們前面所提到的,雖然一些經濟變量的本身是非平穩序列,但是,它們的線性組合卻有可能是平穩序列。這種平穩的線性組合被稱為協整方程,且可解釋為變量之間的長期穩定的均衡關系。
這里我們采用Johansen極大似然法檢驗三個指標之間是否存在協整關系。關于滯后期的選擇,本文根據拉格朗日乘數檢驗(Lagrange Multiplier test)來選取能夠使VAR模型的殘差項沒有顯著自相關的最短滯后長度作為解釋變量的滯后期,最后確定滯后期為3。Johansen檢驗的結果見表4。
可知,在5%的顯著性水平下接受協整向量個數r=1的假設。由于協整關系度量系統的長期穩定性,因此以上定義的宏觀經濟系統是一個穩定系統,說明LNGDP、LNSHZ、LNFZ 三個指標存在長期穩定關系。
從對LNGDP 標準化的協整方程來看,協整方程中LNFZ對LNGDP的影響最大,即房地產價格指數對宏觀經濟的影響更大;而LNSHZ對LNGDP的影響相對較小。從具體的長期數量關系來看,LNGDP對LNFZ的彈性為1.497129,在5%的水平下顯著,具有較大的彈性,該估計結果表明,在房價指數與國內生產總值的長期均衡關系中,LNFZ增加1%,將使LNGDP 增加1.497129%,二者之間存在著正向的長期均衡關系,房地產市場的發展對經濟增長的發展有正向的作用。LNGDP對LNSHZ的彈性是-0.5198940,在1%的水平下顯著,說明LNGDP和LNSHZ成弱的負相關關系。該估計結果表明,在上證綜合指數與國內生產總值的長期均衡關系中,LNSHZ增加1%,將使LNGDP減少0.519894%,二者之間存在著反向的長期均衡關系。說明股票市場的發展不但沒有促進經濟的發展,反而在一定程度上阻礙其發展。
3、向量誤差修正模型(VEC)
由于LNGDP、LNFZ、LNSHZ存在協整關系,因此建立修正模型(VEC),反映短期和長期動態均衡關系的誤差,具體結果見表5。
誤差修正模型度量了長期穩定性對短期波動產生的抑制作用。誤差修正模型可以看出,被解釋變量LNGDP的波動有兩部分引起。
一是LNGDP、LNFZ、LNSHZ短期波動的直接影響,其中LNFZ對LNGDP的短期影響彈性為-4.54367
(-3.045748,-1.497922),房地產價格的短期波動會對經濟發展造成不利影響,而LNSHZ對LNGDP的短期影響彈性為-0.8443(-0.135020,-0.709281),股價短期波動也會對經濟發展造成影響,而且房地產價格的影響可能更高一些,這可能源于房地產在經濟發展中的作用更大的緣故。
二是長期均衡關系的調整。方程誤差修正系數為0.011016,在5%的水平下顯著。說明長期均衡趨勢偏離的收斂機制在起作用。當短期波動偏離長期均衡時,經濟系統將以0.011016的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態,協整關系或長期穩定關系對當期的LNGDP 產生刺激作用。
4、Granger因果檢驗(Granger causality tests)
Granger因果檢驗的前提要求是平穩的時間序列,從理論上講,直接對非平穩的時間序列GDP、FZ、SHZ進行因果檢驗會導致F 檢驗的無效,由此得到的結論也就缺乏置信度,所以應該用差分后形成的平穩時間序列進行因果檢驗。在本文中,由于已用X-11方法消除了季節性因素和隨機因素,且三個變量之間存在協整關系,因此可以進行變量間的Granger因果關系檢驗。Granger因果檢驗對滯后長度的敏感度很大,如前所述,從實證上看,股票市場、房地產市場作為宏觀經濟的“晴雨表”,其波動周期要比宏觀經濟周期提前約半年的時間,因此選擇滯后期為3。Granger因果檢驗結果如表6所示。
從表6可得出以下結論:
其一,房地產銷售價格是引起GDP指數的granger原因。
其二,房地產銷售價格指數與股指之間不存在Granger因果關系。
其三,上證綜合指數與GDP指數之間不存在Granger因果關系。
