分报告1
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1 分报告 10 全要素生产率 技术效率与经济增长的可持续性 摘要 : 本文以 年主要工业行业的投入产出数据为样本, 使用修正的时间序列 DEA 方法对工业行业的 TFP 进行估计和分解, 并通过对技术效率影响因素的面板回归分析来讨论影响工业 TFP 变化趋势的主要因素, 进而结合产业结构性因素对 TFP 增长率与经济增长可持续性的关系进行分析 本文的分析表明, 工业行业 TFP 的年均增长率在 年之间较 年有显著的上升, 并且在此期间, 技术效率变化对 TFP 的影响程度要显著高于技术进步 对技术效率影响因素的分析表明, 市场化改革对技术效率的影响并不显著, 总需求的变化是影响技术效率波动的主要原因 在此基础之上, 本文进一步讨论了全要素生产率变化趋势的影响因素以及经济增长的可持续性 1
2 一 引言 改革开放之后, 中国经济呈现出长时期的高速增长 从 1978 年至 1995 年, 中国经济 (GDP) 的年均增长率为 10.11%, 取得了令世界瞩目的成就 (Zheng, Bigsern 和 Hu,2008) 与此增长过程相对应的, 是对中国经济增长源泉和模式的深入讨论 在这一时期, 中国经济增长的主要动力被归结为全要素生产率的提高, 而非任意单项要素投入的积累 尽管 Chow(1993) 指出, 在 年之间, 中国经济增长主要来自资本积累, 但 Hu 和 Khan(1997) 的研究表明, 改革开放之后, 中国经济增长模式发生了较大的变化 他们的研究表明, 在 年之间, 中国 TFP 年均增长为 4%, 对经济增长的贡献超过 40% Maddison(1998) 的研究也得出了类似的结果 他的测算表明, 在 年之间,TFP 增长对中国经济增长的贡献率在 30-58% 之间, 并保持着 2.23% 的年均增长速度, 与 年 -0.78% 的年均增长率相比有显著的提高 这种 TFP 的显著提升被很多学者归结于市场化改革的逐步深化, 以及随之产生的企业生产和经营效率的提升 ( 如 Goodhar 和 Xu,1996;Zheng,Liu 和 Bigsen,1998) 换言之, 如果中国不能持续深入地推进其改革, 这种全要素生产率的增长趋势就会发生改变 (Maddison,1998;Liu,2000;Heyens 和 Zebregs, 2003) 1997 年的亚洲金融危机使开放程度日益增长的中国经济不可避免地遭受冲击, 并表现出较为显著的经济增长速度的下降 这一经济增长趋势的短期变化不可避免地影响了 TFP 的测算结果, 从而进一步引发了人们对中国经济增长可持续性的质疑 Jefferson 和 Rawski 等 (2000) Zhang(2002) Zheng 和 Hu(2006) 以及 Zheng Bigsern 和 Hu(2008) 的研究表明, 自 1995 年后, 我国的长期全要素生产率增长速度出现了大幅下降 ; 中国经济增长的特征开始重新表现为投资拉动 Zheng Bigsern 和 Hu(2008) 进一步指出, 这种经济增长模式的改变所产生的两个直接后果是行业的重复建设以及对出口的较大依赖 由于要素投入的边际报酬是递减的, 因此这些分析实际上对中国经济增长的可持续性提出了怀疑 以上研究主要讨论的是我国 2000 年之前全要素生产率的变化趋势 在这些分析中,Zheng 和 Hu(2006) 与其它研究的最大区别在于他们使用了数据包络分析 (DEA) 方法 这种分析的优点在于估计的结果不依赖于具体的参数设定 他们使用中国 年的省际投入产出的面板数据研究了中国 TFP 的变化趋势, 并将 TFP 分解为技术进步和技术效率 不过, 他们并没有继续深入 2
