计量经济研究大全11篇

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一、文献回顾

经典的H-O理论认为，国际贸易、外商直接投资（FDI）是有益的，能够改善相关国家的福利，促进经济增长，但很少考虑环境方面的因素。二战后，随着经济全球化的飞速发展，环境污染随着国际贸易与FDI在全球范围内扩散，关于国际贸易、FDI对环境污染的影响问题日渐引起国内外学者们的关注，形成了不同的理论假说。环境库兹涅茨曲线（EKC）的提出及实证，就是一项具有里程碑意义的成果。1991年，Grossman-Krueger在其研究中率先引入国际贸易“开放度”指针进行EKC研究。研究结果表明：国际贸易并没有对环境产生很大的影响，在大气质量指针中仅发现开放度较大的国家的城市二氧化硫的浓度较低，而其它指针与国际贸易并不存在显著的联系。 1996年，Rock在其研究中对收入和GDP中制造业所占比例相同的两个国家相比较，发现“开放度”指针与环境污染水平呈负相关关系。Rock的观点认为，世界银行倡导的建立在贸易经济一体化基础上的经济发展战略环境代价太大，发展中国家的环境将呈现持续退化趋势，直到跨过EKC曲线的顶点为止。 Suri-Chapman（1998）则分析了经济增长，国际贸易和经济结构调整对能源消费的EKC的顶点的影响，其研究表明：在东亚和拉丁美洲正处于快速的工业化国家中，最主要的能源消费是不断增长的出口制成品的生产领域。国际贸易使环境资源具有比较优势的发展中国家的产业结构趋于资源密集型。因此，对于正处于工业化过程中的发展中国家来说，EKC曲线的转折点被提高了。 Agras-Chapman(1999)则进一步在国际贸易中引入价格因素研究能源利用的演变，通过分析发现贸易变量的解释力不明显，短期和长期的价格弹性是有效的解释变量。 Lindmark(2002)发现石油价格变化、技术效应与产业结构变化能够解释瑞典1870-1997年之间二氧化碳排放量呈倒U型的阶段性变化趋势。 Cole(2004)通过引入贸易开放度、产业结构等因素发现，环境质量改善阶段的出现得益于高收入水平下对环境管制政策的需求和对环保技术的投入，贸易开放程度，制造性产出所占比重降低和污染型产品进口的结构性变化。发展中国家能够跨过环境转折点的关键在于对生产型产品的收入需求弹性能否降低。

国内最早涉足这一研究的是张晓。1997年，他对1985-1995年中国改革开放以来的大气质量数据做了分析，发现废气和二氧化硫的变动趋势与实际人均GDP（1978年为基期）呈倒“U”型关系，大气质量转折点位于实际人均GDP1200-1500元这一区间，这说明从1997年开始中国的大气污染水平正开始进入转折期，大气污染水平正逐渐趋缓并走向改善。 2001年，凌亢、王浣尘等学者对以南京市为例的城市经济发展与环境污染关系进行考察后，发现南京市废气、二氧化硫和废物的排放在1988-1998年近十年间呈现上升势头，并不是倒U型，也不存在拐点。 吴玉萍（2001）等学者则选取北京市的经济与环境数据，通过建立经济增长与环境污染水平计量模型发现：氮氧化物、总悬浮颗粒物、工业废水排放总量与工业废水中的化学耗氧量（COD）、工业固废产生量和历年贮存量及历年占地面积等环境指标符合倒“U”型关系。 2005年，杨海生、贾佳等则用随机效应模型和固定效应模型探讨了全球化是否会影响我国EKC的形状和关联度，并测量了开放度对EKC的影响，结论表明国际贸易的增加并没有对我国EKC产生显著的影响。此外，国际贸易为环境保护提供经济基础技术和引进环境友好技术，一定程度上促进了我国环境保护事业的发展；FDI与污染物排放之间存在着显著的正相关关系，FDI对环境有负效应，增加了我国越过EKC曲线的难度。

基于目前国内外EKC研究现状，本文拟利用1985～2005年期间浙江经济发展、资源环境资料实证分析环境库兹涅茨曲线，并加入影响环境污染的控制变量，考察开放条件下贸易开放与外商直接投资这两个控制变量，对于环境库兹涅茨曲线的影响。

二、资料来源及实证方法

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中图分类号：F224.0文献标识码：A文章编号：1003-4161(2009)02-0007-06

空间计量经济学是计量经济学的一个分支，是以空间经济理论和地理空间数据为基础，以建立、检验和运用经济计量模型为核心，对经济活动的空间相互作用（空间自相关）和空间结构（空间不均匀性）问题进行定量分析，研究空间经济活动或经济关系数量规律的一门经济学学科。空间计量经济学与地学统计和空间统计学相似。从某种程度上而言，空间计量经济学与空间统计学之间的不同和计量经济学与统计学之间的不同一样。由于对其理论上的关心以及将计量经济模型应用到新兴大型编码数据库中的要求，近年来这个领域获得了快速发展。

1.空间计量经济学的发展

由于在区域计量经济模型中处理次级地区数据的需要，早在20世纪70年代欧洲就展开了空间计量经济学研究，并将它作为一个确定的领域。Paelinck 和 Klaassen定义了这个领域，包括：空间相互依赖在空间模型中的任务；空间关系不对称性；位于其他空间的解释因素的重要性；过去的和将来的相互作用之间的区别；明确的空间模拟。Anselin在1988年完成了《空间计量经济学：方法和模型》这本经典著作，对空间经济计量学进行了系统的研究，并将空间计量经济学定义为：“在区域科学模型的统计分析中，研究由空间引起的各种特性的一系列方法。”

从发展的驱动因素看，空间计量经济学的发展受模型和数据驱动。(1)从模型驱动看，理论经济学的兴趣越来越从彼此独立的决策主体模型转向明确解释系统中不同主体（参数或效用）相互作用的模型。这些新的理论框架在设定和研究主体间直接的相互作用（用社会学术语说，就是邻近效应、模仿效应或其他看齐效应）时，引发了一个有趣的问题，即个体的相互作用如何导致集体行为和总体模式。在新宏观经济学、社会交互作用的理论模型、相互依赖的参数选择、贸易结构演化模型、邻近溢出效应、标尺竞争等领域中，这些理论模型都有发展，并支撑了研究主体间重要相互作用的实证模型。(2)对区位和空间相互作用问题的研究还受到实证应用中空间数据及其处理技术的驱动。地理信息技术的推广和相关的地理编码社会经济数据（如包含被观察单元位置信息的数据）推动了处理地理数据独特特征（主要是空间自相关特征）的专门技术的发展。这种专门技术是由于认识到地理（横截面）数据的空间自相关性以及标准计量经济学难以处理空间自相关，而得以快速发展。

与计量经济学包括理论计量经济学和应用计量经济学一样，空间计量经济学也包括理论空间计量经济学和应用空间计量经济学。这主要体现在，近年来不仅在应用计量经济学中，而且在理论计量经济学中对位置和空间相互作用给予了更多的关注，在区域科学、城市和房地产经济学、经济地理等专门化的领域中出现了一些明确结合了空间因素的模型以及相应的空间计量经济学应用［1-2］。

在应用计量经济学和理论计量经济学的主流中，最近对存在的空间相互作用的确定、估计和检验的关注可以归结于两个主要因素：(1)在理论经济学框架内考虑原子论式因素（Atomistic Agent）的决策模型的不断增加。这些新的理论框架以邻近影响和其他同等组影响的形式确定并研究这些因子之间的“直接”相互作用以及单个因子的相互作用是如何导致集体特性和聚集模式的。如贸易结构发展模型［3］、邻近溢出效应［4］等。(2)空间数据处理技术的不断发展。标准的计量经济技术通常不能用于存在空间自相关的情形中。但是在地理数据集中普遍存在空间自相关，除了需要处理空间模型的方法之外，还需要能够从实践、适用的角度来处理空间数据的技术。模型的性质、GIS技术的迅速普及以及地学编码的社会经济数据集的有效性都对这些处理地理数据的特殊专业化方法产生了需要。

目前，空间计量经济学研究包括以下四个感兴趣的领域：计量经济模型中空间影响的确定；合并了空间影响的模型的估计；空间影响存在的说明检验和诊断；空间预测。

2.空间回归分析基础

2.1 空间影响

在空间回归分析中，空间影响与空间相关有关，即与空间自相关或空间不均匀性有关。空间相关概念源于时间相关，但比后者复杂。主要是因为时间是一维函数，而空间是多维函数。因此，为获得模型参数的可识别性，必须同时考虑空间自相关或空间不均匀性。根据矩条件，可以将空间自相关表示为属性值相似性与位置相似性的一致程度。

式中：i、j分别指单个观测位置，yi、yj表示相应位置上某一随机变量的值。根据观测位置的空间结构、空间相互作用或空间排列，当非零位置对i、j的特殊布局具有一个解释时，从空间角度看这个协方差将变得有意义。

空间不均匀性以非常量误差方差（不同空间离中趋势）或模型系数（空间状况）的形式表示结构不稳定性。借助标准的计量经济工具，可以处理这种结构不稳定性。然而，对于在回归分析中为何必须明确考虑空间不均匀性，主要出于以下三个原因：一是从某种意义上而言不均匀性背后的结构是空间的，在决定不均匀性的形式时，观测点的位置是极其重要的；其次，由于结构是空间的，不均匀性通常与空间自相关一起出现，这时标准的计量经济技术不再适用［5］；第三，在一个单一横截面上，空间自相关和空间不均匀性在观测上可能是相同的。2.2 空间权重和空间滞后

在具有n个观测点的横截面环境中，不能直接从数据中估计协方差矩阵（式1），甚至渐进性也不再有效（协方差的数量随n2而增加，而样本大小仅随n的增加而增加）。相反，当能够获得横截面环境上的重复观测时，有可能使用其他维，并且获得一致的非参数的横截面协方差矩阵估计［6］。总的来说，必须为协方差赋予一个结构。针对这个问题存在三种主要的方法：一是基于一个空间随机过程的说明；二是基于协方差结构的直接参数表达；三是不指定协方差，而是在一个非参数框架中处理协方差。

与时间序列分析一样，空间随机过程分为两种类型：空间自回归（SAR）过程和空间移动平均（SMA）过程。尽管横截面环境和时间序列的前后关系之间存在重要的差别，但更重要的是，与一个沿时间轴变化的明确概念相反，在横截面环境中不存在相应的概念，特别是当所有观测在空间上是不规则分布时。因此需要引入一个空间滞后算子。可以将空间滞后解释为邻近观测单元上某一随机变量的加权平均，或作为一个空间平滑滤波器。为此，空间经济计量学引入了空间权重矩阵，这是与传统计量经济学的重要区别之一，也是进行空间计量分析的前提和基础。如何合适地选择空间权重矩阵一直以来是空间计量分析的重点和难点问题。

研究空间权重，首先要对空间单元的位置进行量化。对位置的量化一般依据“距离”而定。距离的设定必须满足有意义、有限性和非负性。最常用的距离的有经济距离［7］和空间距离。空间距离的设定方式主要有相邻距离、有限距离和负指数距离权数等。（1）相邻距离。相邻距离是一种最常用的空间距离。通过空间中的相对位置定义相邻时，需要根据地图上所研究区域的相对位置，决定哪些区域是相邻的，并用“0-1”表示，即“1”表示空间单元相邻、“0”表示空间单元不相邻。对于一个具有n个空间单元的系统，相邻矩阵W1是一个n×n稀疏的0-1矩阵，对角线元素为0(习惯上，空间单元不与自身相邻)，相邻元素为1。按照rook相邻规则，相邻矩阵C具有对称性。（2）有限距离和负指数距离。由于空间距离的设定一直极富争议。Pace提出了有限距离的设定。令dij表示两个区域(不一定相邻)之间的欧氏距离，dmaxi表示最大空间相关距离，对于第i个区域若：dij≤dmaxi，则Wij=1；否则Wij=0。同样W的对角线元素Wij=0。Anselin(1988)提出了负指数距离，具体设定为Wij=e-βdij，dij表示两个区域(不一定相邻)之间的欧氏距离，β为预先设定的参数。

此外，基于经验流量矩阵［8］(如贸易额、往来人员数等)、相邻边界长度占总边界长度的比重①、交通便利程度、k个最邻近［9］、距离衰减函数［1］、社会网络结构［10］等也可以设定空间权重矩阵，还可以基于选择上述几个矩阵的乘积设定空间权重矩阵。这些选择间接地表明空间权重的确定是外生的，且相当任意的。

在设定空间权重后，可将变量y在i单元的空间滞后表示为：

［Wy］i=∑j=1,…,nWij•yj或Wy（2）

式中：W表示空间权重矩阵（n×n），y表示随机变量的观测值（n×1）。

3.空间线性回归模型的设定

经典的计量经济学模型总是假定Gauss-Markov等条件，但是在区域经济分析的过程中，空间依赖的存在打破了大多数古典统计和计量经济学分析中样本相互独立的基本假设，因此直接将古典计量经济学的方法应用于与地理位置相关的数据时，通常不能获取这些数据的空间依赖性，会引起各种问题。因此，在处理空间数据时，要引入一些合适的空间统计和空间经济计量分析方法。当然空间计量经济学也不是抛弃所有的古典经济计量学技术，而是对这些技术加以修改以使它们能够适用于空间数据分析。从这个角度看，横截面数据和面板数据空间回归模型（主要是线性模型）构成了空间计量经济学中组织各种模拟方法的框架。通过对通用模型参数的不同限制，可以导出特定的模型，从而以不同的方式合并空间相关。

3.1 空间线性模型通用形式

Anselin给出了空间计量经济分析中空间线性模型通用形式。通过对通用模型的参数的不同限制，可以导出特定的模型。空间线性模型通用形式可表示为：

y=ρW1y+Xβ+ε,ε=λW2ε+u（3）

且满足：u~N(0,Ω)，误差协方差矩阵Ω的对角线元素为：Ωij=hi（za），hi＞0。

式中：β是与外生（解释）变量X（n×k)相关的参数向量（k×1)，ρ是空间滞后W1y的系数，λ是干扰项ε的空间自回归结构W2ε的系数，W1(n×n)、W2（n×n）分别与因变量的空间自回归过程和干扰项ε的空间自回归过程相关，可以是行标准化的矩阵，也可以是二元矩阵或其他非标准化矩阵。

