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經濟增長研究范文1
1.經濟增長與名義就業的協整分析
本文對1992－2006年中國經濟增長(GDP)與名義就業人數(L)進行協整檢驗。為了消除異方差得到較平穩的序列，首先對1992－2006年的國內生產總值GDP和名義就業人口數L進行對數化處理，取對數后的變量用LNGDP和LNL表示，而一階差分后的變量用D(LNGDP)和D(LNL)表示。
(1)變量的平穩性檢驗。在檢驗協整關系前，必須用單位根檢驗來判斷兩個變量的平穩性。只有兩變量是一階單整的前提下，它們才有可能存在長期協整關系。ADF平穩性檢驗結果見表1。
表1GDP與名義就業ADF檢驗結果
從表1可以看出，D(LNGDP)和D(LNL)都是平穩的，而LNGDP和LNL都是不平穩的，即D(LNGDP)和D(LNL)是I(0)，而LNGDP和LNL是I(1)，因此，我們認為兩者間可能存在協整關系。
(2)經濟增長與名義就業的協整分析。本文采用Engle和Grange提出的兩步檢驗(AEG檢驗)法對LNGDP和LNL之間的協整關系進行檢驗，相應的得到了LNGDP和LNL之間的回歸方程。
LNL＝10.27025＋0.079439LNGDP（1）
利用Eviews5.0得到了回歸方程1相應的統計特征，其中D.W=0.410679,由此可以初步判斷回歸模型存在自相關。通過對回歸模型殘差序列的Q統計量、序列相關圖和2階LM檢驗可知，該回歸方程確實存在1、2階自相關，因此需要對模型進行序列的修正。
(3)模型的修正。由于公式1的回歸方程存在著1階和2階的自相光，因此我們需要用AR（1）和AR（2）對其進行修正，修正后的回歸方程如下：
LNL＝10.18760+0.086568LNGDP＋Ut
Ut=1.297247Ut-1-0.696507Ut-2(2)
修正后回歸方程的D.W＝2.097864,可能不存在自相關，通過對修正后方程殘差序列Q統計量和序列相關圖的進一步分析可知，修正后的回歸方程不存在自相關。
(4)殘差序列的單位根檢驗。在得到對LNL和LNGDP修正的回歸方程后，我們將進行AEG檢驗的第二步，即殘差序列的平穩性檢驗。其檢驗結果表明，ADF值＝-3.747880，5％水平下的臨界值＝-1.974028，ADF值小于5％水平下的臨界值，由此說明修正后的LNL和LNGDP的殘差序列是平穩的，也就說LNL和LNGDP之間存在長期的協整關系，但是由于其回歸方程的彈性系數只有0.086568，所以兩者間的這種協整關系不是很明顯，經濟增長對名義就業的拉動作用不顯著。
2.經濟增長與有效就業的協整分析
在對經濟增長與名義就業的協整關系進行分析后，本文對中國經濟增長與有效就業的協整關系進行分析。本文選取1992－2006中國國內生產總值GDP和生產要素法測算的有效就業人數RE進行協整分析。同樣，為了消除異方差我們對數據進行對數化處理，取對數后的變量用LNGDP和LNRE表示，而一階差分后的變量用D(LNGDP)和D(LNRE)表示。
(1)變量的平穩性檢驗。對變量序列單位根檢驗的結果如下：
表2經濟增長與有效就業變量序列的ADF檢驗結果
由表2可知，LNGDP和LNRE都是非平穩序列，而他們的一階差分都是平穩的，即LNGDP和LNRE都是I(1)序列。由此可見，兩個變量間可能存在長期的協整關系(2)經濟增長與有效就業的協整分析。運用AEG檢驗對LNGDP和LNRE進行協整分析，得到如下的回歸方程：
LNRE=6.868501+0.318509LNGDP(3)
運用Eview5.0對回歸方程(3)的統計檢驗可知，其D.W=0.463620,由于其D.W值過大，可能存在自相關的問題。通過對回歸方程(3)殘差序列Q統計量和序列相關圖的進一步分析可知，回歸方程存在1階自相關，因此需要對模型進行序列的修正。
(3)模型的修正。本文選取廣義差分最小二乘法中的H-L法對回歸方程（3）進行重新的修正，以便消除序列間存在的自相關。修正后的回歸方程為：
LNRE=7.410613+0.203678LNGDP(4)
對回歸方程（4）進行統計分析可知，其D.W＝1.479183，其D.W值在合理區間內，修正后的回歸方程可能消除了1階自相關的影響。通過對修正后方程殘差序列Q統計量和序列相關圖的進一步分析可知，修正后的回歸方程已不存在自相關。
(4)殘差序列的單位根檢驗。對修正后回歸方程（4）的殘差序列進行單位根檢驗，其檢驗結果表明,ADF值＝－2.830199,5％水平下的臨界值＝-1.974028，ADF值小于5％水平下的臨界值，由此說明表明LNRE與LNGDP兩個序列之間存在協整關系，且由于修正后回歸方程的彈性系數為0.203678，所以我們可以認為LNRE與LNGDP間存在著顯著的協整關系，經濟增長對有效就業有明顯的拉動作用。
二、經濟增長對名義就業和有效就業拉動關系的比較分析
通過上文的討論可知，中國在經濟轉型期經濟增長對名義就業沒有明顯的拉動作用，似乎奧肯定律在中國失效了?？赏ㄟ^對經濟增長與有效就業的協整分析可知，前者對后者有明顯的拉動作用。這兩種鮮明的比較結果引發了我們的思考，經濟增長對就業率是否有拉動作用？是怎樣的內在作用機制導致了這種鮮明的對比結果？要想解答這些疑惑，我們首先需要弄清名義就業與有效就業的關系。
1.名義就業與有效就業的關系
根據有效就業理論可知，有效就業是名義就業中不存在隱性失業時的就業數量。從微觀經濟學的角度考慮，有效就業是指勞動力的邊際生產力大于零的就業，它反映了就業的有效性和利用程度，體現了就業的質量標準。據此我們可以清晰的描述名義就業和有效就業間的關系。
有效就業＝名義就業－隱性失業（5）
2.比較分析的結論