3 讨论技术效率的影响因素 本文选择从行业角度研究我国 TFP 的变化趋势以及影响因素, 并以此为基础讨论中国经济增长的可持续性 为此, 本文以 年主要工业行业的投入产出数据为样本, 使用修正的时间序列 DEA 方法对工业行业的 TFP 进行估计和分解, 并通过对技术效率影响因素的面板回归分析来讨论影响工业 TFP 变化趋势的主要因素, 进而结合产业结构性因素对 TFP 增长率与经济增长可持续性的关系进行分析 这一分析的基本逻辑顺序如下 : 首先, 在估计 TFP 的基础上将技术进步和技术效率从 TFP 中分解出来, 以便确定何者是影响 TFP 趋势的主要因素 ; 其次, 进一步研究 TFP 主要影响因素受哪些变量影响, 从而寻找出 TFP 变化趋势的决定因素 ; 最后, 在前两步分析的基础上, 分析全要素增长率的长期变化趋势, 从而进一步讨论经济增长的可持续性问题 与之前的研究相比, 本文不仅拓展了研究样本的时间范围, 并且还从产业层面定量地讨论了技术效率 ( 进而 TFP) 变化趋势的影响因素 本文结构安排如下 : 第一部分将简要介绍本文估计和分解全要素生产率所使用的基本方法 ; 第二部分对我国主要工业行业全要素生产率进行估计和分解 ; 第三部分进一步使用面板计量分析了技术效率的主要影响因素 ; 第四部分以本文定量分析结果为基础讨论了工业全要素生产率的影响因素以及经济增长的可持续性 ; 第五部分总结 二 研究方法 对生产前沿面的数据包络分析 (DEA) 为生产效率的测算提供了一种可行的非参数方法 在假设投入产出样本 ( 决策单元,DMU) 符合同一生产技术特征的前提下,DEA 可以使用基于线性规划的包络分析方法模拟实际的生产可能性前沿, 并由此比较实际生产样本较生产可能性前沿面的相对效率 由于这种分析方法无须以特定的生产函数形式假设为前提, 因此它的估算结果不受参数人为设定的影响 当投入产出的面板数据可得时,DEA 分析所测算出的生产效率即表现为全要素生产率 正如前文所提及的,TFP 除了体现生产的技术因素外, 还包含其它生产效率的影响因素 在采用 DEA 的 Malmaquis 指数分析方法处理投入产出的面板数据时, 该数据包络过程会使用横截面数据估算各时点的生产前沿面, 并通过这些生产前沿面在不同时点上的移动来测算技术进步幅度, 从而将 TFP 分解为技术进步和技术效率两个组成部分 然而, 就本文所要分析的问题而言, 3
4 Malmaquis 指数法不具有应用上的合理性 由于本文所要使用的投入产出面板 数据来自我国工业部门内的不同行业, 因此在不施加很强假设限制的前提下, 很难认为这些行业的投入产出符合同一种技术特征 在这种情况下, 就不应该 使用跨行业的横截面数据去估计生产前沿面 鉴于以上原因, 本文只能使用行业的时间序列数列来模拟各个行业的生产 前沿面, 并由此计算行业全要素生产率 当然, 运用时间序列数据进行 DEA 分 析同样需要对标准的分析方法进行修正, 因为标准 DEA 分析以同一技术特征的 横截面数据为基础, 而行业的时间序列数据虽然具有相似的技术特征, 但由于 技术进步的存在, 因此不能假设所有时点的生产技术是完全相同的 为了解决 这一问题,Lynde 和 Richmond(1999) 对传统 DEA 方法进行了修正, 以便使 其能够应用于对行业时间序列数据的分析 本文的分析采用了 Lynde 和 Richmond(1999) 的修正方法 具体地, 假设 y () 和 x () 分别表示时点 某行业的产出和投入向量 由于本文所选择的样本只 包括 年总产值这一种产出以及资本和劳动两种投入, 因此可以令 y() R, 2 f : R R x() 2 R, 1,...,15, 以及参数 R, A 如果存在一个单调递增的一次齐次凹函数 R, s m R, 则生产过程可以表示为 : y f ( A ( x s )), 1,...,15 (1) 在上式中, [0,1] 反映了实际生产过程中的技术效率, s 为要素投入的松 弛变量, A 则表示时点 的生产技术 由于技术进步过程通常被假设为非可逆的, 那么如果 A 15 被标准化为 1, 则 A 必须满足 A1 A2... A14 A15 1 图 1 基于要素投入的生产效率测度 x 1 D E A B C O x 2 4
5 (1) 式所界定的生产过程可以用图 1 来描述 图 1 给出了一条等产量曲线, 以及连接原点和 C 点的线段 OC 线段 OC 经过 B 点, 并与等产量曲线相交于 A 点 假定等产量曲线所对应的产出水平为 y, 那么它便描述了一个特定的基 于投入的前沿生产面 : 它描述了为了生产产量 y 所需要的最小要素投入组合 当生产在该等产量曲线上进行时, 便被认为是有效率的 相反, 如果生产产量 y 所对应的要素投入组合为 C 点, 那么生产便处于无效率的状态, 相应的生产效 率可以用线段长度之比 OA/OC 来反映 当我们使用时间序列数据来估计图 1 中的等产量曲线时, 该等产量曲线便反映了与最高技术水平和技术效率相对应 的前沿生产面 当实际生产在该前沿面上进行时, 有 1, A 1, 