由于误差项u呈正态分布且具有误差协方差矩阵Ω，其对角线元素考虑到不同离中趋势为P+1个外生变量z的函数（包括一个常数项）。P个参数a与非常数项相关，且有：a=0，h=σ2（经典的同离中趋势的情形）。

式（3）考虑了具有不同空间结构的空间过程，这个模型有3+k+p个未知参数［11］，其矩阵形式为：

θ=［ρ，β′，λ，σ2，a′］′

当将上式中参数向量的不同子向量设为0时，可以产生几个常见的空间模型结构。在各种文献中，讨论了四种传统的空间自回归模型，分别与下列情形相对应［12-13］：

（1）若ρ=0，λ=0，a=0（ρ+2个约束），产生经典线性回归模型；

（2）若λ=0，a=0（ρ+1个约束），产生混合的回归―空间自回归模型：

y=ρW1y+Xβ+ε（4）

（3）若ρ=0，a=0(p+1个约束），产生具有空间自回归干扰项的线性回归模型：

y=Xβ+λW2ε+u（5）

（4）若a=0（P个约束），产生具有空间自回归干扰项的混合的回归―空间自回归模型：

y=ρW1y+Xβ+λW2ε+u

从空间线性模型的通用形式（3）可以看出，空间计量经济的基本思想是将地区间的相互关系引入模型，对基本线性回归模型通过空间权重矩阵W进行修正。根据模型设定时对“空间”的体现方法不同，空间计量模型主要分成两种：一种是空间滞后模型，主要是用于研究相邻机构或地区的行为，对整个系统内其他机构或地区的行为存在影响的情况。式（4）相当于一个空间滞后模型，适合估计是否存在空间相互作用以及空间相互作用的强度，以反映可能存在的实质性的空间影响。另一种是空间误差模型。在这种模型中机构或地区间的相互关系通过误差项来体现，具体又包括空间误差自相关模型和空间误差移动平均模型。式（5）相当于一个空间误差（构成）模型，回归干扰项的空间相关相当于多余（干扰）相关。

3.2 空间回归模型的估计和检验

3.2.1 空间回归模型的估计。空间依存性的估计比时间序列要复杂得多。空间自回归模型由于自变量的内生性，OLS估计是有偏的(biased)和不一致(inconsistent)的。因此，上世纪60年代到80年代，经济计量学对空间计量经济学研究的焦点是模型估计，Besag(1974)［14］、Ord(1975)［15］和Mardia(1984)［16］分别讨论不同空间自回归模型的估计问题。80年代以后，最大似然估计(ML)成为文献中主流估计方法。最近几年其他估计方法如：Anselin(1990)［17］、Kelejian和Prucha(1999)［18］等提出工具变量法(IV)、广义矩估计(GMM)引起了理论界的重视。

3.2.2 空间回归模型的检验。判断地区间的空间相关存在与否，一般通过包括Moran's I检验、最大似然LM-Error检验及最大似然LM-Lag检验等一系列空间效应检验进行。

（1） 检验回归模型空间自相关的Moran I检验由Moran(1950)［19］最早提出，该检验到目前为止依然是使用最广泛的检验，它的最大优点是计算简单，只需要OLS估计或非线形优化即可。根据空间计量经济学的原理方法，首先对被解释变量进行Moran I检验，检验其是否存在空间自相关，如果存在则可以建立空间计量经济模型进行估计和检验，自相关指数Moran I检验的定义为：

It=ε′tWεtε′tεt

其中，W是空间权重矩阵，εit表示回归方程yit =yt+εit 的残差估计值，εit=yit-yt，并满足均值为0，方差为σ2t的正态分布，i=1,2...,N; t=1,2,...,T。

（2） LM-Error 检验及LM-Lag检验的表达式分别为：

LM-Error＝ ［e′We/(e′e/N)］2/trace(W2+W′W)

LM-Lag＝［e′WY/(e′e/N)］2/{［(WXb)′M(WXb)/(e′e/N)］+trace(W2+W′W)}，

其中b是回归方程的系数估计值。

LM-Error与LM-Lag检验都渐进服从自由度为1的卡方分布2(1)。这两个检验是针对不同形式的空间计量模型方程做出的，并不存在互相矛盾性，实际检验时需要同时进行这两种检验。同时，这些统计检验方法也可以用于诊断所估计的空间计量模型结果。

对于空间计量模型的估计如果仍采用最小二乘法，系数估计值会有偏或者无效，需要通过工具变量法、最大似然法或广义最小二乘估计等其他方法进行。

（3） 选择SAR或SEC模型的判别准则是：如果Moran I检验显著的情况下，最大似然LM-Lag检验较LM-Error检验更加显著，并且稳健估计R-LMLAG显著而R-LMERR不显著则选择空间滞后模型(SAR)；反之，则选用空间误差构成(SEC)模型。其次，在诊断模型总体显著性方面，除了拟合优度R2检验以外，一般使用自然对数似然函数值(Log Likelihood)进行判断(Anselin,1998)，自然对数似然函数值越大则拟合的效果越好。

另外，还有Wald、LR和RS(Rao Score)等检验。这些检验基于ML估计，最大的缺点是计算复杂，需要计算包括n阶雅克比(Jacobian)行列式的非线形对数似然函数优化。对于上述SAR和SEC两种模型的估计如果仍采用最小二乘法估计，系数估计值会有偏或者无效，需要通过工具变量法、极大似然法或广义最小二乘估计等其他方法来进行估计。鉴于空间计量经济估计中一系列问题有待进一步解决，目前一般空间计量模型都局限于一阶滞后模型、一阶自回归或一阶移动平均模型。

4.应用空间计量经济学研究的主要进展

从最新发展看，最近二三十年随着Anselin、Bruecckner、Kelejian、Haining、Case等人［20-22］的不懈努力，以及计算技术、计算机模拟技术的发展，特别是随着地理信息系统(GIS)和空间数据分析软件的发展，应用经济计量研究的重心正逐步从时间序列转向空间特性分析，空间计量经济学取得了突飞猛进的发展，并主要应用于截面数据和面板数据回归模型中复杂的空间相互作用与空间依存性结构分析。

4.1 应用领域日趋广泛

在一些专门化的领域中出现了一些明确结合了空间因素的模型以及相应的空间计量经济学应用，如区域科学、城市和房地产经济学、经济地理；而且在更多的经济学传统领域的各种经验调查研究中，也越来越多地采用空间计量经济学方法，如需求分析研究、国际经济学、劳动经济学、公共经济学和地方财政、农业和环境经济学。此外，在一些涉及计量经济学方法的文献中，对如何处理与结合数据的“地理”属性的模型相适合的备择模型、估计量和检验统计进行了越来越多的讨论。

4.2 理论验证不断增加

随着空间经济学应用领域的日趋广泛，阿瑟［23］、克鲁格曼［24-25］等重新对与经济地理学有关的马歇尔外部性、聚集经济及其他溢出效应的空间特征进行了评论。基于应用空间计量经济学进行验证的理论不断增加。

4.3 与GIS等空间数据分析和模拟技术渐趋融合

近年来，不断增多的地理数据推动了从实践、适用的角度来处理空间数据的技术的发展。在应用经济学和政策分析中，特别是在房地产和住宅经济学［26-27］、环境和资源经济学［28-29］、发展经济学等领域中，应用空间计量经济学与GIS技术逐渐趋于融合。

5.空间计量经济学在中国的发展和展望

随着国际上有关空间计量经济和新经济地理的研究不断地导入，空间计量经济学已广泛应用于基于中国问题的区域科学、城市和房地产经济学、经济地理等领域中，研究的重点有区域经济增长的空间相关性以及趋同和空间聚集模式［30-35］、区域经济溢出［36-37］和差异［38］等问题。同时，目前国内制约空间计量经济学发展的主要障碍仍然较多，如缺乏成熟的中文版的相关教材；缺乏如同SPSS、SAS、Eviews等可以直接做非空间计量经济分析的，现成的可以直接应用在实证研究中去的空间计量经济软件；缺乏可用于空间计量的数据基础。

目前，国内空间计量经济学需要研究的问题极多。如以我国在开放条件下的新的空间数据为基础，进一步实证区域经济增长的空间相关性（包括空间集聚和空间依赖性），分析区域经济增长在空间上的分布模式及其影响因素，研究区域经济的空间溢出（包括知识溢出）、增长趋同等问题，对传统理论、尤其是对新经济地理学理论大范围地进行证实或证伪，以实现理论上的重大突破，从而更好地指导政策和战略的制定，更好地指导区域经济的发展实践。随着国际空间计量经济学的发展以及我国按地区进行统计的基础资料不断积累，尤其是遥感技术应用到统计调查中来，使得按时间和空间排列的数据资料极为丰富，对数据进行空间甚至时空分析成为可能，我国空间计量经济学必将有广阔的发展前景。

注 释：

①对于第i个区域，根据区域(i,j)间的相邻边界长度Lij占总边界长度Li的比重来定义相邻权重。

参考文献：

［1］ Anselin L. Space and applied econometrics. Special Issue, Regional Science and Urban Economics. 1992, 22.

［2］ Anselin L and Rey S. Introduction to the special issue on spatial econometrics. International Regional Science Review. 1997, 20, 1~7.

［3］ Ioannides Y M. Evolution of Trading Structures. In The Economy as an Evolving Complex System II. Edited by Arthur W B, Durlauf S N and Lane D A. Reading, MA: Addison-Wesley, 1997, pp: 129~167.

［4］ Durlauf S N. Spillovers, Stratification and Inequality. European Economic Review. 1994, 38, 836~845.

［5］ Anselin L, Griffith D. Do Spatial Effects Really Matter in Regression Analysis. Papers, Regional Science Association, 1988, 65, 11~34.

［6］ Driscoll J C and Kraay A C. Consistent Covariance Matrix Estimation with Spatially Dependent Panel Data. The Review of Economics and Statistics. 1998, 80, 549~60.

［7］ Case A. Rosen H S and Hines J R. Budget spillovers and fiscal policy interdependence: evidence from the States. Journal of Public Economics. 1993, 52, 285~307.

［8］ Aten B. Evidence of spatial autocorrelation in international prices. Review of Income and Wealth. 1996, 42, 149~63.

［9］ Pinkse J, Slade M E. Contracting in Space: An Application Of Spatial Statistics to Discrete-choice Models. Journal of Econometrics. 1998, 85, 125~54.

［10］ Doreian P. Linear models with spatially distributed data, spatial disturbances or spatial effects. Sociological Methods and Research. 1980, 9, 29~60.

［11］ Hordijk L. Problems in Estimating Econometric Relations in Space. Papers, Regional Science Association, 1979, 42, 99~115.

［12］ Anselin L. Estimation Methods for Spatial Autoregressive Structures. Regional Science Dissertation and Monograph Series 8. Ithaca, New York: Cornell University, 1980.

［13］ Bivand R. Regression Modeling with Spatial Dependence: An Application of Some Class Selection and Estimation Methods. Geographical Analysis, 1984, 16(1), 25~37.

［14］ Besag , J. Spatial interaction and the statistical analysis of lattice systems［J］. Journal of the Royal Statistical Society, 1974.B36:192~225.

［15］ Ord,K. Estimation Methods for Models of Spatial Interaction［J］. Journal of the American Statistical Association,1975.70,120~126.

［16］ Mardia , K. V. and R. J . Marshall. Maximum likelihood estimation of methods for residual covariance in a spatial regression［J］.Biometrika,1984. 71 :135~146.

［17］ Anselin, L. Spatial Dependence and Spatial Structural Instability in Applied Regression Analysis. Journal of Regional Science,1990.30:185~207.

［18］ Kelejian H, Prucha I. A Generalized Moments Estimator for the Autoregressive Parameter in a Spatial Model. International Economic Review. 1999, 40, 509~533.

［19］ Moran, P. A. P. A test for the serial dependence of residuals［J］.Biometrika,1950.37 :178~181.

［20］ Bruecckner, J. K. Strategic interaction among governments: an overview of empirical studies ［J］. International Regional Science Review, 2002. 44 :438~467.

［21］ Case A. Neighborhood Influence and Technological Change. Regional Science and Urban Economics. 1992, 22, 491~508.

［22］ Case, A., H. S. Rosen and J. R. Hines. Budget spillovers and fiscal policy interdependence: evidence from the States ［J］. Journal of Public Economics,1993.52:285~307.

［23］ Arthur W B. Increasing returns, Competing Technologies and Lock-in by Historical Small Events: the Dynamics of Allocation under Increasing Returns to Scale. Economic Journal. 1989, 99, 116~31.

［24］ Krugman P. Increasing Returns and Economic Geography. Journal of Political Economy. 1991, 99, 483~499.

［25］ Krugman P. Space: the Final Frontier. Journal of Economic Perspectives. 1998, 12, 161~174.

［26］ Anselin L. GIS research infrastructure for spatial analysis of real estate markets. Journal of Housing Research, 1998a, 9, 113~33.

［27］ Can A. GIS and spatial analysis of housing and mortgage markets. Journal of Housing Research. 1998, 9, 61~86.

［28］ Bockstael N E.. Modeling economics and ecology: the importance of a spatial perspective. American Journal of Agricultural Economics. 1996, 78, 1168~1180.

［29］ Geoghegan J, Wainger L and Bockstael N. Spatial landscape indices in a hedonic framework: an ecological economics analysis using GIS. Ecological Economics. 1997, 23, 251~64.

［30］ 吴玉鸣.中国省域经济增长趋同的空间计量经济分析［J］.数量经济技术经济研究,2006，（12）：101~108.

［31］ 吴玉鸣.县域经济增长集聚与差异：空间计量经济实证分析［J］.世界经济文汇,2007，（2）： 37~57.

［32］ 吴玉鸣,李建霞.基于地理加权回归模型的省域工业全要素生产率分析［J］.经济地理,2006,（V26）：728~752.

［33］ 吴玉呜.空间计量经济模型在省域研发与创新中的应用研究［J］.数量经济技术经济研究,2006，（5）.