通過公式5可以看出，隱性失業是有效就業與名義就業間的關系樞紐。所謂隱性失業，是指生產過程中，生產資料與勞動力的構成失衡，勞動力的數量遠遠超過了由技術條件所決定的生產資料對勞動力的需要量而出現的部分勞動力的閑置現象。隱性失業顯性化是造成中國經濟增長對名義就業和有效就業拉動效應不一致的原因，也是經濟轉型期間中國經濟發展面臨的最大問題。
在中國經濟改革的初期，大多數的企業烙有很深的計劃經濟印記，中國的國有企業生產率很低，隨著生產力的不斷提高出現了大批的閑置工人，企業的隱性失業現象十分嚴重。進入到20世紀90年代末，中國國有企業經歷了體制改革，國企紛紛實施減員增效的策略，導致了大量閑置工人的下崗，國有企業的隱性失業開始顯性化了。隱性失業顯性化，一方面使企業消化了多數的閑置人員，提高了勞動生產率，使得企業產出增加，國家經濟呈現上升趨勢；另一方面大量下崗工人的出現使得名義就業人員減少，相反由于企業內部對一部分無效就業人員的消化使其轉化為有效就業人員，導致了有效就業人員的增長。由此可知，經濟轉型期間中國隱性失業的顯性化導致了經濟增長對有效就業和名義就業拉動效應的迥異。
三、政策與建議
與發達國家相比，中國的名義就業和有效就業差距明顯，隱性失業問題嚴重，隱性失業顯性化成為了中國經濟發展轉型期面臨的嚴重社會問題。如何解決大量的下崗工人就業問題，提高經濟發展的有效就業率，關系到中國經濟的持續發展和社會的穩定。結合中國發展的實際情況，本文提出了以下幾點政策建議：
1.健全完善勞動力市場
充分發揮勞動力市場合理分配人力資本的特點，對閑置的人力資源進行有效配置。首先，由于摩擦性失業的存在，導致勞動者進入勞動力市場尋找工作直到獲得就業崗位前存在一定的時間滯差，提高人力資本市場的工作效率可以大大減少時間滯差導致的暫時性失業；其次，由于經濟結構調整導致勞動力供求結構上的失衡會出現結構性失業現象，提高勞動力市場的預警機制，迅速調整市場需求結構能較好的緩解結構性失業帶來的就業壓力。
2.大力發展第三產業
在中國第三產業的發展還很落后，第三產業在整個國民經濟中的分量不是很重。大力發展第三產業不僅有助于經濟的持續增長，同時還能為社會帶來更多的就業機會，轉移大量進城務工人員的就業問題。
3.實現經濟發展的持續增長
通過本文的協整檢驗可知，經濟增長對有效就業具有明顯的拉動作用。由于一定時期內勞動力的數量基本不變，所以提高有效就業能夠減少無效就業，降低隱性失業率，最終促進就業結構和就業環境的良性循環。從長期的角度看，持續的經濟增長是就業率提升的內在動因。
參考文獻：
[1]蒲艷萍:有效就業與經濟增長的關系—基于時間序列數據的協整檢驗[J].人口與經濟，2006年第l期:55-59.
[2]吳宏洛:奧肯定律變異的分析與解釋—對經濟增長與就業增長關系的思考[J].福建教育學院學報，2003第4期:31-33.
經濟增長研究范文2
關鍵詞 專利 經濟增長 對策
中圖分類號：G306 文獻標識碼：A DOI：10.16400/ki.kjdkx.2016.01.078
Research on the Relationship with Patent and Economic Growth
WANG Xiaowen
Abstract In this paper，at first research situation of the relationship between the economic growth and patent was briefly reviewed.Secondly， the influencing factors of the patent were analyzed. Finally， the existing problems of patent protection in China was pointed out and the corresponding countermeasures and the suggestions put forward， which provides a strong theoretical basis for the following patent development and research.
Key words patent; economic growth; measures
1 專利與經濟增長研究現狀
隨著經濟全球化的不斷發展，專利慢慢地成為生產力要素之一，而且是不可缺少的，因此專利在經濟學方面的意義顯得越來越重要。目前，國內外在研究專利與經濟增長的關系方面已經是一個熱點話題，同時已有諸多優秀的研究成果。
在國內專利與經濟增長的關系研究主要集中在法律方面上，但是從經濟方面進行分析的研究成果相對較少，而且尚處于初期階段。
（1）國內注重研究專利經濟效應。陳昌柏①運用我國1985年～1997年國內生產總值、固定資本投資額、勞動力從業人數和專利授權數量的相關信息，針對專利對經濟增長的貢獻率進行了測算。姜彩樓②認為經濟增長影響專利的產出，而專利產出對經濟增長的影響則比較小。曾昭法和聶亞菲③通過采用修正模型研究專利對我國經濟增長的影響，得出專利制度對我國經濟增長具有顯著的促進作用的結論，且專利對經濟增長的影響存在長達三年的時滯性。④
（2）采用省際層面的經濟數據進行的研究。專利制度對不同區域的經濟增長影響差異很大，因此運用省際層面的經濟數據進行分析具有非常重要的意義。張繼紅和吳玉鳴⑤通過模型運用，對首都北京區域專利產出與經濟增長關聯機制進行了動態計量經濟分析。
由于每個國家的發展特點不同，差異性有時候會很大，因此不能完全照搬國外的研究成果，國內很多研究在數據質量和結論成果上存在著一些缺陷。
2 影響專利因素分析
一般來說，專利的數量會受到以下因素影響：⑥（1）教育水平。內生增長理論一直強調人力資本對經濟增長的促進作用。（2）經濟發展水平。經濟增長和財富積累程度會影響到專利的數量。經濟發展會對收入和新產品、新技術的需求產生直接的影響，從而會影響到專利申請情況;經濟發展還會影響教育水平，而教育水平與個人的創新能力有直接關系;此外經濟發展還會通過公共設施、社會價值觀等因素來影響創新。（3）政府的科技投入。由于技術創新活動具有很高的風險，因此各國政府通常都會以公共財政的方式對科技創新活動進行支持。（4）法律保護程度。法律保護對知識產權作用，已經有很多理論上的闡述。