向量誤差修正模型揭示的長期關系顯示,股價指數和經濟增長指標之間有著負向相關關系,但在因果關系檢驗中卻不存在股價指數與GDP指數的雙向因果關系,這就說明股市的總體發展并沒有導致經濟的增長,股市的發展對我國經濟的貢獻很小。這一方面可能源于我國股市的不成熟和它的制度性缺陷,另一方面也可能是由我國股市的總量規模較小導致。房地產價格指數與經濟增長指標之間的相關關系為正,且存在雙向的因果關系,這說明在樣本期間內,房地產發展已經成為中國經濟增長的一個源泉,而且經濟增長也會促進房地產業的發展。
三、結論及建議
國外學者在股票市場發展和經濟增長關系上的主流看法――股票市場發展和經濟增長相互促進――并不適用于我國?；貧w結果顯示,在過去幾年間,我國股票市場發展對經濟增長的作用是相當有限的,更有甚者,股票市場發展可能不利于經濟增長。盡管我國股市具有很強的投機性,但它的發展也并非完全脫離宏觀經濟發展狀況,宏觀經濟的發展與股票市場存在長期的均衡關系。但因目前股票市場的發展還不成熟,中國股票市場的發展與經濟增長之間的相關性十分微弱,經濟的增長并沒有促進股票市場的繁榮,相反在一定程度上阻礙了其發展。所以,我們眼下不應該過分地強調股票市場在經濟發展中的作用。其次,股價指數與國內生產總值之間沒有任何因果關系,說明在這段時期股票市場并沒有充分發揮其應有的功能,在考慮促進我國股票市場健康運作,推動經濟發展的政策上,應致力于長久的結構和制度性的調整。改善股票市場對宏觀經濟增長作用的途徑,根本還在于證券市場本身的完善和規范,提高上市公司質量,擴大市場規模;調整政府角色,減少政府對股票市場的直接干預,加強政府的監管與引導功能;改善股市結構,培育機構投資者,把理性投資者培養成為市場的主導力量,減少股市的投機行為,同時應該規范股票市場的發展,不應該一味地促其發展;重點發展金融中介體,特別是存款貨幣銀行,讓存款貨幣銀行在資源配置過程中起主導性作用。
房地產銷售價格指數和國內生產總值之間存在著顯著的正相關關系,說明兩者之間存在長期穩定的均衡關系,且二者之間還存在著雙向的因果關系,這說明我國房地產業的發展與經濟增長之間存在正向的相互影響作用。一方面,房地產銷售價格的變化可以由國家宏觀經濟發展狀況來解釋,房地產市場的變化和經濟基本相協調;另一方面,房地產發展已經成為中國經濟增長的一個源泉。但是,過高的相關系數必須引起注意,近年來,中國經濟快速增長,基于對經濟增長的良好預期,房地產開發投資迅速增長,海外資金也大量涌入中國房地產市場。同時,房地產發展資金依賴銀行信貸、市場規范性較差、市場信號傳導不暢、市場主體難以清晰地把握市場信息,這些都潛伏著很大的風險。因此,政府應主要考慮對房地產價格的調控,加強市場的規范、促進信息的透明、建全信用體系、推動市場的自發調節、降低系統性風險,使我國的房地產價格保持在正常的軌道之中,防止房地產泡沫的產生。
房地產銷售價格指數和股票價格指數之間也存在一個長期穩定的均衡關系,二者存在著微弱的反向關系,表明房地產和股票作為居民可供選擇的投資工具,對于二者的投資仍存在一定的相互替代關系;二者沒有任何的因果關系,這說明股價指數的波動并不會引起房地產價格指數的波動。這一實證結果的政策意義是,雖然虛擬經濟的影響力正在不斷提升,但我國虛擬經濟的調整并不會引起實體經濟的變化。
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經濟與政治的關系范文5
［關鍵詞］ 教育支出 經濟增長 面板數據
一、前言
教育作為一種準公共產品，具有較強的正外部性，其對社會福利的影響主要體現在對社會經濟增長的影響上。在知識經濟時代，經濟增長不單純依靠物質資本、有形資產，科技和人力資本已經成為當今世界經濟競爭的核心要素，而教育作為一種無形資產，是人力資本積累和發展的重要途徑。眾所周知，我國是一個人口大國，要將富足的人口最大程度地轉換為人力資源，主要還在于教育。