［34］ 吴玉呜.大学、企业研发与区域创新的空间统计与计量分析［J］.数理统计与管理,2007，（ V27）：318~324.

［35］ 林光平,龙志和,吴梅.中国地区经济σ―收敛的空间计量实证分析［J］.数量经济技术经济研究,2006，（5）.

［36］ 苏方林.中国省域R&D溢出的空间模式研究.科学学研究［J］.2006，（5）：691~701.

［37］ 苏方林.省域R&D知识溢出的GWR实证分析［J］.数量经济技术经济研究,2007，（2）.

［38］ 李序颖,陈宏民.居民收入与城市经济水平的空间自回归模型［J］.系统工程理论方法应用,2005,（V14.5）：396~399.

［作者简介］杨开忠（1962―），男，北京大学经济学教授、博士生导师，北京大学首都发展研究院常务副院长，北京大学政府管理学院副院长，北京大学中国区域经济研究中心主任，中国区域科学协会会长。主要从事区域经济学、城市经济学、发展经济学、环境经济学及战略管理的教学与研究。

篇（3）

一、引言

随着我国经济的发展，在计量经济学上的研究越来越深入，开始应用于管理、会计、教育等研究领域，为我国现代社会经济的发展提供了巨大的动力。就我国计量经济学研究工作来看，经过30多年的研究，虽然取得了瞩目成果，但是与国外研究成果相比，还存在一定的差距，这种差距主要表现在研究方法和水平上，严重影响到计量经济应用研究的科学性、可靠性。因此，相关部门必须深入研究，不断提高计量经济学应用研究水平，从而更好地服务社会经济发展。

二、我国计量经济学应用研究主要问题

1.计量经济学应用研究的理性认知问题

虽然我国计量经济学应用研究取得了瞩目成果，但是，对计量经济学应用研究缺乏理性认知，在应用研究中还是停留在表面。一方面，对计量经济学在经济分析中扮演的角色的认知不到位，认为计量经济学就是一种数据分析方法，主要是围绕经济学理论来分析，对经验数据的深入分析不足，这种错误的认知直接制約了计量经济学的发展；另一方面，计量经济学应用研究“量化”发展，认为计量回归的技术先进程度是衡量文章学术层次的重要表征，在这种人之下，研究学者的研究倾向、方法选择上很容易进入“量化”误区，造成计量经济学应用研究的发展可能产生“非理性”导向。

2.计量经济学研究模型的不合理

在计量经济学应用研究中，模型设定是该学科的核心内容，合理、正确的模型设定是其应用研究科学性的保证。但是，就目前来看，我国许多计量经济学应用研究中存在模型设定不合理的问题。在模型设计中，不能有效地结合理论与数据，有的建模理念脱离了实践，有的建模理念单纯的以经验数据为主，这种片面性的建模，很难发挥出计量经济学应用研究模型的真正作用。以经济理论为导向的建模范式为例，这种模型主要根据几个变量之间的关系来建模，然后进行回归分析，这种以单纯的经济理论为导向的模型应用性效果比较差，难以满足实际应用的需求。

3.模型应用研究的技术问题

我国计量经济学应用研究技术水平还比较低，受技术因素的制约，计量经济应用研究发展比较缓慢。以时间序列为例，就目前来看，时间序列模型设定时，为了获得更好的统计效果，会在模型中添加滞后项或移动平均项目，然而这种行为是没有经济学理论依据的，当时间序列模型中添加这些项后，回归模型的残差就可能存在时间序列相关，进而使得模型难以准确的反应时间序列动态变化，难以对变量作出准确的评估。另外，在时间序列模型中，误差的计量方法比较落后，在模型计量误差的时候是直接应用DF或ADF一般单位根检验临界值作为残差检验临界值，这种方法可能导致本来不具备协整关系的方程残差通过检验，进而影响到应用研究的科学性、可靠性。

三、计量经济学应用研究科学性的建议

1.正确看待计量经济学应用研究方法的科学性与局限性

计量经济学作为一门交叉型学科，在现代社会经济中有着重要的作用，而要想发挥其作用，就必须正确看待计量经济学。首先，要认识到计量经济学的科学性，理性看待计量经济学的地位、作用，只有正确认知计量经济学，才能更好地服务经济发展；其次，要认识到计量经济学的局限性，深入研究计量经济学理论，全面了解计量经济学应用研究领域，从而更好地发展计量经济学，推动社会经济的更好发展。

2.提高计量经济学研究模型的科学性、合理性、可靠性

经济社会里，计量经济学已成为一种重要的工具，而要想推动计量经济学的发展，就必须合理、科学设定计量经济学应用模型。首先，在计量经济学应用模型设定中，要有效结合理论、数据，遵循理论和数据相结合的“关系导向”范式，设定合理的模型，保证模型、理论、数据三位一体，确保模型能够全面地反映经济规律；其次，要确保计量模型与经验显示相符，在模型设定的时候，要根据数据生成过程来建模，从而保证模型设定经济意义上的有效性，确保模型本身与理论、数据相一致。

3.提高计量经济学的技术性

提高计量经济学应用研究的技术性是推动计量经济学应用研究发展的关键，以先进的技术为载体，可以提高计量经济学模式的应用效果，从而更好地服务经济发展。首先，要正确设定计量经济学应用模型，进而最大限度地保证误差项的源生性，模型设定过程中，要综合各方面的因素，以相关数据为依据，以理论为指导，从而保证应用模型的科学性；其次，要加强模型协整关系的检验，明确数据生产过程，采用科学、先进的计量软件来完成计算过程，保证计算结果的科学性，进而推动计量经济学研究的科学发展。

四、结语

综上，计量经济学应用研究是社会发展的必然，加大计量经济学应用研究可以更好地满足社会经济发展的需要，然而现阶段，我国计量经济学应用研究水平还比较低，计量经济学应用研究方法比较落后。因此，必须深入研究计量经济学，提高计量经济学应用研究水平，从而为社会经济发展提供保障。

参考文献： 

[1]刘艳. 一部深度反思计量经济学科之作——《计量经济学方法论研究》评介[J]. 财经问题研究，2016，（10）：129. 

篇（4）

关键词：

因子分析；经济质量；比较研究；安徽省

改革开放至今，中国经济发展势如破竹，经济增长率一度盘踞在两位数，创造了令世界各国震惊的经济增长速度，已经跃升为世界第二大经济体．但是，经济快速增长的背后却埋下了不少隐患．如经济增长速度放缓、产业与行业结构失衡、高污染高耗能企业比例较高、环境污染严重威胁居民健康．国家出台的《关于加快推进生态文明建设的意见》指出，要提高经济绿色化发展程度，推动生产方式的绿色化，加快发展绿色产业［1］．随着我国经济发展面临的新常态背景以及绿色化发展的提出，绿色化已经成为新常态下经济发展的新任务，更加注重从经济总量的发展向经济质量的提升这一发展模式转变，经济质量成为一个国家或地区经济发展水平的重要衡量尺度．钞小静［2］等以经济增长与经济发展的区别与联系为切入点，测度中国1978～2007年的经济增长质量，指出经济转型30年以来我国经济增长在其数量迅速扩张的同时，质量也获得了一定程度的提高；随后，钞小静［3］等对中国经济增长质量的时序变化与地区差异深度分析，并利用相关指标构建了一个评估中国经济增长质量的指标，并对转轨以来的中国经济质量进行了综合评估；方迎风［4］撰文研究经济增长质量的衡量标准，讨论了是福利还是效率的概念．综上所述，有关经济质量的研究主要还是在宏观层面的省域之间展开分析与评价，尚未能运用于微观层面的不同城市之间．无论从理论抑或实践的角度对经济质量问题进行研究，依然是值得继续探讨的重要课题．基于此，综合运用经济学、多元统计分析等相关知识，选取安徽16个城市作为研究对象，对其经济质量状况进行因子分析，尽可能客观、准确地评价安徽各城市经济质量状况．

1指标构建及方法介绍

1．1指标构建基于已有研究成果而构建经济质量指标，以期能够较好地衡量安徽各城市经济质量状况．为此，具体从经济发展、资源环境和生活水平3个方面出发，选取GDP、地方财政收入、商品进出口总额、固定资产投资、邮电业务量、第三产业占比、社会消费品零售总额、R＆D经费、专利申请数和R＆D人员10个指标来反映城市经济发展状况，以工业固体废物综合利用率、单位地区GDP能耗和城市污水处理率来反映资源利用与环境保护状况，以城镇居民可支配收入和城镇居民消费性支出反映城市居民生活水平状况，进而全方位、多角度地衡量及测算经济质量，选取了反映经济质量水平的15个指标如表1所示．

1．2研究方法选取因子分析是一种通过显在变量测评潜在变量、以具体指标测评抽象因子处理降维的一种统计方法，基本思想是将实测的多个指标之间的内在相互关系，用少数几个潜在指标的线性组合表示，进而寻找变量之间的潜在结构．因子分析需处理好两个问题：因子变量构造和对因子变量进行命名解释．此方法可以减小人为确定权重的缺陷，利于综合评价结果客观呈现；不足之处是浓缩后因子的意义不能完全确定，且会有一些信息没有被提取．通过因子分析法进行的综合评价，可以类比应用于对城市经济质量状况的综合评价．因子分析法用数学模型可表示。

2实证分析

2．1数据准备根据所建立的城市经济质量指标体系，选取了安徽省16个地级市即宿州、蚌埠、阜阳、合肥、六安、马鞍山、芜湖、滁州、宣城、淮北、亳州、淮南、铜陵、安庆、黄山、池州，并就它们有关经济质量的15个指标数据进行分析．考虑数据的可得性，相关指标数据主要来源于2014年《安徽统计年鉴》和各市统计信息网，收集整理并计算出安徽各城市2013年的经济质量指标数值．为了剔除因数据的量纲不统一对分析结果造成不必要的影响，首先标准化处理原始数据．

2．2计算相关系数矩阵并进行统计检验根据上述因子分析法的基本步骤，首先对数据的相关性进行检验，判定该组数据能否进行因子分析，常用的检验方法是KMO检验和Bartlett特球形检验，一般认为KMO值统计量大于0．5就可以做因子分析．经SPSS19．0统计分析软件进行KMO检验和Bartlett球形检验如表2所示．由表2可知，KMO检验结果为0．660，近似卡方值为354．639，P值几乎为0．检验表明：数据变量之间比较适合运用因子分析法来进行实证研究.

2．3求R的特征值以及贡献率进行因子提取时，可参照特征值是否大于1或者累积贡献率达80％的准则进行提取．因子贡献率表如表3所示．因子分析的碎石图如图1所示．由表3和图1可知，曲线中前3个因子的特征值大于1，累积贡献率为84．478％，累积方差贡献率也达到80％以上，基本上包含大部分指标信息．故而提出此3个因子作为主因子来分析，效果总体较为理想．

2．4建立因子载荷矩阵并命名采用方差极大旋转法对初始因子载荷矩阵进行旋转，以期获得因子的意义，旋转后的因子载荷矩阵如表4所示．设Fi（i＝1，2，3）代表所提取的3个主因子，则3个公因子分别表示为F1、F2、F3．由表4可以看出：第一主成分F1在GDP、第三产业占比、地方财政收入、商品进出口总额、R＆D人员、固定资产投资、社会消费品零售总额、R＆D经费和专利申请数等变量上具有较高载荷，表明第一主成分基本反映了相关指标信息．同时，这些指标从经济的总量、结构、效率以及活力与开放度来描述，因此，将公因子F1命名为经济发展因子，该因子方差贡献率为59．64％．第二主成分F2在工业固体废物综合利用率、单位地区GDP能耗和城市污水处理率3个指标上具有较高载荷，表明第二主成分基本反映了这些指标的信息．同时，这3个指标均与资源环境保护有关，因此，将公因子F2命名为资源环境因子，该因子方差贡献率为16．43％．第三主成分F3在城镇居民可支配收入和城镇居民消费性支出指标上具有较高载荷，这两个指标与居民生活状况相关，因此，将公因子F3命名为生活水平因子，该因子方差贡献率为8．39％．

3实证结果分析

3．1经济发展不平衡安徽16个城市经济质量因子得分排名如图2所示．由图2可知，经济发展排名前5的城市分别是合肥、芜湖、马鞍山、安庆和滁州，其中前4个城市的经济质量得分为正值，这4个城市经济发展得最好．通过观察GDP、第三产业占比和商品进出口总额等相关指标的统计数据可以发现，合肥、芜湖和马鞍山三市在总量、速度和结构上都明显优于其他城市．值得一提的是，这些城市的R＆D经费投入、R＆D人员和专利申请数也优于安徽其他城市，这也表明其经济发展的创新性有显著提升．观察经济发展状况较差的5个城市即池州、淮北、黄山、亳州和宿州，这些城市GDP总量、固定资产投资、商品进出口总额和社会消费品零售总额相对较少，且第三产业占比低、R＆D经费投入不足、R＆D人员稀缺和专利申请数较少，观察其地理位置发现大部分城市位于皖北地区，由于制约皖北地区经济发展的深层次矛盾根深蒂固，化解这些矛盾尚需一定的时间，使得皖北地区经济发展与全省的差距仍然存在，同时还有进一步扩大之势．

3．2资源利用问题较大安徽16个城市资源环境因子得分排名如图3所示．由图3可知，对资源利用和环境保护较好的城市有黄山、池州、芜湖、宣城等六市，其资源环境因子得分大于0．从统计数据看，这6个城市的工业固体废物综合利用率高、单位地区GDP能耗低以及城市污水处理率高．资源环境因子得分较低的城市分别是马鞍山、亳州、合肥和宿州等市，令人担忧的是经济发展第一的合肥在资源环境因子上的得分也是负值．这些城市单位地区GDP能耗高、工业固体废物综合利用率低，整体而言，得分普遍较低，而且有10个城市资源环境因子得分为负值，这说明对资源环境合理利用与保护的城市少之又少，大部分城市的经济发展并没有摆脱资源消耗与环境污染的老路．