3 我國專利保護的問題及對策
專利行政執法具有方便、快捷的優點，越來越受到人們的重視，因此在專利立法、機制建設、教育培訓、執法質量等方面均取得了進展。
3.1 我國專利行政保護存在的主要問題
專利行政保護具有成本低、時效快等優點而備受人們喜愛，但是由于我國專利行政保護施行時間短，仍存在諸多問題：
（1）專利行政保護缺乏法律支持的有效手段。一是法律賦予行政部門就專利侵權損害賠償額進行調解的權力，但沒有授予其做出決定的權力。在賠償數額未達成調解協議情況下，當事人只能選擇司法途徑進行訴訟，訴訟時間往往較長。二是專利管理機關沒有對群體侵權以及反復侵權這些現象的主動查處的權利。
（2）自由裁量權過大。目前我國專利行政執法沒有統一的自由裁量權實施標準，這樣會存在同案不同審、同案不同罰的專利行政執法的可能。目前，管理部門把案件個數作為專利行政執法主體績效考評的主要指標，執法人員在對專利侵權案件的查處過程中，為追求案件數量，存在自由裁量權不公開、自由裁量權空間過大的可能性。
（3）專利行政保護能力欠佳。目前，大部分知識產權局承擔執法任務的工作人員嚴重不足，而這些執法部門除承擔行政查處、糾紛調處以外，還要承擔立法及政策制定等工作，工作任務繁重，造成在行政執法上投入人員不足，陷入力度不夠的困境。現有的工作人員也存在缺少實際工作經驗、專業素質有待提高的現象，難以對知識產權違法行為進行重拳打擊。
（4）公眾法律意識淡薄、宣傳工作不到位。專利的專項執法行動一般涉及商場、藥店等人員密集的領域，而對于企事業單位而言，他們則是專利糾紛和專利侵權的最主要源頭，專利管理部門缺乏積極主動的工作措施。對比法院系統每年的知識產權審判十大案例的宣傳，而很少能夠看到有關專利行政保護的典型案例。根據調查結果顯示，由于對專利行政保護程序不了解、不熟悉，每當專利出現糾紛時，大多數的企業通常會采取司法途徑的方式進行解決。
3.2 針對專利行政保護的建議
（1）盡快出臺我國專利行政處罰自由裁量權實施標準，不斷規范專利行政的執法工作。大力宣傳基本知識，專利案件的處理力求保證做到公開、公正、公平，及時對外公布案件處理的結果，主動接受來自社會各界公眾的監督。
（2）明確專利管理部門行政執法的職能，以立法的形式，增加行政部門就專利侵權損害賠償做出決定的權力，增加行政執法人員數量，賦予專利行政管理部門主動查處專利侵權糾紛的權力，加大專利行政執法力度，擴大專利行政執法權的權限。
（3）加大宣傳力度。推進我國知識產權文化建設，充分發揮社會各界媒體的關注，積極營造尊重知識、崇尚創新、誠信守法的知識產權文化氛圍;加強對國內外專利的監測分析，加大和國際組織及其他國家的合作;專利管理部門應結合我國知識產權重大事項，制定宣傳計劃，使知識產權宣傳逐步實現規范化、常態化、制度化。
（4）提高知識產權行政管理效能。加強執法人員培訓，實行持證上崗，切實提高執法人員的工作能力。專利行政執法規程嚴格執行，進一步充實執法人員執法調查取證、證據保存、檔案管理設備，設置專門的糾紛調解場所，確保專利行政執法更加標準和規范。
3.3 專利司法保護存在的問題
（1）取證困難、周期長。程序具有復雜、時間長的特點，特別是在大范圍的專利侵權案件中，專利權人由于受到地方保護限制、資金困難、人員不足等因素的影響，取證過程往往需要花相當大的精力和克服諸多的困難去收集維權證據。而司法機關在審理專利侵權案件的過程中，受到很多程序和規則的限制，審批手續繁雜，往往耽誤了最佳時機，使證據遭到銷毀、轉移或不復存在，嚴重影響了司法保護的進度。
（2）訴訟成本非常高、受到賠償較低。在專利侵權案件中，由于侵權起止時間界定、侵權產品銷售數量等難以準確判斷，因此難以準確判斷出被侵權人的實際損失，這樣也會造成侵權處罰不夠嚴厲的后果，同時導致訴訟成本高、賠償低，專利權人的維權成本都難以得到補償。這將會造成嚴重的后果，一方面，不少企業在侵權面前忍氣吞聲，放任侵權行為存在，另一方面，對侵權人的處罰小于因侵權而產生的非法收益，鼓勵僥幸心理的存在，極易導致出現重復侵權的現象。
（3）執行困難。由于監督機制不完善等方面的原因，存在執行的結果監督不力情況，導致審判結果執行難。特別是在異地執行的情況下，因受地方保護主義等因素的影響，造成異地處罰行為難以執行，從而影響了專利司法保護的權威。
（4）專利案件的司法資源沒有有效配置，有權管轄知識產權糾紛案件的各級法院過于分散。
3.4 我國專利司法保護的對策建議
（1）加強專利行政司法保護的協調配合。統一標準，保持執法和司法程序的基本原則、保護力度以及處理規則的協調一致，避免刻意規避某種程序;相互確認事實和結果，專利行政執法與司法程序要相互尊重，對于同一糾紛要避免作出相悖的認定;執行中的相互配合，加強日常行政執法與司法監督，相互配合與協作，強化審判執行管理。
（2）促進司法高效。專利糾紛案件越來越多，然而各地知識產權工作人員明顯不足，應進一步提高知識產權工作人員素質和業務水平;創新和加強審判流程管理，簡化工作流程，縮短審判時間;加強法院系統間的溝通協調，妥善解決異地執行難的問題。
4 結論
本文回顧了專利與經濟增長關系的研究現狀，對影響專利因素進行了分析，進一步指出了我國專利保護存在的問題并給出了相應的對策和建議。
注釋
① 陳昌柏.知識產權經濟學[M].北京：北京大學出版社，2003.
② 姜彩樓.我國專利產出與經濟增長的協整關系研究[J].西安財經學院學報，2008（2）.
③ 曾昭法，聶亞菲.專利與我國經濟增長實證研究[J].科技管理研究，2008（7）.
④ 劉華.專利制度與經濟增長：對中國專利制度運行績效的評估[J].中國軟科學，2002（10）.