對于教育支出對經濟增長的效應問題，國內外學者們已大致作了以下研究：美國經濟學家舒爾茨(1961)在對美國1929年至1957年教育投資增量的收益率作了測算，發現1929年至1957年美國教育對國民經濟增長的貢獻率為33%，認為教育可以通過提高勞動生產率，進而促進經濟的增長。Helms(1985)利用美國48個州1965年到1979年數據回歸發現，增加教育支出可以提高以個人收人表示的經濟增長。我國學者沈利生等(1999)認為人力資本投資的收益率高于物質資本。王超等（2004）在進行我國教育與經濟增長的實證研究中得出結論：作為一種特殊的公共支出，教育投入對經濟增長的貢獻將大大高于諸如資本品的其他要素投入對經濟增長的貢獻。而智立紅等(2007)通過1995年到2005年我國國內生產總值與教育投資額和基本建設投資關系的實證研究，得出國家基本建設投資對國內生產總值的貢獻要高于教育投資。
華東地區是我國資本和勞動力較為活躍的經濟地區。從1996年到2005年，華東地區總教育經費支出占GDP的比重的情況如表1所示，其趨勢變動如圖1所示。教育具有較強的公共性，特別在我國，教育支出大部分是由國家財政支出的。表2給出的是2000年若干國家公共教育支出占GDP的比重?？梢粤私獾?，即便在我國的華東地區，總的教育支出規模還處于不高的水平，并且近年來這種水平還呈現出有所下降的趨勢。本文的重點就在于考察華東地區教育支出對經濟增長的關系并以此得出相應的政策建議。
表1：華東地區歷年教育經費支出總額占GDP比重（1996年-2005年）
數據來源：中國統計年鑒，作者整理。
圖1：華東地區1996年-2005年教育經費支出占GDP比重趨勢圖
表2：世界若干國家2000年公共教育支出占GDP的比重（單位：%）
資料來源：東北財經大學經濟與社會發展研究院“教育政策研究課題組”。
二、實證分析
（一）模型設定
根據新古典增長模型Y=f(K,L)，經濟增長取決于資本存量和勞動力供給。本文采用柯布-道格拉斯生產函數（Cobb-Douglas production function）進行生產，生產函數形式為：
我們將這個生產函數進行合理的簡單擴展，把教育支出作為一種教育資本的投入，結合社會物質資本以及勞動供給，在其他條件不變的假設下，考察教育支出對經濟增長的影響。如前文所述，教育作為一種典型的無形資產，那么與其相對應的便是有形物質資本，因此本文選取了較具代表性的固定資本形成總額作為典型的物質資本的投入。將①式化為對數形式：
由于面板數據（Panel Data)是指n個不同實體在T個不同時期被觀測的數據。模型中的系數可能會受被忽略的實體差異的影響，比如各地區氣候條件差異、文化底蘊不同等因素?？紤]到這些影響，本文將結合使用固定效應模型（FEM）的方法來處理。
綜合上述分析，根據②式的形式，本文建立如下計量模型來解釋宏觀經濟因素，尤其是教育支出對于經濟增長的影響。模型將不隨時間變化但在各省市之間不同的難以觀測的變量納入，避免了由地區固定效應產生的遺漏變量。再考察解釋變量教育支出（ED），固定資本（FK）和勞動供給（L）與被解釋變量國內生產總值（GDP）之間的相關性。模型采用對數-對數模型，這是因為：（1）能夠較好地描述解釋變量和被解釋變量之間的相對變化；（2）能夠在一定程度上消除異方差的影響；（3）較符合柯布-道格拉斯生產函數。
理論模型：
其中，是常數項，是待估參數，ε是誤差項，i表示不同的實體，t表示不同的時間。GDP是指地區的國內生產總值，用以描述經濟增長。ED指教育支出，其系數測度教育支出對經濟增長的影響。FK是指固定資本，用以描述社會主要的物質資本對經濟增長的影響。L指地區就業人數，用以描述勞動力的供給。Z表示不隨時間變化但在省際間發生變化的遺漏變量。（二）數據選取
本文所用數據均來自《中國統計年鑒》（1997-2006）。由于1996年以后才有各地區的教育經費支出數據，且2006年起不再統計年末從業人數，因此，本文使用的是華東地區六省一市即上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西和山東，從1996年到2005年的面板數據。