3．3生活水平有差距安徽16个城市生活水平因子得分排名如图4所示．由图4可知，合肥、芜湖、蚌埠、淮北、滁州、安庆、淮南、亳州和阜阳9个城市的生活水平因子得分为正值．但是，仍有黄山、池州和六安等7个城市的生活水平因子得分为负值，这些地区的城镇居民可支配收入和城镇居民消费性支出相对较低，影响了人民生活水平质量．这说明大部分城市的居民生活水平状况有了较大地改善，人民的生活满意度朝着良好的态势发展．

3．4整体情况喜忧并存从综合得分可知，合肥、芜湖、安庆和马鞍山综合得分为正值．其中，合肥位居全省第一，紧随其后的是皖南地区的芜湖，皖中地区的安庆位居第三，而位于皖北地区的淮北、亳州、阜阳、宿州以及皖南地区的池州、黄山则明显低于其他市．总体来看，在安徽省区域的经济发展能力方面，皖中地区由于临近长三角，且经济基础较好，整体水平高于皖北和皖南地区，并与皖北和皖南地区各市之间存在明显较大的水平差距．同时，值得注意的是，综合得分为正值的4个城市中只有芜湖市在资源环境因子得分中为正值，还有一部分城市像亳州、宿州等不但经济发展没有提升，而且资源环境因子得分也是负值．

4总结与建议

综上所述，以安徽省16个地级市为单位，不同城市间的经济发展水平、对资源环境的消耗与污染、人民的生活水平都表现出区域的不平衡性，同一城市的不同因子之间也表现出非均衡特征，比如有的重经济发展的总量与速度，因而忽视对资源环境的合理利用与保护．因此，安徽城市的经济发展虽然可圈可点，但经济质量的基础比较薄弱，还有较大提升空间．为此，处于不同经济质量阶段的城市应因地制宜制定政策，促使其向“质优量高”的方向转变．

4．1优化产业结构，实施创新驱动发展一是对综合得分较高的城市，特别是经济发展因子得分相对较高的城市，也即对经济发展较快的合肥、安庆、马鞍山而言，要继续发挥自身优势和扩散作用，在稳定自身发展的同时，集合优势实现产业的转型升级，由过度依赖第二产业发展开始向依靠第二、三产业的协调发展，注重第一、二、三产业的协调发展；二是对综合得分较低的城市，特别是经济发展因子得分相对较低的城市，也就是经济发展较落后的皖北地区，要持续加大投资力度，发挥本地优势，优先发展经济．地方政府要一以贯之实施振兴皖北战略，还需要积极融入泛长江三角经济发展圈，加强与发达区域之间的经济合作；三是无论综合得分较高或是较低的城市，都需更加重视科学技术的研究、开发与应用，发展产学研合作机制，实现科技成果产业化，不断加大创新投入，发展高技术产业和战略性新兴产业，并因此实现产业向高技术、高附加值、高配套、较优规模经济的“三高一优”目标加速攀升与不断推进．

4．2重视绿色发展，提升人民生活质量一是对资源环境因子得分较低但生活水平因子得分相对较高的城市，要着力转变经济发展方式，处理好经济发展、资源节约与保护环境之间的关系．首先，优化能源结构，加快发展可再生能源和新能源．其次，加强宏观指导，大力发展循环经济．再次，加大环保投入，完善环保政策体系；二是对资源环境因子得分较低而生活水平因子得分不高的城市，需要更加注重人民生活水平的提升，与此同时，也需注重环境保护与可持续发展，以提升生活质量为追求目标，实现可持续发展；三是综合考虑，整体规划．安徽省各城市需因地制宜地结合本地3个因子得分水平，既要重点推进薄弱因子的得分提升，也要兼顾其他因子得分的加强，注重经济质量的协调推进与全面发展．

参考文献：

［1］邓建胜．“绿色化”，新在哪里［N］．人民日报，2015－03－30（15）．

［2］钞小静，惠康．中国经济增长质量的测度［J］．数量经济技术经济研究，2009，26（6）：75－86．

［3］钞小静，任保平．中国经济增长质量的时序变化与地区差异分析［J］．经济研究，2011，46（4）：26－39．

篇（5）

引言

1926年，挪威经济学家弗瑞希根据生物计量学biometrics仿造出计量经济学econometrics.1930年12月，弗瑞希、丁伯根等人在美国克里夫兰发起成立了国际计量经济学会，并于1933年创刊《Econometrics》，标志着计量经济学的诞生[1].计量经济学是经济理论、数学和统计学三者的综合[1].从其性质来说,计量经济学是一门经济学科,或者说是经济学的一个分支，是属于应用经济学范畴的一门文理渗透的交叉学科，而不是应用数学或应用统计学[2].计量经济学作为开设的专业必修课，如何学好这门学科，对于在校大学生来说，是十分重要的，部分教师也对目前计量经济学的教学改革提出了建议[3-7].宿州学院数学与统计学院在应用数学专业和统计学专业均开设了计量经济学课程，在培养应用型人才的教学目标下，改进现有的计量经济学教学体系以及相关教学方法是非常有必要的.为了进一步探讨如何进行计量经济学的教与学，我们对全院开设计量经济学的本科生进行了问卷调查.对计量经济学课程学习中所涉及到的教学内容进行分析，并从课程的认知程度上对课程学习效果进行分析，结合分析结果，对新兴应用型本科院校的计量经济学教学提出了几点建议.

1课程的学习准备

本科计量经济学是一门综合性较强的课程，要求学生具有宏微观经济学、高等数学、线性代数、概率论与数理统计、统计学等先修课程的良好基础，学生在这些方面的基础知识是否扎实关系到本课程的学习质量，所以就相关课程的掌握情况对学好计量经济学课程有着显著影响的观点也进行了问卷调查，调查结果如下：由图可以看出，大部分学生对于各门课程对学好计量经济学课程有着显著影响的观点表示有点同意或非常同意，只有极少数人对此观点表示非常不同意.其中认为统计学的学习对计量经济学的学习有着显著地影响，其次是相关的专业课程，认为对计量经济学课程学习影响最小的是西方经济学.由于计量经济学是一门理论与实践相结合的课程，通过调查我们发现，绝大部分同学认为在学习方式上主要以课堂认真听讲为主，课堂听讲与课后预、复习相结合、完成相应的习题以加强理解和上机实习理解所学的知识.

2课程教学内容情况

目前，计量经济学的课程教授分为绪论、经典线性回归模型和单方程回归模型的扩展.我校使用的是庞皓主编的十三五规划教材计量经济学，对于计量经济学的各章教学内容而言，同学们对各个内容的感兴趣程度的情况如图2：从上图看出，导论部分感兴趣程度的均值评分明显较低，且调查者之间的差异较大，其他内容评分也有差异，但差异不明显，相差不大.针对各章的内容，进行了难度调查，我们发现：（1）对于简单线性回归模型的内容而言，同学们认为回归系数的显著性检验内容难度最大，计量经济学建模的基本思路内容难度相对最低.(2）在多元线性回归模型中，同学们认为多元回归模型有关的数学公式的证明难度最大，多元回归模型各类表达式以及参数估计等知识点难度相对较小.(3）在计量经济学模型多重共线性的检验中，同学们认为最难以掌握的是多重共线性实例分析中的逐步回归法和多重共线性的补救措施.(4）在计量经济学模型异方差检验中，同学们认为最难以掌握的是异方差的几种统计检验方法，最容易掌握的是异方差的基本概念及经济意义.(5）在计量经济学模型自相关的检验中，同学们认为最难以掌握的是Cochrane-Orcutt法及上机操作，自相关的基本概念及经济意义、检验自相关性的基本思路相对而言最容易.

3课程学习情况分析

3.1单因素方差分析

我院开设计量经济学课程的专业，学生文理兼收，不同专业的学生在教学中体现了不同的学习特点.我们将完成计量经济学作业方式分别对喜欢专业程度评分、教学内容评分、难易程度评分、理论性评分、实用性评分、课程期望评分、本课程喜欢程度评分进行单因素方差分析，结果如下：从方差分析表可以得出，完成计量经济学作业方式对喜欢专业程度评分、教学内容评分、难易程度评分、本课程喜欢程度评分影响的显著性检验的p值都小于0.05，因此可以得出结论，至少有95%的把握说完成计量经济学作业方式对喜欢专业程度评分、教学内容评分、难易程度评分、本课程喜欢程度评分存在显著性差异.

3.2学生对课程的认知程度分析

在调查中我们发现大学生对计量经济学课程的认知程度普遍不足.在成绩等级为60分以下的大学生中仅20%的人认为计量经济学是重要的，成绩在60分到70分的大学生中有70%的人认为计量经济学不重要或重要性一般，成绩在70分到85分之间的大学生认为计量经济学不重要的仅有10.3%，成绩在85分以上的学生没有人认为计量经济学是不重要的，93.3%的人是肯定计量经济学的重要性的.由此，我们不难发现认知程度在不同的成绩等级中的分布是不同的，认知程度高的一般分布在成绩好的层次中.

4结论

通过对我校学生对计量经济学课程学习情况的调查分析，结合应用型本科院校应用型人才的培养目标，对计量经济学课程教学提出以下几点建议：提高学生对课程的认知度.作为以培养应用型人才为目标的本科院校，为了培养学生的综合素质，增强其实际应用能力，开设计量经济学课程是十分必要的.充分意识到课程学习的重要性，是保证教学效果的良好前提.加强理论与实践相结合的教学模式.由于计量经济学是一门与实际应用密切相关的学科，在教学中加大案例教学，通过实际案例引入理论知识能够加深学生对所学模型的认识，以便更好的加以应用.在案例教学中，可适当增加师生之间、学生与学生之间的互动和讨论，从而增强学习的趣味性，提升教学效果.合理使用课程论文，使课程考核多样化.在计量经济学的课程考核中，除了对理论知识的考核外，还应该增加实践动手能力的考核.引入课程论文考核，在学期中对学生进行分组，不仅能够锻炼他们在理论应用分析、模型构造、软件使用等各方面的综合能力，还能够在日常学习中增强同学们的交流，促进大家的团队协作.考核时通过PPT答辩，更进一步的加深对该课程的学习体会.

[参考文献]

[1]达莫达尔N.古亚拉提.计量经济学精要[M].北京:机械工业出版社,2003：3-8.

[2]庞皓.计量经济学[M].3版.西南财经大学出版社,2012：4-5

[3]王峰.本科《计量经济学》课程研究型教学模式改革[J].江西金融职工大学学报，2008(04):101-103.

[4]盖耕宇.本科计量经济学案例教学探讨[J].中国科教创新导刊,2010(25):68-68.

[5]阳玉香,谭忠真.应用型人才培养目标下的计量经济学教学改革[J],经济研究导刊，2010(20):212-213.

篇（6）

关键词：

计量经济学；实验教学；案例教学；多媒体教学

0引言

近年来，计量经济学已经成为本科院校经管类专业的专业必修课。不少学者专门研究了计量经济学课程的教学改革问题。王少平、司书耀（2012）指出计量经济学教学应该以“教会学生学习”以及“干中学”为指导思想，在教学实践中实现提出问题与学生合作式讨论、理论与方法、实例与计量模型分析相结合。孙文杰（2015）认为计量经济学应从三个方面改革教学模式，即带着问题的启发式教学、引进教学案例、改变课程考核方式。刘晓平（2016）以青海大学为例，从课程教学内容、案例教学模式、实践教学模式、课程教学方法与手段等方面研究了计量经济学课程教学体系改革，其中在实践教学模式中还特别提到开展学生第二课堂实践活动。于婷婷、乔鹏亮（2015）以钦州学院为例，分析了应用型大学计量经济学课程教学现状和存在的问题，提出课程教学改革措施，包括：完善课程体系、增加教学课时、注重学生实践、引进师资力量、调整教学内容安排、编写适用教材等。石璋铭（2015）分析了新建本科高校计量经济学教学效果提升路径。笔者所在的武汉轻工大学经管学院开设计量经济学课程较早，于2002年首次在工商管理专业以专业必修课的性质开课。之后，随着教学计划的修改，成为国际贸易、金融学、工商管理、旅游管理、会计学、市场营销、物流管理等经济管理类专业的必修课。该文将根据近些年来笔者承担该课程的教学经历，基于创新能力培养的视角，研究了计量经济学的教学改革问题。

1计量经济学教学中存在的问题

1．1目标不明确，定位不准确

从计量经济学的教学层次上来看，分为初级、中级、高级等三个层次，分别针对本科生、硕士生、博士生。目前武汉轻工大学主要是针对本科生的教学，应该属于初级计量经济学，但是因为教材和课时的原因，计量经济学的教学目标不够明确，定位偏高，大概定位在初级和中级之间。其结果导致过于强调理论教学，而弱化了实践教学；强调了理论知识的系统性，弱化了本科计量经济学应对传统计量经济学模型与方法重点讲解的中心地位。其次，从本科专业类别看，共有7个专业，不仅有国际贸易、金融学、物流管理、市场营销等对定量分析要求较高的专业开设计量经济学，而且会计学、旅游管理、工商管理等对定量要求较低的专业也开设计量经济学。但目前，武汉轻工大学针对所有的经管类专业所开设的计量经济学课程都相同，教学大纲、课时、教学要求都一样，没有任何区别。这样就存在定位不明确、层次界定不明的问题，也是导致教学效果不太好的重要原因之一。

1．2重视理论教学，轻视实验教学

计量经济学是一门实用性很强的课程，强调理论与实践相结合，特别强调计量软件的使用。因此，教学过程一般分为理论教学与实验教学两部分。我校的计量经济学课时一般为48学时，其中，理论教学安排36学时，实验教学安排12学时。从整体课时安排来说，理论教学还是稍微偏多，实验教学稍微偏少。我校使用的计量经济学软件主要是Eviews7．2。尽管这个软件不复杂，已经菜单化了，但是计量经济学的实验教学仍然是薄弱环节，在仅有的12学时实验中，很难让学生熟练应用各种估计及检验方法，并运用计量经济模型来解决实际经济问题。实验教学环节有待进一步加强。另外，理论与实践教学两者的分离以及时间上的衔接问题，也容易产生问题。在理论教学中，由于条件的限制，课堂教学侧重于理论知识的讲授，强调理论体系的系统性和完整性，缺乏必要的时间和各种相应的条件、设备对学生进行能力、技巧和操作方法上的训练，只能通过布置习题方式让学生掌握所学内容。而实验教学部分，由于时间上的滞后和学生已经按要求完成了布置的作业，导致此时的教学内容难以安排：讲授统计软件的应用偏离了课程的方向；布置学生完成教师所给或者是书本中的例题与习题，对学生而言只能是一种简单的重复劳动，并不增加知识含量；要求学生自己收集有关材料和数据进行分析，则必须考虑学生的知识体系和资源闲置，不仅增加了学生的负担，也增加了教师评判的难度；教师指定分析任务、给出数据，由学生进行简单的软件操作和分析，则限制了学生自由发挥的空间，不能体现学生在教学环节中的主体地位，难以满足学生多样化的要求。