經濟增長研究范文3
關鍵詞：同步性；增長率；MATLAB作圖
關于收入增長、經濟增長及物價增長有著一定的動態關聯性，離開經濟增長談收入增長或離開物價增長談收入增長，得出的結論都會有失偏頗。因此，在研究我國居民收入增長究竟是快是慢時，應該把是否與經濟增長或與物價增長協調發展作為重要依據。同時，還應該對收入增長、經濟增長及物價增長的深層原因進行分析，以找到問題的癥結所在。
根據國家統計年鑒 2013 統計數據，提取1990-2012相應的GDP增長率、城鎮收入增長率、城鎮CPI增長率整理如表 1所示：
經濟增長一般情況下可以推動居民收入增長和物價增長，而實際工資增長速度是低于社會總產出的增長速度， 當社會未達到充分就業時，社會總產出水平、 名義工資率與價格水平呈正向關系?；谶@些理論和研究，通過對 1990 年到 2012 年以來的相關數據做出 GDP 增長率、城鎮居民收入增長率和城鎮居民 CPI 增長率的變化趨勢圖以及他們之間增長速度對比的差值圖來說明收入增長、經濟增長及物價增長的同步性。
對表1原始數據進行處理：用城鎮居民收入的增長率減去GDP的增長率；城鎮居民CPI的增長率減去GDP的增長率；城鎮居民收入的增長率減去城鎮CPI的增長率；獲得表2的數據。
圖 1 結果表明城鎮居民收入增長速度較 GDP 增長速度大部分為負值，說明居民收入增長慢于 GDP 增長，且他們的對比速度的差值相差不是很大，說明城鎮居民收入增長與 GDP 增長同步性較強，出現明顯的波動。在2004年和2010年，聯系到這二年國家實行了相應的宏觀調控，說明行政的手段可以干擾到居民的收入與GDP 的增長速度。城鎮居民收入增長速度較 CPI 均為正值，說明城鎮居民收入增長速度高于 CPI 增長。但這個差距自從 2000 年來以后逐漸縮小的。
參考文獻：
[1]張志柏，俞自由，解振鴻.物價、經濟增長與貨幣政策[J].財經研究，2001（03）
[2]龔六堂.高級宏觀經濟學[M].武漢：武漢大學出版社，2001：164.
經濟增長研究范文4
[關鍵詞]外商直接投資經濟增長實證研究
隨著經濟全球化程度的加深，世界各國和各地區之間的經濟往來越來越密切，國際投資和貿易規模的不斷擴大是其最突出的表現。因此，外商直接投資（FDI）和經濟增長的關系成為國內外學者研究的熱點問題。改革開放以來，特別是直轄以來，重慶市抓住機遇，努力發展開放型經濟，外商直接投資的規模在不斷增大。外商直接投資對重慶經濟的增長是否起到了很好的促進作用，是個值得關注的問題。
一、重慶市利用外資的基本情況
1983年,經國務院批準,重慶市成為全國第一個計劃單列市,被賦予省級經濟管理權限、自營進出口經營權和1000萬美元以下利用外資項目的審批權。由此，拉開了重慶市招商引資工作的序幕。1992年，重慶市被國務院列為沿江開放城市，享受沿海開放城市的政策。從1992年開始，重慶市引進外商投資的合同項目、合同金額以及實際利用外資金額都出現大幅度的攀升。1997年重慶直轄便出臺了61條吸引外資的優惠政策，并加大了對外宣傳的力度，重慶市引進外商投資工作進入了一個有序穩定的發展期。
1.重慶市利用外資的規模與水平
1997年～2006年，重慶市累計簽訂利用外資項目2365個，外資合同金額為77.88億美元，實際利用外資59.1億美元。其中，外商直接投資項目2006個，簽訂合同金額58.79億美元，實際利用金額37.64億美元，分別占重慶市利用外資的84.82%、75.49%、和63.69%。從三項指標來看，外商直接投資在重慶市利用外資的比重中具有絕對重要的地位。從2000年以來，重慶市實際利用外商直接投資保持逐年增長，年平均增長速度為16.5%，2006年創下實際利用外資6.96億美元的歷史最高水平（見表1）。
資料來源：《重慶統計年鑒》（1997-2007）
2.重慶市外商直接投資的來源地構成
從投資來源的地區分布來看，亞洲地區是重慶市外商直接投資的最主要來源地。2005年亞洲地區的實際投資額達30448萬美元，占外商直接投資總額的59.04%；其次是拉丁美洲，實際投資額達8567萬美元，占外商直接投資總額的16.61%；第三位是非洲，占7.76%。1998年～2005年底來重慶投資的國家和地區累計額前5位的是中國香港、日本、美國、新加坡、英國。
3.重慶市外商直接投資的行業分布
從外商直接投資的行業分布來看，隨著重慶市產業結構的不斷優化，外商投資結構調整的速度也在加快。2000年，重慶市三次產業實際利用外商直接投資的比重分別為1.5%、66.2%和32.3%。到2006年，這一比重分別調整為0.7％、43.4％和55.9％；第二產業主要分布在機械、化工、IT制造等領域，第三產業集中于房地產業（見表2）。
資料來源：《重慶外商投資企業統計年鑒》（2001-2006）
4.重慶市外商直接投資的地區比較
重慶市的40個區縣分為都市發達經濟圈、渝西經濟走廊和三峽庫區生態經濟區三大經濟區。由于三大經濟區的經濟發展水平差異顯著，投資環境也存在很大不同，使得在渝外商直接投資在空間布局上具有高度的集聚性和不平衡性。由于外商直接投資的區域偏好，在渝外商直接投資高度集中在都市發達經濟圈內。2001年～2002年，重慶累計實際利用外商直接投資51654萬美元，都市發達經濟圈為43230萬美元，占全市的84%；渝西經濟走廊實際利用外資6853萬美元，占全市比重的13%；三峽庫區生態經濟區只有1571萬美元，比重僅為3%?！笆濉逼陂g，都市發達經濟圈對外資吸引力度進一步增強。到2006年，都市發達經濟圈實際利用外資61098萬元，占全市比重87.79%。
二、FDI對重慶市國內生產總值(GDP)影響的實證分析
注：價格為1985年可比價。資料來源：重慶統計年鑒
FDI表示重慶實際利用外商直接投資額；GDP用來表示重慶經濟增長。為了分析FDI對重慶經濟增長的影響程度，本文采用的樣本區間為1985年～2006年的數據（見表3）。以國內生產總值（GDP）為因變量，外商直接投資（FDI）為解釋變量，為了克服異方差，取雙對數模型，建立回歸方程：
1nGDPt=c+InFDIt+εt