根據已建立的模型，數據的具體選取如下：（1）GDP值：各地區歷年國內生產總值；（2）教育支出（ED）：選取各地區教育經費支出總額作為社會的教育資本投入，它包括了公共教育支出以及非公共教育支出；（3）固定資本（FK）：各地區固定資本形成總額，用來代表社會物質資本的投入；（4）就業人數（L）：各地區歷年從業人數。
特別指出，整理得到的歷年各地區國內生產總值（GDP）、教育支出（ED）、固定資本（FK）都根據《中國統計年鑒》（2007）以1985年為基年的居民消費價格指數（CPI）進行了平減處理，從而得到可比的實際數據。（三）實證檢驗
本文采用去均值實體（Entity-demeaned）的OLS法，通過STATA 9.0對面板數據基于已經設定的模型進行估計?；貧w結果如表3所示：
表3：華東地區教育支出對經濟增長影響的回歸結果
注：系數下的括號給出的是系數的標準誤。符號**表示系數在1%顯著性水平下在統計上是顯著的，符號*表示系數在5%的顯著性水平下在統計上是顯著的。
可以看出，模型的擬合效果較好，擬合優度達0.9946。因為F值較大，模型在總體上是顯著的，說明方程具有較強的解釋能力。而且模型的所有參數均通過顯著性水平為0.05的參數顯著檢驗。
依照模型的回歸結果，我們可以得出以下結論：
在考慮了地區固定效應的情況下，教育支出、就業人數和固定資本總額都對經濟增長有著顯著的正相關，教育支出、就業人數的回歸系數較大，而固定資本的系數較小。教育支出每增加1%，GDP增加0.4710%；勞動供給每增加1%，GDP增加0.5287%；固定資本每增加1%，GDP增加0.2369%。結合實際情況與回歸結果，可以看出兩點：首先，教育支出對經濟增長有明顯促進作用，其影響高于固定資本對經濟增長的影響，這在一定程度上說明了人力資本對經濟增長的作用已經超過了物質資本的影響；其次，教育支出的系數與固定資本總額的系數之和與就業人數系數的比較，從某種程度上揭示了華東地區的經濟中資本與勞動力這兩大要素的發展情況。
三、結論與政策建議
基于以上的實證分析，為了更好地發揮教育支出對我國華東地區經濟增長的促進作用，并作為全國范圍的參考，本文給出了以下政策與建議：
（一）從總體看，教育支出的增長率與經濟增長率存在顯著正相關。華東地區是我國經濟較發達的地區，在消除了省際差異條件下，教育支出對經濟影響的力度已經超過物質資本投入的影響。因此教育支出應適當增大。由于我國的教育支出幾乎大都是財政支出，因此政府應當負擔起提供這個正外溢性很大的準公共產品的職責。從全國來看，2002年我國政府的教育支出占GDP的比重為2.96%，發達國家這一比重一般在6%左右，而發展中國家平均也為4%。這說明了我國教育支出的總量仍然不足，走依靠科技和提高勞動力素質的內涵式增長道路是必要的。
（二）優化經濟增長的內部結構，提高各要素運作效率。在經濟增長的過程中應該協調各要素的作用，一方面，重視教育科技等無形資產，另一方面，不能忽視物質資本以及勞動力的作用，這樣才不會導致某一要素達到飽和而使其邊際產出下降。只有保持平衡合理，經濟才能更加健康穩定地發展。至于教育體系內部資金運作效率的提高，政府可以考慮從深化教育體制改革等方面入手，科學合理地配置資源，以免造成教育資源的浪費。從而使教育投入的增加能夠最大程度地轉化為人力資本的積累，促進經濟的增長。
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經濟與政治的關系范文6
關鍵詞：信息時代市場經濟環境；編輯職能的轉變；機遇；挑戰
中圖分類號：G213 文獻標識碼：A 文章編號：1672-8122（2012）09-0116-02
隨著經濟體制的轉變和信息科技的發展，當今社會已進入市場經濟環境下的信息時代，制作與傳播各種信息產品的媒介產業和文化產業，已成為我國重要的經濟產業組成部分。編輯活動外部環境的變化，決定了編輯職能轉型的必要性和必然性。擴展編輯職能，以適應市場經濟和數字化出版的需要，已成為一種迫在眉睫的趨勢。