1．3案例教学缺乏，教学手段单一

目前，计量经济学课程的教学中，案例教学相对缺乏。计量经济学是一门实践性很强的工具课，空洞的理论往往显得枯燥而不易让人接受，缺少案例讨论的教学方式往往容易使学生对课程的性质产生误解，认为计量经济学就是统计课、数学课，继而产生畏难情绪，对学习失去兴趣，更严重的是，学完后照样不会对实际的社会经济问题进行恰当的分析。同时，即使有一些案例讨论，但是这些案例大多比较陈旧，相互关联性不强，无法吸引学生，也很难到达培养学生分析问题、解决问题的能力这一目的。另外，计量经济学教学中还存在教学手段单一的问题。目前，主要使用黑板作为教学手段，也曾经尝试过多媒体教学。在教学过程中发现，两种方式各有利弊。黑板教学有利于学生利用板书的时间更好地思考相关问题，更好地接受新知识，但是信息量太小，节奏过慢。多媒体教学可以节省教师大量板书时间，加快授课节奏，但同时却增加了学生思维的强度和负担，减弱了学生对课堂学习内容的印象。

2基于创新能力培养的计量经济学教学改革建议

2．1针对不同专业合理定位教学目标

计量经济学课程在经济管理领域的广泛应用使其在经济学界的越来越重要。计量经济学的本科教学更是奠定经济管理类学生定量分析的基础。针对不同的专业，合理安排教学大纲和教学计划，对于国际贸易、金融学、市场营销等定量分析要求较高的专业，可以开设为专业必修课，安排较多学时（如64学时），适当增加理论的教学力度，而对于会计学、旅游管理、工商管理等定量要求较低的专业，可以开设为专业选修课，安排较少的学时（如40学时），更注重实践能力的培养。

2．2合理安排教学内容，进一步加强实验教学环节

由于计量经济学的发展非常迅速，一些新的理论不断出现。从本科生教学来看，传统的计量经济模型应该是教学的重点。主要的教学内容应该包括经典线性回归模型（含一元线性回归和多元线性回归）的假设、估计、检验、预测，以及回归模型的计量经济学检验（包括多重共线性、异方差、自相关）、时间序列的单位根检验和协整检验。除此之外，有些新的计量经济模型如Probit模型、ARMA模型、VAR模型等可以作为选学内容，作适当补充。计量经济学是一门理论和实践结合的课程，其实践性非常强。而以往的实验教学还相对比较薄弱，课时量有限，学生也仅仅会使用Eviews软件进行相关的数据验证，而无法使用软件独立建立一个完整的计量经济模型。所以，应该加强实验教学环节，除了要求学生掌握最基本的操作步骤外，要应该要求学生能够应用软件解决实际经济问题。在具体的实验教学中，可以使用自主性实验的教学模式，制定实验教学计划，把学生分为若干个3~5人的研究小组，指导学生选择合适的实验课题，检查、指导学生进行实验并撰写相应的实验报告。通过这样一个过程，不仅保证学生的基本训练，而且还培养学生分析问题、解决问题的能力，增强其数量分析能力，提高了学生的综合专业素质。

2．3加强案例教学，多媒体教学与黑板教学相结合

为了使学生能够灵活应用计量经济方法，在掌握理论基础的同时也应该配合案例进行教学。在不同的部分要选择适当的案例，其目的是使学生更加清楚地理解计量经济学的原理、思想方法以及如何应用该方法解决实际问题。在小的知识点，比如对数据类型的介绍，可以分别举例说明时间序列数据、横截面数据、面板数据、虚拟变量数据等。在每一部分结束的时候，有必要对这一部分的理论做一总结，同时辅以能够贯穿这部分理论的案例，比如讲完一元线性回归模型，可以找一个适当的案例（如家庭收入与支出的关系的案例），能够涉及到从变量选取、设定模型、搜集数据、参数估计、假设检验、应用模型等建模的全过程。所选择案例的难度要适宜，不宜过大，否则容易使学生产生畏难情绪，达不到预期目标。案例来源渠道其实非常多，比如：相关计量经济学教科书中的案例、专业期刊发表的含有计量经济学模型的论文、经济新闻等等。同时，在教学手段上，适宜采用以多媒体教学为主，黑板教学为辅。采用多媒体教学是大势所趋，而且还可以提高教学效率。但是多媒体教学和黑板教学各有利弊。笔者认为，有关公式的推导、模型的检验等过程还是比较适合黑板教学，而案例分析则比较适合多媒体教学。所以，为了提高效率，增加信息量，又不影响教学教果，则最好以多媒体教学为主，在适当时候辅助以黑板教学，两种方式有机结合。

2．4积极开展计量经济学的第二课堂教学

积极开展计量经济学的第二课堂教学是第一课堂教育必要且有益的补充，对于锻炼学生社会实践能力、培养学生创新能力、提高学生综合素质等方面具有重要的作用。计量经济学第二课堂形式多种多样，既包括社团活动、社会调研、科技创新竞赛，也包括实验操作模拟、创新课题申报、参与科研项目、撰写科研论文等。

作者：王新华 单位：武汉轻工大学经济与管理学院

参考文献

1王少平，司书耀．论计量经济学教学中的能力培养［J］．教育研究，2012（7）

2孙文杰．计量经济学教学模式的改革与能力培养［J］．科教文汇，2015（2）

3刘晓平．计量经济学课程教学体系改革研究［J］．产业与科技论坛，2016（1）

4于婷婷，乔鹏亮．应用型大学计量经济学课程教学改革探讨［J］．新西部，2015（14）

5石璋铭．新建本科高校计量经济学教学效果提升路径探析［J］．湖北理工学院学报（人文社会科学版），2015（4）

6阳玉香，谭忠真，莫旋．应用型人才培养目标下的计量经济学教学改革［J］．经济研究导刊，2010（20）

7徐盈之．研究型大学高级计量经济学课程教学改革探讨［J］．东南大学学报，2009（2）

篇（7）

［关键词］

旅游经济增长；空间计量模型；空间外溢性；供给要素

我国旅游业经过30多年的发展，已经成为一个多方位、多层面、多维度的综合性现代大产业体系。目前，旅游业对国民经济社会发展的贡献达到10%，在促投资、扩就业方面发挥了重要作用，2014年我国旅游业直接投资7053亿元，同比增长32%，高出第三产业投资增速15个百分点，高出房地产投资增速21个百分点。2013年旅游直接就业人数2278万，相比1978年翻了近5.7番，2013年旅游直接和间接就业总人数为6441万人，占全国就业总数的8.4%。我国旅游经济增长引起了社会各界的广泛关注，相关学术文章相继在各种学术期刊中涌现。关于旅游业经济增长的测算主要是基于索罗经济增长模型，构建柯布道格拉斯生产函数，运用生产函数法测算资本、劳动要素对旅游经济增长的弹性系数，如左冰等(2008)得出中国旅游业为典型的劳动要素驱动型增长方式，朱承亮(2009)得出资本是驱动我国省际旅游产业发展的主动力之一。旅游经济增长过程中，吃、住、行、游、购、娱六要素均存在明显的区域流动性，旅游资本和劳动要素在不同区域之间流动，导致旅游经济增长存在空间相关性，目前已有相关学者认识到空间相关性对旅游经济增长的重要性，开始运用空间计量模型对旅游经济增长进行研究，如吴玉鸣(2010，2014)、徐伟等(2010)。本文运用空间计量模型对省域旅游经济增长进行研究，在考虑时空特征的同时，将空间效应纳入研究体系，使得空间计量模型估计更加有效，从而挖掘出资本和劳动力等供给要素对省域旅游经济增长的影响，进而更有针对性地制定省域旅游经济增长政策。

一、省域旅游经济增长模型构建及数据处理

(一)旅游经济增长模型构建经济增长的发展轨迹表明，不同学派对经济增长研究的重点主要聚焦在经济增长的动力分析，大部分根据生产函数模型去探寻经济增长的供给动力。传统的生产函数模型是建立在索洛增长模型的基础上经济增长模型，索洛模型虽然形式简单，但是却被广泛应用，成为绝大多数长期经济增长研究的基础。为了分析资本、劳动力等供给要素对旅游经济增长的影响，本文基于索洛增长模型构建柯布－道格拉斯生产函数模型，把旅游经济增长的供给动力分为资本积累和劳动力供给，区域旅游经济增长的柯布－道格拉斯生产函数形式。对于生产函数中参数α和β的估计，有经验法、回归法和份额法等三种方法。其中，回归法由于较为贴近实际情况，并可以避免主观随意性而使用最多，本文使用回归法估计生产函数的参数。

(二)数据来源及处理本文以全国31个省、直辖市、自治区旅游经济增长为研究对象，由于目前缺乏直接的旅游增加值指标，本文选取省级区域旅游企业营业收入作为旅游经济产出指标，主要数据包括旅游企业营业收入、固定资产投资、从业人员数，数据来源于《中国旅游统计年鉴(副本)》，为便于数据间可比，采用居民消费价格指数、固定资产投资价格指数对旅游企业营业收入和固定资产投资进行折算，居民消费价格指数、固定资产投资价格指数数据来源于《中国统计年鉴》。省级区域旅游统计数据口径近年来有所变化，2001－2009年旅游企业主要经济指标数据包括旅行社、星级饭店和其他旅游企业的相关数据，2010年旅游企业主要经济指标数据只公布了旅行社和星级饭店的相关数据，2011－2013年旅游企业主要经济指标数据则包括旅行社、星级饭店和旅游景区。数据口径变化后，给旅游企业营业收入、旅游固定资产投资、旅游业从业人员等指标的连续性带来挑战，如2009年全国旅游企业固定资产原价为8276亿元，而2011年的固定资产原价为6329亿元，2009年全国旅游企业从业人员为275万人，而2011年从业人员为204万人，相关指标时间序列数据不可比。为科学测算资本、劳动力等供给要素对旅游经济增长的影响，本文选取2001－2009年作为研究时间段。

二、省域旅游经济增长空间计量模型设定及空间权重矩阵构建

(一)空间计量模型设定从柯布－道格拉斯生产函数模型出发，考虑到旅游经济增长过程中，资本和劳动力存在较为明显的区域流动性，区域旅游经济增长具有显著的空间相关性和异质性，建立空间计量经济模型。空间计量模型充分发挥空间计量经济学与面板数据计量经济学的双重优势，将时空双向特征和空间信息纳入模型框架，使得空间计量模型较传统面板数据计量经济模型的估计更为有效。空间面板数据模型包括空间滞后、空间误差、空间杜宾三种常用的面板数据模型，考虑到旅游经济增长省域间空间依赖性和异质性的存在，初步建立以下三种空间计量经济模型:1．空间滞后面板数据模型省域旅游经济增长空间计量模型首先从时间维度测度了本区域旅游资本存量和旅游劳动力投入对旅游经济增长的影响;其次，通过区域旅游经济增长空间依赖性的假设，将本区域旅游经济增长与邻近区域旅游资本存量、旅游劳动力投入及旅游经济产出相关联，从空间维度测度邻近省份旅游资本存量、旅游劳动力投入对本区域旅游经济增长的影响，以及邻近省份旅游经济增长对本区域旅游经济增长的影响。

(二)空间权重矩阵构建空间计量模型与传统计量经济模型的主要区别之一是引入了空间权重矩阵，空间权重矩阵也是进行空间计量研究的重要前提和基础。在对省级区域旅游经济增长建立空间计量模型时，我们采用综合地理空间权重矩阵和经济空间权重矩阵的空间权重矩阵，其中地理空间权重矩阵采用大圆距离反比法进行构造，即基于距离反比的空间矩阵是以区域i与区域j之间的距离为dij的倒数或者倒数的平方作为权重构建空间权重矩阵，从而可以反映空间距离相近的区域比空间距离相远的区域具有更强的相关性，区域之间的空间效应随着空间距离衰减，地理空间权重矩阵如下。

三、省域旅游经济增长空间模型选择LM检验

在建立省域旅游经济增长空间计量模型之前，为了检验空间滞后、空间误差、空间杜宾数据模型中的哪个模型最能刻画省域旅游经济增长时空变化，运用LM检验对省域旅游经济增长及旅游资本积累、旅游劳动力投入等供给要素进行空间效应检验。在传统面板数据模型中，有无固定效应、空间固定效应、时间固定效应以及时间空间双固定效应四类，为了更为全面地反映空间效应，我们对四类面板数据模型进行LM检验，空间滞后与空间误差模型选择LM检验结果如表1所示。从表1的空间滞后模型与空间误差模型选择LM检验结果来看:在0.05的显著性水平下，传统面板数据模型中无固定效应、空间固定效应和时间固定效应的空间滞后LM检验显著，时间固定效应的空间滞后稳健LM检验显著，无固定效应、空间固定效应和时间固定效应的空间误差LM检验显著，无固定效应和时间固定效应的空间误差稳健LM检验显著，从空间滞后、空间误差的LM检验和稳健LM检验来看，可以完全拒绝非空间性，说明我国省域旅游经济增长存在空间性。从空间固定效应联合显著性和时间固定效应联合显著性检验LR检验可以得出，无空间固定效应和无时间固定效应的原假设均被拒绝，似然比LR检验结果表明时空固定效应模型更能刻画省域旅游经济增长。当基于LM检验拒绝非空间模型时，选择空间滞后模型还是空间误差模型，依然需要慎重，我们考虑包括空间滞后模型与空间误差模型的空间杜宾模型，在空间杜宾面板数据模型的基础上，对其是否可简化为空间滞后模型或空间误差模型进行Wald检验和LR检验。