經檢驗發現模型存在2階自相關，為此，采用GLS進行模型的參數估計，結果如下：
LOG(GDP)=317.096+0.016*LOG(FDI)+[AR(1)=1.547,AR(2)=-0.547]
T=0.016T=2.31T=6.997T=-2.434
R^2=0.999AdR^2=0.999F=5519.07D-W=2.01
1.進行擬合優度檢驗：
R^2=0.999，AdR^2=0.999
可知模型有很好的擬合優度。
2.進行方程的顯著性檢驗，
F=5519.07，Prob(F-statistic)=0.000000
可知方程很顯著。
3.對變量進行顯著性檢驗，從FDI的顯著性檢驗上看，FDI是顯著的，說明重慶市FDI對GDP有顯著影響。（但常數項不顯著，因為此模型里只取用了FDI作為GDP的解釋變量，目的在于考察FDI對GDP有無影響及影響強度，因此把研究重點放在了FDI上）。
4.對模型進行異方差性和自相關性檢驗，發現模型沒有異方差性，也不存在自相關性。
可見，1985年～2006年間重慶市FDI對GDP有顯著影響；系數0.016表明，FDI每增長1%，則GDP增長0.016%，因此FDI對GDP的影響力較小。
三、結論與建議
由以上實證分析可知，外商直接投資對重慶經濟發展的促進作用是存在的，但力度較小。而且重慶市吸引的外資主要投向了都市發達經濟圈，渝西經濟走廊和三峽庫區生態經濟區利用外資額不到全市的20%。三大經濟區之間本身就存在經濟發展的不平衡性，外商直接投資的這種地區分布狀況，沒有起到平衡區域經濟發展、消除區域經濟差距的作用，反而使這種差距有增強的趨勢。外商在渝的投資也主要集中在制造業，而農業、服務業及高新技術產業的投資相對較少，外商直接投資的這種產業傾向使得外資對重慶市的產業結構的升級和優化作用較弱。
作為西部地區惟一的直轄市，重慶市應把握契機，加大引資工作的力度，把利用外商投資與產業升級、地區經濟協調發展結合起來，實現重慶經濟的進一步發展。
1.進一步改善投資環境
良好的市場環境是吸引外資的最重要因素之一。因此，政府應逐步轉變職能和管理方式，提高管理水平，增加政策的透明度、穩定性和統一性，建設一個良好的法治環境，實現內外資的公平競爭，增強外商的安全感。加強和規范對外資的管理和服務，建立統一的外資政策機構，完善項目審批制度，簡化程序，大力提高政府工作效率。建設高效率的服務網絡、物流運輸平臺，營造良好的經營服務環境。
與都市發達經濟圈比，渝西經濟走廊和三峽庫區生態經濟區基礎設施較差，經濟基礎比較薄弱，因此實際利用外資的規模遠遠低于前者，而且外資的質量和效益也不高。所以應增加渝西經濟走廊和三峽庫區生態經濟區的固定資產投資，加強交通、通訊等基礎設施的建設。在政策上要給予支持，實施更為靈活和優惠的外資政策，鼓勵外資投向這兩個地區。
2.加強對外資的產業政策導向
一是鼓勵FDI進入基礎設施、高新技術產業、環保產業等領域，引導外資企業對傳統產業的改造，推動重慶產業結構的調整；二是吸引FDI繼續投向優勢產業（如汽車摩托車制造及化工工業），形成優勢產業群，通過產業集聚進一步增強吸收外資的能力；三是加大服務業FDI的引進。服務業外包是新一輪全球產業結構調整的主要特征之一，這對重慶市引進外資，優化產業結構是一個很好的機遇。重慶市應加大服務業所需人力資源的培育，推進金融、電信、科教等服務領域的招商引資，促進跨國服務業外資的進入。
3.充分發揮特色工業園區吸引外資的主導作用
重慶市現有各類特色工業園區30多個，須依靠優化環境增強招商競爭力，加強各類園區利用外資的功能定位。國家級經濟技術開發區要實施產業集群發展帶動戰略，重點吸引世界500強企業在區內投資建立研發中心和營運中心，發展大型成套裝備制造業。高新技術開發區要圍繞高科技和創新主題，重點吸引國外大企業和科研院所、研發機構落戶，重點發展IT和IC以及生物醫藥產業。出口加工區要在承接國外產業轉移的同時，大力引進加工貿易項目，實現加工貿易轉型升級，不斷提高發展競爭力。
4.努力實現外資來源多元化
重慶市的外商直接投資多數來自香港、毛里求斯和維爾京群島等國家和地區，這些外商投資企業的知識和技術含量相對較低。相反，歐美發達國家技術、資本密集型企業較多，因此應加大對這些國家或地區FDI的引進，努力實現外資來源的多元化。同時，應逐步推動開發租賃融資、實行產權轉讓和BOT等多種有效的利用外資方式，推進與國際大公司合作，提升重慶市利用FDI的規模與水平。
參考文獻：
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經濟增長研究范文5
【關鍵詞】經濟結構；經濟增長；Cobb-Douglas生產函數
1.引言
當今的時代是人類歷史上發展最為迅速的階段。生產生活從以農業為主轉換到以工業為主，再到許多發達地區的以服務產業為主，每一個轉變都有著跨時代的意義。經濟的發展要以農業為生活物質基礎，以工業為生產物質基礎，才能夠達到穩定持續的增長，才能夠滿足進軍后工業時代的基本條件。
當代中國經濟飛速發展，接連十年以上經濟增長率始終保持在7%以上的高速率。而北京作為環渤海京津冀的中心城市之一，作為中國的經濟中心，肩負著成為世界中心城市的重要責任。2009年，北京人均GDP達到10000美元以上，經濟結構發生明顯轉變，是中國最先一批進入后工業社會的城市之一。研究其經濟結構與經濟增長的關系對促進中國其他城市的發展有重要意義。
2.研究內容和方法
本文運用規模報酬不變的Cobb-Douglas生產函數，利用EViews5.0軟件，建立數量模型，并對其進行計量經濟學和統計學檢驗，對北京經濟結構與經濟增長的關系進行研究，得出北京經濟結構變動對經濟增長的影響。
2.1 模型的建立
本文將從總供給的角度建立計量模型，研究經濟結構與經濟增長的關系。
首先，利用經濟學中一個規模報酬不變的Cobb-Douglas生產函數（1）式表示資本存量和勞動力是如何決定生產能力的。
（1）
Y——產出
K——資本存量
L——勞動
?——資本的產出彈性
ε——隨機擾動項，表示資本和勞動以外的其他生產因素對產出的影響