一、編輯必須加強市場意識，延展傳統職能
編輯工作是對人類的社會精神產品包括圖書報刊、廣播電視、網絡、聲像制品等的原稿進行選擇加工，使之廣為傳播的活動。編輯活動的本質是在一定社會環境下通過一系列編輯手段的實施，包括對特定的信息內容進行策劃、選擇和整合，使其產品轉化成不同負載物的文化產品，從而將各種形態的文化傳播并保存下來的生產勞動。傳統意義上的編輯職能，主要有信息采集、組稿、選稿、審稿、加工等環節，當時的編輯活動處于出版活動的前端，編輯的作品一旦進入印刷環節，編輯活動基本大功告成[1]。在原來的計劃經濟時代，編輯活動和編輯部門較少承受來自經濟的壓力，編輯勞動者作為文化生產到文化接受的中間媒介，在文化傳播的層層遞進、傳向讀者的過程中，保持較強的獨立性。而在市場經濟充分發展的社會里，文化產品、精神產品的生產和傳播完全進入市場經濟的驚濤駭浪里，任何文化產品和精神產品都得經受洗禮和考驗。
傳統的編輯活動出現了變化，從單純的不管發行不必承擔經濟責任只需注重出版物內容和質量，到面向市場、滿足讀者需要轉變，編輯模式向以讀者為中心轉變，市場策劃在編輯活動中成為出版活動能否獲得良好經濟效益的第一要點。在知識經濟時代，隨著高新技術和信息技術的快速發展，全球經濟的增長方式已發生發根本性變化，知識超越物質基礎和低端勞動力等因素，成了經濟增長的助推器。
目前，出版業不僅要承擔傳統意義上的文化功能，還要融入到現代國民經濟中去，成為整個國民經濟產業中主要的組成部分。此外，信息科技快速發展，新媒介不斷涌現，傳媒環境復雜化，新舊媒介之間既有競爭也有融合，形成了和以前大為不同的文化傳播環境。
由于計算機網絡等技術的普遍使用，編輯出版工作的各個環節已經實現了自動化與數字化。目前的出版活動不僅僅在媒體的載體與傳播方式上發生了改變，同時對編輯工作活動提出了新的職能要求，編輯工作者要既懂出版又懂市場，還要能掌握現代信息技術和現代出版手段，擁有多元的知識結構和行業素質，以適應市場經濟環境下數字化出版的需要。
在市場經濟不斷深入的今天，文化產品受市場影響極大，編輯職能不得不作出相應的擴展和轉變，由出版的前端延伸到出版的整個過程，即從選題開發、組稿、審稿、編校等原本相對傳統封閉的編輯工作，延展到發行、宣傳等經營活動中去。編輯活動雖然仍以編輯作品為中心，但活動的范圍涵蓋了信息傳播和市場營銷。編輯工作既要兼顧文化又要兼顧市場，既要講究社會效益又要講究經濟效益，不僅要關注市場，而且還要貼近市場、了解市場、引導市場。在市場經濟條件下，注定了要求編輯不但要對書稿的內容和形式負責，而且還要對圖書進入市場后的銷售結果負責任。但是，市場是千變萬化、市場信息常常是不對稱的，發現市場發現商機需要編輯具有敏銳的眼光，更需要做深入細致的調查研究[2]。
因此，編輯在做選題策劃的過程中，首先，要對市場環境進行分析，分析外在的政治、經濟、文化和社會等因素對媒介產品的影響，然后根據自身的規模、特色、渠道等，找出自己能夠滿足社會需求的產品定位，分析自身的優勢、劣勢、機會等，從而發現市場需求，以及如何能夠滿足這種需求，從中找到獲得發展的機遇。其次，要做好宣傳、包裝和營銷工作。要善于選擇合適的營銷策略、發行方式、廣告宣傳、信息反饋渠道等。要想在競爭激烈的出版市場中獲得成功，必須要制訂詳細的營銷策劃方案，給自己準確定位，盡可能地挖掘市場空間，采取多樣化、多渠道的宣傳方式，充分兼顧長期、中期、短期的營銷效應，密切關注市場和讀者心理的發展變化，隨時跟進和調整營銷策略，同時，建立完善的信息反饋制度，采取定期和隨機的方式對分銷渠道進行走訪和考察，協助其做好信息以及對讀者的宣傳和引導工作，并做好售后跟蹤服務，努力取得社會效益和經濟效益的最大化。
在市場經濟環境下，編輯的市場意識應始終貫穿于編輯工作的全過程，只有在編輯確實認識到市場意識存在的重要性時，才可能更有目的性，才可能在編輯工作中發揮更加積極的作用。
二、盡快掌握網絡時代所必需的技能，以適應數字出版產業的需求