四、省域旅游经济增长空间杜宾面板模型实证

通过上文的LM检验显示，我们建立空间固定和时间固定双向固定效应杜宾模型，对时空固定效应、时空固定效应偏差修正(Lee＆Yu，2010a)、空间随机时间固定效应三种模型进行估计，带时空效应的空间杜宾模型估计结果如表2所示。从时空固定效应、偏差修正的时空固定效应空间杜宾模型结果来看，空间杜宾面板数据模型围绕零假设H0∶θ=0和H0∶θ+δβ=0展开，Wald和LR检验显示，两个零假设均被拒绝，表明空间滞后模型和空间误差模型均被拒绝，空间杜宾模型更适合省域旅游经济增长。同时，从Hausman检验可以看出，选择空间随机效应、时间固定效应的空间杜宾模型更为合理。从模型的结果来看，空间随机效应、时间固定效应空间杜宾模型相关系数平方远远高于时空固定效应杜宾模型，且所有变量的系数符号与预期一致。表2最后一列为空间随机效应、时间固定效应空间杜宾模型估计结果，模型结果显示，旅游资本存量和旅游劳动力投入等供给要素的系数估计值显著，且系数的符号与预期一致。省域旅游经济增长空间效应系数为0.0570，表明省域间旅游经济增长相互之间存在一定的促进作用，相邻省份旅游经济增长增加一个单位，本省份旅游经济增长会增加约0.06个单位。虽然空间效应系数不显著，但是意义重大，表明各地区在经历过旅游线路、旅游景点、旅游价格等竞争后，逐步向区域旅游协同发展迈进，特别在经济发展进入新常态的当下，区域旅游协同发展有望成为经济增长的新引擎。

从旅游资本存量对旅游经济增长的影响来看，在不考虑其他影响因素的情况下，旅游资本存量估计系数显著为正，旅游资本存量每增长1个百分点，将带动我国省域旅游经济增长提高0.7265个百分点，资本存量对旅游经济增长的拉动作用明显高于劳动力，我国省域旅游经济增长主要靠投资驱动。当前国内经济下行压力持续加大，全社会固定资产投资增长乏力，旅游投资增长势头强劲，2014年全国旅游业投资报告显示，全国10亿元以上的在建旅游项目1749个，实际完成投资4402亿元，占全国的62.4%，旅游投资是促投资稳增长的重要推动力。空间滞后旅游资本存量估计系数为正，但不显著，表明存在旅游固定资产投资产生的旅游经济增长空间外溢效应，但不明显，究其原因主要体现在临近省份间旅游经济增长竞争产生的外溢，区域间旅游固定资产投资方向亟需错位竞争，最终实现合作共赢。

从旅游劳动力投入对旅游经济增长的影响来看，在不考虑其他影响因素的情况下，旅游劳动力投入估计系数显著为正，旅游劳动力投入每增长1个百分点，将带动我国省域旅游经济增长提升0.3279个百分点，旅游业是典型的劳动密集型行业，是劳动力的“吸纳器”，劳动力要素对旅游经济增长的贡献还需进一步发挥作用。“十三五”时期我国正处于全面建成小康社会的冲刺阶段，扩大就业是经济社会发展的基本目标，在当前经济增速换挡期，就业形势面临前所未有的挑战，亟需充分发挥旅游业对劳动力的“吸纳”功能，做好旅游行业新增劳动力的职业培训，切实提升劳动力对旅游经济增长的贡献率。空间滞后旅游劳动力投入估计系数为负，但不显著，表明存在旅游劳动力投入产生的旅游经济增长空间外溢效应，虽然不明显，但应该引起高度重视，避免相邻省份旅游从业人员相互之间流动性过快，导致旅游服务质量不稳定而影响整体旅游经济增长，亟需从薪资体系、人员职业培训等方面着力，让待遇留住人，归宿感留住人，让旅游人才成为旅游经济增长的新动力。

五、结论与政策建议

本文以柯布－道格拉斯生产函数模型为理论基础，从省域层面构建了旅游经济增长模型。在此基础上，利用2001—2009年中国省域旅游经济产出、旅游资本存量和旅游劳动力投入等数据，运用空间杜宾模型进行了估计，证实了旅游经济增长在区域之间存在空间依赖性和旅游资本存量、旅游劳动力投入等供给要素的外溢效应，实证考察了资本和劳动力对省域旅游经济增长的影响，得到如下主要结论:(1)受资本、劳动力等供给要素流动影响，省域旅游经济增长存在空间相关性，在研究资本和劳动力对旅游经济增长的影响时，需将空间相关性纳入研究范畴。(2)空间计量模型结果显示，旅游资本存量和旅游劳动力投入对旅游经济增长的估计系数均显著为正，但旅游资本存量对旅游经济增长的贡献要远远高于旅游劳动力投入，我国省域旅游经济增长主要靠投资驱动，劳动力对旅游经济增长的贡献亟需进一步提升。(3)邻近省份旅游固定资产投资对旅游经济增长空间溢出效应为正，但不显著，旅游投资亟需区域间错位竞争，避免同质化投资;邻近省份旅游劳动力投入对旅游经济增长空间溢出效应为负，虽然不显著，但需引起高度重视，需谨防旅游劳动力区域间流动速度过快。

“十三五”时期是全面建成小康社会的关键期，当前经济发展进入新常态，经济增速换挡趋势明显，全社会固定资产投资增长进一步下滑，旅游经济增长作为新常态下新的增长引擎，如何促进旅游经济健康可持续发展，为稳增长、促改革、调结构、惠民生、防风险发挥重要作用，应从以下三方面着力:(1)省域旅游经济增长存在较强的空间溢出效应，亟需加强区域旅游协同发展。认真落实“一带一路”、京津冀、长江经济带等主要区域发展战略，整合区域内和区域间旅游资源，实现旅游资源共享、旅游信息共享、旅游经验共享，加强区域间旅游基础设施互联互通，深化区域间旅游服务合作，促进区域旅游经济增长可持续发展。(2)积极扩大旅游投资，发挥投资对稳增长的基础性作用。以国务院办公厅的《关于进一步促进旅游投资和消费的若干意见》为指导，加强中西部地区支线机场、连通景区道路、停车场等设施建设，进一步出台相关优惠政策，吸引更多的民营资本投资旅游业。(3)加强旅游人才队伍建设，培育旅游经济可持续发展动力。一方面要进一步加强对旅游从业人员的培训力度，建立旅游人才教育培训基地，针对旅游景点服务人员、旅行社服务人员、宾馆酒店服务人员等旅游一线从业人员开展技能培训，针对旅游业管理人员开展旅游管理培训等。另一方面，健全旅游行业的收入分配机制，实现薪酬与个人业绩挂钩，适度向基层员工和偏远地区从业人员倾斜。

参考文献

［1］K.Sato.Japan＇sPotentialOutputandtheGDPGap:ANewEstimate［J］.JournalofAsianEconomics，2001，(12).

［2］SharmishthaMitra，ViditMaheswari，AmitMitra.AWaveletFilteringBasedEstimationofOutputGap［J］.AppliedMathematicsandComputation，2011，218(7).

［3］AnselinL.Spatialeconometrics:methodsandmodels［M］.Springer，1988.

［4］LeeL，YuJ.Estimationofspatialautoregressivepaneldatamodelswithfixedeffects［J］.JournalofEconometrics，2010，154(2)．

［5］LeSageJP.Anintroductiontospatialeconometrics［J］.Revued＇économieindustrielle，2008(3)．

［6］郭庆旺，贾俊雪.中国全要素生产率的估算:1979—2004［J］.经济研究.2005(06)．

［7］左冰，保继刚.1992－2005年中国旅游业全要素生产率及省际差异［J］.地理学报.2008(04)．

［8］朱承亮，岳宏志，严汉平，李婷.基于随机前沿生产函数的我国区域旅游产业效率研究［J］.旅游学刊.2009(12)．

［9］吴玉鸣.考虑空间效应的中国省域旅游产业弹性估计［J］.旅游学刊.2010(08)．

篇（8）

《计量经济学》于上个世纪20年代末期产生，后来经过不断的发展和完善，该学科成为经济学中一个较为活跃的分支学科。随着教育部将《计量经济学》这门课程确定为高等学校经济学类各专业核心课程，该门课程的重要性才逐渐得到高校经管类教师的认同，并逐渐成为我国高校经管类各专业一门备受关注的课程。但是从学生学习过程来看，众多学生对《计量经济学》的学习感到困难和吃力，尤其对于那些数学基础比较差的学生更是特别困难。而在该门课程的具体教学过程中，从教材选用、课程安排、教学方法等多个方面都存在一些问题，本文将对此进行详细分析并提出相应的措施建议。

一、国内外《计量经济学》发展概述

大多数《计量经济学》工作者都致力于客观的分析认识经济现象与科学准确的阐述经济规律。但是，经济学的科学化进程一直受众多因素的影响，如经济活动的多因素性、随机波动性以及事件发生的不可逆性，等等。我们知道，自然科学研究中能够建立实验室和创造出其他因素不变的条件下的理想状态和环境，其变量往往会遵循特定的函数关系，而经济学研究则不同，它不能遵循既定的函数关系，只能通过建立统计模型来进行定量分析。

《计量经济学》大体上可以划分为两个阶段。

第一阶段：本世纪70年代以前，《计量经济学》以“经济平稳时间序列”为样本数据进行建模分析。数学方法在经济理论运用上的不断深入，为《计量经济学》的诞生奠定了数理基础，如19世纪初高斯（Gauss）提出最小二乘法概念，19世纪末高尔登（Galton）提出“回归”概念，20世纪初费雪（Fisher）提出抽样分布理论。之后，尼曼（Neyman J.D）和皮尔逊（Pearson）相继提出了假设检验理论。随着数理统计理论框架的基本形成，人们逐渐学会应用这些知识来分析和研究经济问题，从而诞生了《计量经济学》。1926年挪威著名经济学家拉格纳·弗里希（Ragnar Frisch）提出了《计量经济学》的名称，为这门学科的建立奠定了基础。1929年美国经济学家戴维·S·穆尔（David.S.Mull）描述了工资波动，并决定从1933年开始出版《计量经济学》杂志，这一举措标志着《计量经济学》这门学科已成为一门新兴的独立学科。

第二阶段：本世纪70年代以前的建模都是以“经济平稳时间序列”为样本数据进行分析，而现实生活中的宏观经济变量大都呈现出非平稳性特征，因此在利用联立方程模型对非平稳经济变量进行回归分析和预测时，常常出现伪回归现象或预测失败。从70年代开始，宏观经济变量时间序列的非平稳性问题和伪回归问题逐渐引起人们的关注，进而来提高经济计量模型参数估计的准确性和可靠性。

20世纪60年代Granger-Newbold首先提出伪回归问题，引起了计量经济学界的关注。之后，Box-Jenkins于1967年出版了《时间序列分析，预测与控制》一书，对上述问题进行详细的分析和阐述。时间序列模型与回归模型有一定的区别，时间序列模型是一种较为全新的建模方法，它往往通过依靠变量本身的外推机制来建立相应的模型。由于时间序列模型客服了变量的非平稳性问题所带来的伪回归，提高了分析的准确度和可靠性，从而为其在经济领域的应用奠定了理论基础。此时，《计量经济学》的发展面临着一些亟待解决的问题，如经济变量非平稳性的检验方法；如何把时间序列模型引入经济计量分析领域，以及如何进一步修改和完善传统的经济计量模型，等等。

针对《计量经济学》发展中出现的这些问题，Dickey-Fuller于1979年首先提出时间序列非平稳性的DF检验法和应用更为广泛的ADF检验法。Sargan于1964年提出误差修正模型（ECM）概念。之后，Hendry-Anderson（1977）和Davidson（1978）的论文进一步完善了误差修正模型，并尝试用该模型来解决和分析非平稳变量的建模问题。Sims于1980年提出用一组内生变量作动态结构估计的联立模型，即向量自回归模型（VAR），向量自回归模型虽然不以经济理论为基础，但却具有较强的预测力。以上研究成果为协整理论的提出奠定了理论基础。Engle-Granger于1987年提出协整概念。Granger定理证明若干个一阶非平稳变量间若存在协整关系，那么这些变量一定存在误差修正模型表达式。反之亦成立。1988-1992年，Johansen对向量自回归模型中检验协整向量进行了更深入的分析和阐述，并建立向量误差修正模型（VEC）的文章，从而进一步丰富和完善了协整理论。协整分析理论为现实经济问题的分析和描述提供了一种理论联系实际的强有力工具。近些年是《计量经济学》快速发展阶段，尤其是对非平稳经济时间序列的研究取得了较大的进展。如：1982-1985年出版了一本《计量经济学手册》，为三卷本，含有35章讲解内容。虽然当时计量经济学者们大都知道大多数宏观经济时间序列是非平稳的，但囿于知识面的局限性，手册中没有对非平稳的时间序列问题进行任何的分析和讨论；1985年在波士顿召开的世界计量经济学会大会上，上百篇发表的论文中只有为数很少的几篇论文讨论了非平稳时间序列。而当今在世界主要计量经济学杂志上几乎没有一份、没有一期不刊登有关平稳性检验及协整问题的文章。

1960年中国科学院经济研究所成立了一个经济数学方法研究组。主要搞投入产出、优化研究。那时在大专院校的经济类专业还没开设《计量经济学》课程。改革开放以后，1979年3月成立了中国数量经济研究会（1984年定名为中国数量经济学会，并办有一份杂志，《数量经济技术经济研究》）。1980年中国数量经济学会首次举办《计量经济学》讲习班，邀请Klein等七位美国教授讲课。自此，《计量经济学》的教学与科研迅速展开，取得许多研究成果。国家信息中心为参加联合国的“连接计划”研制了我国的宏观计量经济模型。吉林大学数量经济研究中心研制了“国家财政模型及经济景气分析系统”。1998年教育部第一次把《计量经济学》这门课程列为我国大学经济类专业本科学生的8门必修课之一。多数学校已经把《计量经济学》列为硕士生和博士生的必修课程。目前我国已经有14个《计量经济学》专业博士点、42个硕士点。但从整体上说，我国的《计量经济学》教学与科研水平和世界水平相比还有很大差距，还缺少在世界上知名的学者。