A——特定時期的技術結構特征
然后，將（1）式左右兩邊同除以L，得出人均產出函數：
（2）
再另y=Y/L ，k=K/L，得出規范式：
（3）
產業結構、投資結構和消費結構統一組成經濟結構，因此所建模型應表現出它們的變化是如何通過影響資本效率或經濟規模刺激經濟增長的。設定模型如下：
（4）
x1——產業結構特征，用第三產業就業人員比重×100代入
x2——投資結構特征，用基礎設施投資占固定資產投資的比重×100代入
x3——消費結構特征，用北京城市居民恩格爾系數代入，即北京城市居民食品支出/城市居民消費性支出×100
y——人均地區生產總值
k——人均資本擁有量
a1、a2、a3 ——產業結構、投資結構和消費結構變化對資本產出效率的邊際影響參數
b1、b2、b3 ——產業結構、投資結構和消費結構變化對經濟規模的邊際影響參數
最后，將（4）式左右兩邊同取對數，得出模型：
㏑y=㏑A+（a1x1+a2x2+a3x3）㏑k+（b1x1+b2x2+b3x3）+ε （5）
2.2 數據與初步模型計量結果
根據《2010北京統計年鑒》的數據，計算并整理得到1978-2009年的相關數據。
利用這些數據和EViews5.0軟件，對（5）式進行最小二乘法的回歸分析。
結果顯示，變量x1*log（k） 、x2*log（k）、x1、x2在5%的顯著水平下沒有通過t檢驗，模型存在自相關等缺陷，接下來要對其進行檢驗與改進。
2.3 模型檢驗
用懷特法（White）檢驗異方差，結果表明在60.29%的顯著性水平下接受不存在異方差的原假設。
用拉格朗日乘數法（LM）檢驗序列相關性（Obs*R2=10.12122；Probability=0.006342），LM統計量顯示，在5%的顯著水平下拒絕原假設，回歸方程的殘差序列存在序列相關性。
用ARMA模型消除序列相關，結果如下：
表1 模型計量結果eq11
變量 t值 概率
C 4.71 0.0001
X1*LOG（K） 2.21 0.0386
X2*LOG（K） -3.04 0.0064
X3*LOG（K） 9.44 0.0000
X1 0.06 0.9524
X2 3.56 0.0020
X3 -6.50 0.0000
AR（1） 8.77 0.0000
AR（2） -6.36 0.0000
MA（1） -9.40 0.0000
LM統計量顯示，在5%的顯著水平下接受回歸方程的殘差序列不存在序列相關性的原假設。
通過表1可以看出x1的t檢驗的概率大于0.05，為極不顯著，先去掉這個變量，（5）式變為：
㏑y=㏑A+a1x1*㏑k+a2x2*㏑k +a3x3*㏑k+（b2x2+b3x3）+ε （6）
得出如下回歸結果：
表2 模型eq12計量結果
變量 t值 概率
C 10.99 0.0000
X1*LOG（K） 8.90 0.0000
X2*LOG（K） -3.62 0.0016
X3*LOG（K） 11.71 0.0000
X2 3.82 0.0010
X3 -8.11 0.0000
AR（1） 9.04 0.0000
AR（2） -6.58 0.0000
MA（1） -9.93 0.0000
表2中，常數項、各個變量的t檢驗的概率均小于0.01，通過顯著性檢驗。
擬合優度檢驗，說明方程的擬合優度相當高。
F檢驗的概率約等于0，說明方程通過顯著性檢驗，該方程有意義。
觀察變量的簡單相關系數矩陣，用Klein判別法檢驗多重共線性，不存在，即沒有多重共線性。
再用方差膨脹因子VIF檢驗多重共線性，vifx1lk=22.79>10，vifx2=3.02，vifx2lk=43.82>10，vifx3=1.29，vifx3lk=9.05。x1*ln（k）與x2*ln（k）存在多重共線性。
結合testdrop檢驗：eq12.testdrop x1*log（k） ： p=0.000；eq12.testdrop x2*log（k） ： p=0.002。兩個變量都不能去掉。
用逐步回歸法篩選解釋變量（下式中c為常數項），
log（y）= c + x1*log（k） ---eq01，；
log（y）= c + x2 ---eq02，；
log（y）= c + x2*log（k） ---eq03，；
log（y）= c + x3 ---eq04，；
log（y）= c + x3*log（k） ---eq05，；
由于eq01的回歸系數最高，所以先選定變量x1*log（k），然后逐漸加入變量。
Eq01+x2*log（k），，AIC=-0.4660；
eq01+x2*log（k）+x3，，AIC=-0.5425；
eq01+x2*log（k）+x3+x3*log（k），，AIC=-1.4139；
eq01+x2*log（k） +x3+x3*log（k）+x2，，AIC=-1.4262。
但使x2*log（k）的系數變負，說明x2與x2*log（k）相互嚴重影響。若單獨去掉其中一個，回歸結果不如模型eq12。若都去掉，建立回歸方程eq13，與模型eq12作比較：
eq12 AIC=-2.314 DW=2.64 MAPE=9.80%
eq13 AIC=-1.927 DW=2.21 MAPE=9.72%
通過比較得出，兩模型各有優劣，難以決定取舍。
用ADF檢驗各個變量，發現lny、x1*lnk、x3*lnk、x3在10%的顯著水平下都是一階單整，x2與x2*lnk為0階單整。舍去x2與x2*lnk之后，lny與x1*lnk、x3*lnk、x3可能存在協整關系，用格蘭杰因果關系檢驗，結果顯示，在10%的顯著水平下，x1*lnk、x3*lnk、x3對Lny存在格蘭杰因果關系。
檢驗殘差的單整性，uroot（n） e13：p=0.08
表明以上變量之間存在（1，1）階協整，不是虛假回歸。
（6）式變為：㏑y=㏑A+a1x1*㏑k +a3x3*㏑k +b3x3+ε （7）
用Chow檢驗驗證回歸模型結構的穩定性。結果顯示，F統計量的概率接近0，說明存在顯著的結構變化。但結構變化后的判定系數為0.988，并沒有提高。1978-1992的MAPE=4.72%，1993-2009的MAPE=3.61%，優于原來的9.72%。所以，回歸模型需要分段。
我們主要需要后半段的回歸方程，所以只研究1993年-2009年的部分?；貧w結果如下：LM檢驗p=0.668>0.05，不存在序列相關性；DW=1.9955，近似于2，不存在自相關；各個自變量在5%的顯著水平下均通過檢驗；回歸定義錯誤檢驗（誤設定檢驗），RESET（1）——F檢驗的p=0.5678，不存在誤設定；，擬合優度較高。
最終得出體現北京市經濟結構特征的生產函數的估計模型：
其中，A==22.7544
3.結論
產業結構x1對資本效率k的彈性為0.00529，表明北京第三產業就業人員比重與資本效率成正相關，也就是北京第三產業就業人員比重增大，會導致資本效率的提高。x1對經濟規模的影響不顯著。這是由于近年來北京的產業結構調整主要是第二產業向第三產業轉移，第三產業勞動生產率略高于第二產業，第三產業不再依賴規模擴張來提高勞動生產率，技術密集度與資本密集度都得到了顯著的提高。
投資結構x2 對資本效率k的彈性影響不顯著，表明北京基礎設施投資占總投資比重與資本效率沒有太大關系。x2 對經濟規模的影響也不顯著，表明北京基礎設施投資占總投資比重與經濟規模無太大相關性。這是因為政府的投資對民間投資具有一定的擠出效應，表現在兩個方面：其一，政府投資無法直接進入到實物的生產中，不能立刻產生效益；其二，政府資金的投入會導致中小企業無法獲得資源，造成擠出效應。且該效應的影響過于廣泛，使得基礎設施投資實際應帶來的影響被掩蓋了。
消費結構x3 對資本效率k的彈性為0.012525，表明北京食物消費占總消費比重與資本效率成正相關，但由于食物占比越低，消費結構越優化，所以消費結構的優化與資本效率成負相關，即食物消費占比下降、消費結構優化，反而會降低資本效率。x3 對經濟規模的彈性為-0.04588，表明北京食物消費占總消費比重與經濟規模成負相關，即食物消費占比下降、消費結構優化，可以擴大經濟規模。
當北京第三產業就業人員增加1%、食品消費占比增加1%時，資本的產出彈性將分別增加0.529×10-2、1.2525×10-2個百分比，消費結構調整對資本效率的影響最大；食品消費占比減少1%時，經濟規模將擴大4.588×10-2個百分比，消費結構調整對經濟規模影響最深。
當前應該提高第三產業比重和食品以外消費品的資本效率，優化消費結構，擴大經濟規模。
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經濟增長研究范文6
關鍵詞：
經濟增長；環境污染；廣義脈沖響應函數法
中圖分類號：
F2
文獻標識碼：A
文章編號：1672-3198（2013）19-0051-03
1 引言
經濟的發展與資源的耗竭、環境污染一直是頗為爭議的話題。經濟的高速增長與環境保護向來是兩難的選擇。經濟的高速增長伴隨著工業產業污染物的排放，資源的過度開采，必然帶來環境的惡化，同時，資源的稀少與環境的惡化也限制了經濟的可持續增長。甘肅作為一個典型的欠發達地區，由于本身地理條件和資源的限制，經濟的增長長期是以第二產業拉動，導致污染物的排放逐年加劇，環境保護迫在眉睫。因此在甘肅經濟轉型跨越的關鍵時期，去研究經濟增長與環境污染二者之間的動態關系尤為重要。
從國內文獻來看，研究經濟增長與環境污染主要集中在驗證環境庫茨涅茨曲線“倒U形”的假說，即經濟增長的初期環境惡化，越過臨界點后，經濟增長反而使環境得到改善。馬樹才（2006），通過對數據分析，發現我國存在“倒U形”曲線，彭水軍（2006）研究發現“倒U形”曲線的存在與否主要依賴于污染指標的選取和估計方法的選擇，孟紅明（2007）、蘇偉（2007）通過對具體省份的研究卻否認了“倒U形”曲線的存在。大多數學者進行的研究卻很少涉及經濟增長與環境污染之間的動態聯系。鑒于此，本文采用VAR模型對甘肅省近年來經濟增長與環境污染二者動態關聯進行分析。
2 模型建立
2.1 指標選取說明
按照通常研究經濟增長與環境污染的慣例，本文選取甘肅省1991～2011年人均實際gdp（以1991年為基期進行平減）作為經濟增長指標，選擇工業固體廢物排放量、工業液體廢物排放量、工業氣體廢物排放量來衡量環境污染，具體指標見表1，為消除數據波動性，本文對所有數據進行取對數處理，具體數據來源為各年《甘肅省發展年鑒》，個別缺失數據由中經網數據庫進行補充。
2.2 實證方法
本文主要采用向量自回歸模型（VAR）來研究甘肅省近20年經濟增長與環境污染的雙向反饋機制。VAR模型是將系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型，從而為研究變量間的長期動態關系提供了便利，并在此基礎上可以進一步進行Granger因果檢驗、脈沖響應函數、方差分解分析。
本文主要在VAR模型的基礎上進行廣義脈沖響應函數、方差分解來分析甘肅省經濟增長與環境污染長期雙向反饋機制。
VAR模型的數學一般表達式為：
yt=Φ1yt-1+…+Φpyt-p+Hxt+ζt
t=1，2，3，…，T
其中：yt是k維內生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數，T是樣本個數。k×k維矩陣1，…，p和k×d維矩陣H是待估計的系數矩陣，δt是k維擾動列向量。
3 VAR模型的估計及分析
3.1 變量的單位根檢驗
由于VAR模型建立的條件在于變量的平穩性，如果變量平穩，則可直接建立無約束的VAR模型；如果變量不滿足平穩條件，需進行協整檢驗，然后建立誤差修正模型（ECM）來考察變量間的短期動態關系；如果變量既不是平穩且變量間不具有協整關系，可考慮對變量進行差分，進而建立無約束的VAR模型。基于此，本文首先對變量lngdp、lnso2、lnwater、lngas、lnsolid采用ADF進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。