篇（9）

一、引言

随着我国经济新一轮的飞速发展,煤炭能源再次成为我国经济发展的瓶颈,其需求量在逐渐增加,而煤炭是一种不可再生性资源,同时煤炭企业又是高污染行业。虽然从建国初期的小井开采到现在的集团化、机械化作业,在一定程度上缓解了对环境的压力,但近年来煤炭行业对资源的破坏、环境的污染仍值得去关注。为了保证煤炭资源及环保资金的高效利用,减少环境污染,环境审计工作应做出应有的贡献。

近几年,尽管准则针对高污染企业的环境信息核算和披露有相关的规定,但由于种种原因,致使很多煤炭企业为了自身利益,而隐瞒部分环境信息。对会计师事务所来说,由于煤炭企业和事务所的诸多原因便产生了环境审计风险。作好审计风险的量化分析有助于合理地确定和规划环境审计业务范围,计量环境审计业务的成本费用、制订计划,以及业务的具体实施,最终将环境审计风险降低至可接受的水平是至关重要的。针对这个问题可以进行定性和定量研究。相比而言,进行定量研究的很少,本文采用未确知测度为分析工具进行研究。

二、环境审计风险模型

笔者认为,环境审计风险是指会计师事务所在开展环境审计过程中由于被审计单位以及事务所的原因所导致的损失或出现不期望结果的可能性。借鉴一般风险导向审计模型,它可包括重大错报环境审计风险和环境检查风险两个要素。其模型可表达为:

环境审计风险=重大错报环境审计风险×环境检查风险

其中,重大错报环境审计风险是指被审计单位的环境会计资料及报表在环境审计前就存在有重大错报的可能性,这类风险是由被审计单位的环境内部控制的合理性、环境会计核算情况、环境观念、领导利益驱动等原因所导致的,需要审计人员去评估。环境检查风险是指环境会计资料及报表本身存在重大错报,但是审计人员在合理遵循环境审计准则的前提下未能发现的可能性。这类风险取决于环境审计程序设计的合理性和执行的有效性,是由审计人员所导致的。

三、煤炭企业环境审计风险计量思路

首先,对于煤炭企业环境审计风险因素的识别是进行审计风险定量分析的第一步,它可以指导注册会计师从事环境审计业务,并对审计风险进行合理的控制。其次,选择合适的环境审计风险计量方法。不少学者对风险的计量采用层次分析法、模糊评价法等,本文采用未确知测度进行计量。在我国,未确知数学是王光远根据建筑工程理论研究的需要而首先引入的。王光远在1990年发表了《论未确知信息及其数学处理》揭开了我国未确知性研究的第一页,经有关专家和学者如葛琦、 王光远、王丽萍等人的研究,逐步形成了“未确知数学”理论。未确知测度是未确知数学的一个部分,它是一种间接计量方法。

四、用未确知测度计量煤炭企业环境审计风险

首先,以模型中的重大错报环境审计风险、环境检查风险为审计风险二要素,建立评价指标和指标空间,对环境审计风险要素中风险程度进行划分;其次,计算每个指标对评价空间中评价值的隶属度;最后,计算环境审计风险评价值。

以环境审计风险二要素作为评价指标,建立指标空间记作I,则I为:

I={I1,I2 }={重大错报环境审计风险,环境检查风险}

再建立评价空间U,

U=(0.1 0.20.30.40.50.60.70.80.9 1)

要评价Ii,需要测量出m个指标值x1,x2,… xm,若xij表示i为一个m维向量,则xij=(xi1,xi2,… xim)

对于重大错报环境审计风险I1,可将其分解为环境内部控制的合理性、环境会计核算情况、环境观念、领导利益驱动四个二级指标,计算出各二级单指标测度向量,再根据四个影响因素在重大错报环境审计风险中的权重,计算出重大错报环境审计风险的多指标综合测度向量。对于环境检查风险I2的思路同I1。关于重大错报环境审计风险和环境检查风险的影响因素,在实际审计过程中可结合本单位的具体情况来确定其影响因素。

根据环境审计风险模型,由重大错报环境审计风险的多指标综合测度向量I1、环境检查风险的多指标综合测度向量I2,得出审计风险μ。

例如,某煤炭企业和同行业企业相比,属于中型企业。以重大错报环境审计风险为例,其影响因素主要有以上提到的四个指标。对于该企业环境内部控制的合理性,以控制环境、风险评估过程、信息系统与沟通、控制活动和对控制的监督为评价指标,将控制环境分为大、中、小企业,设中型企业评价上限值为2分,下限为1分,家对企业控制环境实际打分如表1所示。

内部控制的合理性评价值

将x=0.1968代入方程,得y=0.1441。即控制环境属于风险为0.2的隶属度为0.1441,则由“归一性”可知,其属于控制环境为0.1的隶属度为0.8559,从而得到控制环境单指标测度向量:(0.85590.144100000000)

同理,假设风险评估过程的测度向量为(0.32730.298700000000);信息系统与沟通的测度向量为(0.51370.429800000000);控制活动的测度向量为(0.69820.498700000000);对控制的监督的测度向量为(0.50870.432700000000)。

如果这五个指标在企业经营状况中权重向量为(0.2 0.2 0.1 0.2 0.3),由此可得煤炭企业环境内部控制的合理性多指标综合测度为:

I11=(0.20.20.10.20.3)

0.85590.144100000000

0.32730.298700000000

0.51370.429800000000

0.69820.498700000000

0.50870.432700000000

=(0.58030.361100000000)

同理,可求得环境会计核算情况的多指标综合测度假设为

I12=(0.63070.328700000000)

环境观念的多指标综合测度向量为

I13=(0.50820.609100000000)

领导利益驱动的多指标综合测度向量为

I14=(0.60070.698200000000)。

若以上四个指标的权重向量为(0.4 0.3 0.2 0.3),则可得企业重大错报风险的多指标综合测度为:

I1=(0.40.30.2 0.3)

0.58030.361100000000

0.63070.328700000000

0.50820.609100000000

0.60070.698200000000

=(0.70320.574300000000)

同理,假设求得检查风险的多指标综合测度为

I2=(0.73280.698700000000)

据公式可求得

μ=I1× A×UT

=(0.70320.574300000000)

0.73280.6987 000 00 00 0

(0.1 0.2 0.30.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.91)T

=0.1318

以上结果计算出的煤炭企业环境审计风险,1为完全风险, 0为没有风险,0.7~1为高风险,0.4~0.7为中度风险,0~0.4为低风险。

五、结语

通过以上论述,可知道煤炭企业环境审计风险是使事务所乃至社会遭受损失的根源,所以审计人员应该严格控制环境检查风险将其降低至可接受的水平。本文主要是在建立环境审计风险模型的基础上用未确知测度进行定量研究。需要说明的是,以上计算过程是根据一些假设数据模拟计算出审计风险,实际操作过程中各事务所应根据被审计煤炭企业的实际情况,充分考虑各种风险影响因素,按照以上方法精确计算环境审计风险,以期对环境审计风险有一个量化的评估值,从而更好地指导审计,并将环境审计资源投入到高风险的审计领域。目前,在实务工作中对煤炭企业环境审计风险进行量化还不多见,希望本文能起到抛砖引玉的作用,在实践中得到检验并不断完善。

【参考文献】

[1] 李永臣.环境审计理论与实务研究[M].北京:化学工业出版社,2007.

篇（10）

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2013）06-0010-05

一、引言

金融是现代经济运行的核心与枢纽.改革开放以来，金融业发展迅速，但是在地区之间存在较大差异，甚至这种不平衡和差异有不断扩大的趋势，这种现象已经越来越引起人们的关注。当前我国正处于金融体制改革的关键时期，认真研究和充分掌握中国金融发展的空间格局和演变规律，从而采取具有针对性的金融发展战略、协调区域金融发展具有重要的理论价值和现实意义。

已有的关于金融发展地区差距的文献已经或多或少地涉及到了金融发展差异的收敛性分析。其中，相当多的学者认为区域金融发展存在收敛性。从国外研究进展看，国外学者对金融收敛性的研究主要集中在不同国家金融体系的收敛性上（比安科，1997；穆连德，2004；布鲁诺和博尼斯，2008）。从国内研究进展看，自1994年开始大量学者借鉴收敛理论和方法对中国金融发展的收敛性进行了研究。张杰（1994）最早阐释了区域金融发展收敛的内涵。他通过对中国经济、金融的区域差异状况及其特征的分析，指出我国区域金融发展地区差距随着时间的推移将逐步缩小。同时，他从理论上描述了金融结构的区域趋同、金融集聚必然呈现出类似经济发展的“威廉姆森倒U型”过程。陆文喜、李国平（2004）主要采用β收敛法检验了我国各地区金融发展的收敛问题。结果表明，我国各地区金融发展存在着阶段性和区域性的收敛特征，而且这种特征与金融发展政策有关。陈恩、黄桂良（2010）基于经济收敛理论，运用δ收敛、β收敛和俱乐部收敛检验方法，对广东省区域金融发展的收敛性进行实证分析后发现，广东省区域金融发展没有出现差距自动缩小的趋势，总体上不存在δ收敛和绝对β收敛格局，但存在条件β收敛趋势，而且山区各地市表现出俱乐部收敛的特征。黄砚玲、龙志和、林光平（2010）采用空间统计与空间经济计量方法，研究了浙江省金融发展的收敛情况。研究结果显示，浙江省县市区金融发展在1997—2008年间存在显著的β绝对收敛，且收敛速度较采用传统方法所得的收敛速度有明显的下降。

另外一些学者得出了相反的的结论，即认为区域金融发展的地区差距存在发散性。周立、胡鞍钢（2002），金雪军、田霖（2004）都利用金融相关比率指标分析了中国金融发展的收敛性及特征，研究发现，中国31个省的金融发展在全国和地区间的分布是非均衡的，而且存在显著的地区差距。赵伟、马瑞永（2006）和郑长德（2008）都利用泰尔指数方法对我国金融发展的收敛性进行了测算，得出了区域金融差距扩大的结论。李敬、徐鲲和杜晓（2008）从决定金融发展的生产者受教育程度、社会福利水平、商品交易效率、金融交易效率和地域固有因素出发，研究了区域金融发展的收敛机制。研究发现，中国省际金融发展差异呈现加速扩张的态势。龙超、张金昌（2010）基于面板单位根检验及验证分析方法，分析我国区域金融发展的随机收敛性，得出我国区域金融存在全局性的随机发散，不存在俱乐部式随机收敛。这说明我国各省金融发展相对于全国金融发展没有保持同步，这种差距随时间发生变化，并且各省金融发展相对于东、中、西部区域金融发展也没有保持同步。

虽然已有文献对中国金融发展的地区差异和收敛性进行了不少探索，并且取得了不少成果，但现实中，由于地理距离等条件使得金融发展在不同区域之间的空间关联已经越来越明显。如果忽视了金融发展的地理空间效应，可能导致错误的模型设定，从而得出有偏的分析结论。空间计量方法打破了原有经典计量模型中的空间独立分布的假设，在经典计量方法中纳入空间因素来探索区域之间的空间交互作用，重新审视和研究中国金融发展的地区差距与影响因素就显得十分必要。本文借鉴空间计量经济学的最新发展以及已有的文献，对中国金融发展的地区差距与影响因素进行实证分析，试图寻找中国金融发展在长期中的演进特征。本文的贡献主要在于：与已有的采用经典计量模型的文献不同，本文将空间因素纳入到区域金融发展的研究中，采用空间计量经济学的工具对中国金融发展的收敛性进行实证检验。因此，本文将采用空间经济计量方法，研究1978—2009年中国金融发展的收敛性，这对于制定缩小中国金融发展地区差距的政策，具有现实意义。

二、方法、数据与指标

（一）空间计量方法

三、中国金融发展的空间相关性⑤

帕兰克（Paelinck）最早提出了空间计量经济学的概念，后来经过安瑟兰等学者的努力得到了进一步的发展，并逐步形成了空间计量经济学的框架体系。为了验证我国金融发展具有一定的空间分布特征，而不是随机发生的。本文运用空间统计学技术对金融发展进行了空间相关性检验，其中包括全局空间相关性检验和局域空间相关性检验。根据Moran’s I以及LISA计算公式，我们以邻接空间权重矩阵为空间权重矩阵，以金融相关比率为中国金融发展指标，测算了中国金融发展的空间相关性，并绘制了中国金融发展的Moran’s I散点图。

（一）中国金融发展的全局空间相关性

（二）中国金融发展的局域空间相关性

尽管Moran’s I指数表明，大部分年份在邻接空间权重矩阵条件下中国金融发展存在显著的空间相关性，但是Moran’s I指数不能显示出不同省份聚类的具体状况。因此，我们使用Moran散点图来进一步分析中国金融发展的局部空间特征。鉴于篇幅，我们仅给出了1978年和2009年邻接权重矩阵下的Moran散点图，如图2、图3所示。

通过Moran散点图可知，可以将各省份金融发展分为4种空间相关模式：如果分布在第一象限，表示高集聚增长的省份被其他高集聚增长的省份所包围（HH），代表正的空间自相关关系的集聚；如果分布在第二象限，表示低集聚增长的省份被其他高集聚增长的省份所包围（LH），代表负的空间自相关关系的集聚；如果分布在第三象限，表示低集聚增长的省份被其他低集聚增长的省份所包围（LL），代表正的空间自相关关系的集聚；如果分布在第四象限，表示高集聚增长的省份被其他低集聚增长的省份所包围（HL），代表负的空间自相关关系的集聚。图2显示，在邻接空间权重矩阵条件下，位于第二、四象限的省份不多（只有10个，其中6个位于第二象限，4个位于第四象限），多数省份位于第一、第三象限，其中位于第一象限的有9个省份，这些省份的金融发展表现出HH集聚模式；位于第三象限的有12个省份，这些省份的金融发展表现出LL集聚模式。图3显示，在邻接空间权重矩阵条件下，位于第二、四象限的省份有12个，多数省份位于第一、第三象限，其中位于第一象限的有8个省份，这些省份的金融发展表现出HH集聚模式；位于第三象限的有11个省份，这些省份的金融发展水平表现出LL集聚模式。从图2和图3的Moran’s I散点图可以看出中国金融发展存在一定的空间相关性，而且1978年的空间相关性要强于2009年，说明我国金融发展的空间辐射作用呈现下降趋势，存在空间异质性。

四、结论与政策建议

本文使用1978—2009年中国31个省市的相关数据，以金融相关比率为指标，利用空间经济计量方法对中国金融发展水平的收敛性及其演变态势进行了实证研究。Moran’s指数的测算表明，中国金融发展在大部分年份存在显著的全局空间相关性；Moran散点图表明中国金融发展空间辐射作用呈现下降趋势，存在空间异质性。

基于上述研究，本文提出如下几点促进我国金融发展的政策建议：（1）发挥我国政府在金融战略布局中的主导作用。充分发挥金融中心（如北京、上海、天津、重庆等）对邻近省区的辐射带动功能，构建区域金融发展的协调机制，实现各区域金融发展的良性互动。（2）发挥邻近省区的协同效应，积极实现金融联合与金融合作。建立有序协调互补的金融资源配置体系，优化金融资源配置，实现互惠共赢和金融资源的高效运作。（3）给予中西部地区更多的政策支持。加强对中西部地区的金融支持，对中西部地区实施金融发展倾斜政策，缩小东部与中西部金融发展的差距，实现金融落后地区向金融发达地区的追赶。

注：

①所谓邻接标准指的是，如果两个空间单元之间相邻，则认为二者存在空间相关；反之则不相关。

②由于邻接空间权重矩阵的设置方式简单，计算也相对简便，因此在空间计量的研究文献中使用最为广泛。

③Moran’s I指数的取值范围为[-1，1]。若大于0，表示所考察的经济变量（本文是金融相关比率）空间正相关；若小于0，表示空间负相关；若等于0，表示经济变量之间的空间属性分布独立。Moran’s I指数绝对值表示空间相关程度的大小。绝对值越大表明空间相关程度越大，反之则越小。

④如周立和胡鞍钢（2002）、金雪军和田霖（2004）、赵伟和马瑞永（2006）、陈恩和黄桂良（2010）等均采用了金融相关比率这一指标。

⑤空间相关性分析（也称聚类检验）是认识空间分布特征、选择适宜的空间尺度来完成空间分析的最常用方法。空间数据分析主要使用两类工具：第一类用来分析空间数据在整个系统内表现出的分布特征，通常将这种整体分布特征称为全局空间相关性，一般用Moran指数I（莫兰，1950）、Geary指数（吉尔里，1954）来测度；第二类用来分析局部子系统所表现出来的分布特征，又称为局部空间相关性，具体表现形式包括空间集聚区、非典型的局域区域、异常值或空间政区（Spatial Regimes）等，一般用G统计量、Moran散点图和LISA来测度。

参考文献：

[1]Magda Bianco， Aandrea， Geral， I Riccardo Massaro.1997.Financial Systen’s across “Developed Economic”： Convergence or Path Dependence？[J].Research in Economics， （12）.

[2]Victor Murinde， Judaagung， Andy Mullineux.2004.Patterns of Corporate Financing and Financial System Convergence in Europe[J].Eeview of International Economics， 12 （4）.

[3]Giuseppe Bruno， Riccardo De Bonis.2008.Do Financial Systems Converge？ New Evidence from Household Financial Assets in Selected OECD Countries[J].IFC.

[4]Moran，P.A.P.1950.Notes on Continuous Phenomena[J].Biometrika， （37）.

[5]Anselin，L.1988.Spatial Econometrics：Methods and Models[J].Kluwer Academic Publishers， Dordrecht.

[6]张杰. 经济的区域差异与金融成长[J].金融与经济，1994，（6）.

[7]陆文喜，李国平. 中国金融发展的收敛性分析[J]. 数量经济技术经济研究，2004（2）.

[8]陈恩，黄桂良. 广东区域金融发展的收敛性分析[J].当代财经，2010，（1）.

[9]黄砚玲，龙志和，林光平. 中国金融发展收敛性的空间经济计量研究[J].上海经济研究，2010，（4）.

[10]周立，胡鞍钢. 中国金融发展的地区差距状况分析（1978—1999）[J]. 清华大学学报（哲学社会科学版），2002，（2）.

[11]金雪军，田霖.我国区域金融成长差异的态势[J]. 经济理论与经济管理，2002，（8）.

[12]赵伟，马瑞永.中国区域金融增长的差异——基于泰尔指数的测度[J]. 经济地理，2006，（1）.

[13]郑长德.中国金融发展地区差异的泰尔指数分解及其形成因素分析[J]. 财经理论与实践，2008，（4）.

篇（11）

中图分类号：F062.9 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）31-0026-04

21世纪以来，伴随消费者需求向多元化方向发展，市场竞争进入范围更广、激烈度更强的白热化与复杂化。企业经营环境的变化引起企业主体在各个方面的调整。在组织形式上，企业从传统的科层制组织结构，逐步扩展为与上下游、合作伙伴及竞争对手共同组成产业集群，实现积聚发展应对挑战。产业集群作为一种介于企业和市场之间的有效的中间组织形式，其发展对区域经济与产业发展影响巨大，尤其是经济新常态下集群竞争力的保持与提升对地方经济增长意义明显。为了进一步促进经济新常态下产业集群的发展，有必要对持续数年的产业集群相关研究做以系统梳理，通过文献计量探索了解研究热点与路径变化，实现集群理论不断的本土化，提升集群竞争力。

一、国内产业集群研究热点的可视化分析

信息可视化技术的建立与计算机科学、信息处理技术以及网络科学技术飞速发展密切相关。文献信息的可视化分析可以清晰表达科学知识图谱，进而分析与发现科学知识领域的热点变化以及发展趋势等，对于把握学科演化的重点文献、动力以及趋向等发挥重要作用。

本文使用可视化工具为基于JAVA语言开发的CITESPACE软件，它主要基于共引分析理论和寻径网络算法等，对特定领域文献集合进行计量，以探寻出科学领域演化的关键路径及知识点，并通过一系列可视化图谱的绘制来形成对学科发展前沿的探测。产业集群研究发展演变的数据来自南京大学“中文社会科学引文索引”（CSSCI）数据库，此库实现了国内在相关方面研究的权威性与样本保证性。以“产业集群”“产业集聚”等为关键词，在1990―2015年区间进行检索，每条数据包括文献的题目、关键词、摘要、作者及作者机构信息等。检索结果共计835篇，经过二次人工整理，数据清洗掉会议通知、通稿等类型无关文献后，结果为726篇。

本文图1至图3分别为，1990―2015年、2006―2015年、2012―2015年产业集群研究热点聚类结果的可视化。

图1聚类结果显示了产业集群理论在中国从引进到发展成熟集中关注的方面包括：（1）关注地方经济的发展，尤其是探索中国经济热点区域长三角地区的集群现象与规律。（2）企业集群、批量生产与模块化，主要从企业主体进入集群，基于生产链与价值链的内在联系，发展模块化生产与服务，提高整体集群的产出效率。（3）从传统制造业集群向现代服务业集群领域的扩展与应用。（4）对创新主题的强调。从集群内联合创新到开放式创新，一直到国家创新驱动战略的提出与实施。产业集群组织是创新驱动发展的重要载体。（5）对于集群结构研究的强调，尤其是网络结构的相关议题。（6）对集群竞争力的重视，不断发展问题导向的集群研究，提出提升集群竞争力的系列对策等。

图2所显示的近十年研究的热点问题，不啻入时展特征。（1）创新的重要性得以得到持续的关注与研究。从科技协同的逻辑与路径延伸至开放式创新、集群式创新位置的提升。（2）为了应对经济结构转型，2010年提出的战略新兴产业及其集群发展迅速得到学界的关注与探索。战略新兴产业天然具备的创新因子，使其迅速地与集群式创新、开放式创新等集群组织形式深入融合。（3）对集群认识视角的扩展与丰富。传统的基于经济地理、区域经济学等视角的集群研究扩展至社会网络等。（4）集群被视作一个系统，引起系统科学、管理科学等领域的研究力量切入产业集群，系统动力学等方法的使用，深化了对集群的认识。

本文图3对近五年集群研究的聚类结果更为精细地显示研究趋向。（1）在创新驱动、开放式创新等基础上，探讨集群上的自主创新、知识创新、商业模式创新和创业生态系统等，特别是创新网络议题方面大量成果的涌现。（2）地域与产业上，从长三角热点区域扩展至中关村软件服务业、武汉光谷以及资源型代表的东营市的资源产业和现代服务业等。（3）对于集群绩效、个人绩效以及绩效评价原理与方法的发展与应用。（4）集群网络分析视角的深入。社会网络和复杂网络逐步成为集群分析的主流视角，尤其是网络和创新的结合方面积累较多。网络其他主体以及场所的细节研究不断深入。例如科技中介、专业市场等网络相关主体及活动的探索。（5）更多方法描述集群景观，例如复杂适应系统的NK模型、DEA、SFA等效率评价的深化应用等。

二、产业集群研究路径的拓展与变化

综上所述，对于产业集群的关注与研究，其研究路径的拓展主要从以下方面进行：第一，产业的拓展；从制造业、高科技等产业向农业、旅游业、生产业、金融业、港口服务等传统服务业的集群拓展，呈现行业集群遍地开花之势。研究的基本逻辑主要是已有理论的在相应产业的应用和不同产业细节上的规定性的不同，补充完善产业集群理论。第二，对简单地域聚集的突破；初期的集群研究主要强调以地域集中为基础与前提，但在信息化大潮对社会深刻的影响下，某些形式上生产、服务等的分散化而实质上关联紧密，集群化运作效率更高，逐步在突破简单的地理聚集，从地理邻近向关系邻近发展，这同时也对传统集群一些相关理论认识提出挑战。第三，逐步补充西方情景下集群理论的缺陷。例如，西方学者默认产业集群主要的对象是小企业积聚互动而演化成集群；但在中国情景下，部分比较有竞争力的集群基本形态是由数个大型企业作为集群核心节点，各个相关企业从产业链布局的完善上发展出产业集群。这种集群的组成和演化发展与中小企业集群的演化路径差异明显，中国学者的工作已经在最新一些西方学者著作中得到认可。第四，集群议题的突破；产业集群升级问题、产业集群风险问题、集群创新、集群品牌、集群文化建设等，逐步从外而内，从硬实力到软实力，从部分到整体。例如研究的早期把集群网络仅仅看作集群的自然结构，随着社会网络分析、复杂网络理论的发展，对集群网络演化及网络的生产力属性等问题进行更多探索，取得良好的成果。尤其是在创新驱动的发展战略下，集群创新网络的研究得到的较多关注与突破，为集群创新发展提供了理论指导。

三、a业集群研究的总结与展望

经过前述分析可以发现，产业集群从1990年波特教授基于区域竞争提出集群是实现区域与国家竞争力的有效组织形式后，一直就是各界关注的热点。研究主题热点的变化从集群国际竞争力、企业成长、集群评价、集群升级路径到集群作用动力机制、协同创新等；研究业态从传统中小企业、制造型企业向互联网产业、旅游业、战略新兴产业等几乎所有领域扩展；研究方法的多元化特征，从早期的经典钻石模型到社会网络、复杂网络理论与方法等；学科团队背景从早期的区域经济、区域地理发展到社会学、管理科学等学科。未来的研究趋向集中于集群创新尤其是协同创新与价值链构造基础上的集群升级等方面。

参考文献：

[1] 严炜炜，张敏.面向创新集群的跨系统信息服务融合推进――以光电子信息产业为例[J].情报理论与实践，2016，（3）：113-117.

[2] 吴荻.产业集群绿色协同创新网络的运作模式研究[J].经济研究导刊，2016，（19）：24-62.

[3] 瞿北航.“互联网+”与产业集群互联网化升级研究[J].经济研究导刊，2016，（19）：150-151.

[4] 于斌斌，胡汉辉.产业集群与城市化共生演化的机制与路径――基于制造业与服务业互动关系的视角[J].科学学与科学技术管

理，2014，（3）：58-68.

[5] 叶峥，郑健壮.集群企业网络特征与创业行为：基于创业能力的实证研究[J].科研管理，2014，（1）：58-65.

[6] 阮建青，石琦，张晓波.产业集群动态演化规律与地方政府政策[J].管理世界，2014，（12）：79-91.

[7] 刘殿兰.提升我国区域汽车产业集群竞争力的对策研究――基于AHP模型的广州汽车产业集群竞争力研究[J].科技管理研究，

2013，（11）：138-142.

[8] 周小虎，刘冰洁.社会网络、产业集群竞争力与中小企业国际化[J].经济管理，2012，（4）：67-75.

[9] 刘霄泉，孙铁山，李国平.基于局部空间统计的产业集群空间分析[J].地理科学，2012，（5）：45.

[10] 龚丽敏，江诗松，魏江.产业集群创新平台的治理模式与战略定位：基于浙江两个产业集群的比较案例研究[J].南开管理评论，

2012，（2）：59-69.

[11] 左和平，杨建仁.基于面板数据的中国陶瓷产业集群绩效实证研究[J].中国工业经济，2011，（9）：78-87.

[12] 王文平，张苏荣.产业集群网络演化中知识转移研究[J].管理学报，2011，（9）：1372-1379.

[13] 王文平，王为东，张晓玲.集群企业创新绩效生成的结构―行为路径研究[J].管理学报，2011，（10）：30-40.

[14] 姚伟坤，周梅华，陈金波.集群社会资本对集群内品牌学习关系的影响研究[J].软科学，2010，（1）：32-41.

[15] 吴义爽，蔡宁.我国集群跨越式升级的“跳板”战略研究[J].中国工业经济，2010，（10）：55-64.

Hotspots and Path Evolution of industrial cluster：Based on the econometric analysis

ZHANG Jiang-peng，YU Ling