由表2可知，各變量只有進行一階差分后才滿足平穩性，繼續把各個污染指標與人均GDP進行JJ協整檢驗，發現lngap與lngo2、lnwate、lngas、lnsolid均不存在協整關系，由于檢驗結果與本文后面分析關聯不大，正文不再列出。因此，我們把所有變量進行一次差分來構建無約的VAR模型，兩兩變量VAR模型中滯后長度的選擇主要根據FPE、AIC、SC、HQ準則和單位根是否在圓內來選取。
3.2 基于VAR模型的廣義脈沖響應函數分析
脈沖響應函數法是分析當一個誤差項發生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，VAR模型的動態分析一般采用“正交”脈沖響應函數來實現，而正交化通常采用Cholesky分解完成，但是Cholesky分解結果嚴格依賴模型中變量的順序。由Koop（1996）提出的廣義脈沖響應函數法克服了上述缺點。因此本文采用廣義脈沖響應函數法分析經濟增長與各環境污染指標動態關系。響應期選取為8期，分析結果如下：
3.2.1 四個污染指標對經濟增長的脈沖響應函數結果分析
從圖和表可以看出，給經濟增長（dlngdp）一個標準差新息的沖擊，四類污染指標（dlnso2、dlnwater、dlngas、dlnsolid）在當期產生一個為正的較大沖擊，隨后逐漸成收斂性地波動。這就驗證了經濟增長是導致環境污染物排放的主要原因。從二氧化硫對經濟增長的沖擊響應結果來看，其對經濟增長的沖擊響應值1期為（0.054579），且到第二期達到最大（0.062341），然后才相繼波動下降，由此說明了甘肅省的經濟增長很大程度上導致了二氧化硫的大量排放，這和重化工業在甘肅省工業經濟中一直占據著主導地位有關。甘肅省現不僅成為中國的重化工基地，而且重化工業也成為甘肅省工業經濟的主體。特別是自1985年以來，重化工業在甘肅省工業產業中所占比例一直維持的70%以上；2006年以后，這一比例甚至高達85%以上。
二氧化硫對經濟增長沖擊的響應曲線在前三期基本呈現“倒U型”，從而在一定程度上驗證了環境庫茨涅茨曲線的“倒U型”特征，而其他三條曲線（dlnwater、dlngas、dlnsolid）對經濟增長沖擊的相應結果來看，并沒有呈現環境——收入的“倒U型”，從而也說明了環境——收入二者之間的關系與指標的選取存在很大的相關性。
3.2.2 經濟增長對四個環境污染指標的脈沖響應函數結果分析
從圖和表來看，經濟增長對四類污染指標的一個標準差新息的沖擊后，在其連續八期響應期內，經濟增長對二氧化硫沖擊在第六期達到最?。?0.002567），對廢水沖擊在第四期達到最?。?0.007481），對固體廢棄物沖擊在第三期達到最?。?0.001920），對廢氣沖擊在第三期達到最?。?0.007303）。從累計響應值來看，除dlngdp對dlnwater的一個單位沖擊后累計響應值為負（-0.000771）外，經濟增長對二氧化硫、固體廢棄物、廢氣三類污染指標的沖擊均為正。這說明了甘肅省近年來經濟發展過程中，污染物的排放對經濟增長的限制最用較弱，且存在明顯的滯后效應，這可能是因為人們對環境質量需求具有剛性，環境政策實施的外部時滯等原因造成，總體來看經濟增長對環境污染的影響要遠遠大于環境污染對經濟增長的限制作用。具體來看，廢水排放在很大程度上限制了甘肅省的經濟增長，這與甘肅省長期水資源匱乏是分不開的，同時大量的礦產資源的開采，石油化工，金屬冶煉行業的廢水的排放，又進一步加劇水資源的污染，缺水和水質已經成為制約甘肅省經濟可持續發展的一個重要因素。
3.3 方差分解
與脈沖響應函數不同，方差分解是通過分析一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要的信息。
四類污染指標與經濟增長的方差結果如表5。由表可以看出，從總體來看，經濟增長對各個污染指標方差分解的貢獻度較大，也就是起到了很好的預測作用，而各個污染指標對解釋經濟增長的預測方差作用較小。從各個污染指標來看，經濟增長對二氧化硫平均誤差解釋的貢獻度最大，為
61.89%，對廢水、廢氣的貢獻度為20%左右，對固體廢棄物解釋度最小6.33%，甘肅省近年來的經濟增長主要帶來了二氧化硫的大量排放，固體廢棄物相對較小。與此相反，二氧化碳、廢水、固體廢棄物對經濟增長預測方差的貢獻度較小，分別為7.44%、10.90%、1.12%，而廢棄的貢獻度相對較大，為33.64%。
由此一方面說明了甘肅省近20年的經濟增長主要由工業產業的拉動，相繼帶來了對資源品、能源品的過度開采，環境污染日益加重，環境保護的壓力逐漸加大；另一方面也說明了甘肅省長期的經濟增長主要還是由物質和人力資本積累、勞動力增加、全要素生產率的提高，對外貿易來促進的，相比較而言，環境質量的變化，資源的有限對經濟增長的作用相對較小，而且無論從全國還是從甘肅省來看，并沒有形成一個資源品合理配置和環境污染外部性的交易市場，從而不能使污染外部性內部化，給微觀廠商的投資及生產決策施加壓力。
4 結論
本文在基于VAR模型基礎上，使用廣義脈沖響應函數法和方差分解法，對甘肅省1991——2011年間經濟增長與四類環境污染指標之間關系進行了動態考察。
廣義脈沖響應函數結果表明，四類環境污染指標對經濟增長的一個標準差新息的沖擊后，即期都產生一個正的較大響應值，由此說明甘肅省經濟增長是導致環境污染的重要因素，但是環境——收入的“倒U型”庫茨涅茨曲線的存在與污染指標的選取有關。四類污染指標中只有工業廢水對經濟增長的限制作用較強，從而甘肅省在今后的經濟發展過程中，應加強對水資源的保護，廢水的及時高效處理，應減輕對重化工的依賴，著力培育一些新興“低耗能、低排放”的產業。
方差分解的結果表明，甘肅省經濟增長對環境環境污染預測方差的貢獻度加大，相反環境污染對經濟增長預測方差的作用較小。一方面，我們要給予經濟增長導致大量污染物的排放這個不爭的事實充分關注；另一方面，甘肅省境內甚至在全國范圍內都要逐步建立污染權排放交易市場，明晰地鑒定環境污染的外部性，以充分發揮資源約束和環境污染對企業的生產、投資的約束作用。
參考文獻
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