并且 y f ( x s ) C 点之所以位于等产量曲线的右上方, 是因为它对应着较低的 技术水平和技术效率 如果 B 点的生产是在与 C 点相同的技术效率下展开的, 且在该点 A 1, 那么 OB/OC 便反映了生产技术的相对比值 A, 而 OB/OC 则反 映了实际的技术效率 显然, 如果总的生产效率为, 那么 A 要素投 入的松弛向量 s 则是用来区分 D 点和 E 点的生产效率的 尽管 D 点和 E 点都处 于生产前沿面上, 但是显然 E 点比 D 点更有效率, 因为两者对应的产出水平相 同, 且 E 点使用了更少的 x 1 投入 因此, 一个完全有效率的生产状态对应于 1, A 1, 且松弛向量 s 0 生产技术 由于 f 被假定为一次其次的, 因此有 : y f ( A ( x s )) A f ( x s ) f ( x s ) (2) 由 (2) 式不难发现, 实际上反映了行业生产的全要素生产率, 它由行业 A 和实际生产的技术效率 两部分所组成 在实际生产过程中, 当要 素投入为 x 时, 由于生产要素与要素松弛向量的影响, 实际的有效要素投入为 z A x Ah 令 s Ah 相应的线性规划问题可以写为 :, 则使用 DEA 分析可以直接对 和 s 进行估计, min (3), s.. e' 1 y y X ' ' x 0 其中, 为 15 1阶向量, e (1,1,...,1,1) 15 1, y ( y1,..., y15 ), x ( x1, x2 )', X ( x,..., x,..., x )' 1 15, 为标量 求解 (3) 式的线性规划问题可以解出 和 * * 5
6 在这一过程中, 为不等式约束所引入的松弛变量 s 亦可确定 考虑 (3) 式的第 * * 三个不等式约束, 当 和 的值被确定时, 为该不等式约束引入的松弛向量 s 需要满足 : X s x (4) * * ' * 由此可以确定 (3) 式最优化下 s 的取值 s 与此同时, * X ' 实际上反映了时点 最有效率的要素投入向量的估计值, 从定义上来说, 它也等于在生产过程实际发挥作用的要素投入量的估计值, 即 : 1 * * z ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ x s A x A h (5) 由于 和 s 的取值可以确定, 因此可以通过 ˆ A 以及 s * * * ˆ * ˆ ˆ ˆ A h 这两个 等式来确定 ˆ A ˆ 以及 h ˆ 的数量关系 需要注意的是, 尽管向量 h ˆ 可以解出, 但是 ˆ 和 A ˆ 的取值可能性却是无限多的 在使用面板数据进行分析时, 我们可 以通过横截面来构造生产前沿面, 并使用时间序列数据来比较不同时点间前沿 面的移动 ( 即技术进步 ) 但由于这里我们只能使用时间序列一个纬度的数据进 行分析, 因此无法实现对技术效率和技术进步的精确分解 然而, 由于技术进步通常是不可逆的, 因此 A ˆ 必须满足 Aˆ ˆ 1... A15 1 使 用这一约束条件, 我们可以进一步缩小 A ˆ 的取值区间 显然, 在技术不可逆约 束下, 如果 A ˆ L 为 A ˆ 的取值下限, 那么将有 : 因此 ˆ A 的取值范围为 [ ˆ L A,1] 由于 ˆ / A * ˆ 值下限 ˆ L 就分别对应于, 因此一旦 A ˆ 的取值范围给定, 那么 ˆ * / ˆ L A (6) 的取值上限 ˆ u 和取 * u L 和, 从而 ˆ 的取值范围为 [ ˆ, ˆ ] 三 主要工业行业全要素生产率的估计与分解 ( 一 ) 样本选取 *, 1 ˆ L * max(, ˆ L A A 1), , 15 (6) 本文选择从行业角度探讨中国经济全要素生产率的变化与影响因素, 为此, 本文需要对行业全要素生产率进行测算, 并尝试将其进行分解, 以便进一步讨 1 符号 ^ 表示相应变量 ( 向量 ) 的估计值 6
7 论技术进步和技术效率变化对全要素生产率变化趋势的决定作用 为了对行业全要素生产率进行测算, 需要使用行业的投入产出数据 在分析对象的选取上, 本文选择 年我国工业主要行业的数据构建样本集合 依据我国 42 部门投入产出表中工业行业的划分标准, 本文选择其中 21 个 工业行业作为分析对象 2 之所以本文的分析将样本的选取集中在这些主要工 业行业上, 一方面是因为工业始终对 GDP 保持着较高的贡献率, 另一方面则是因为其它行业难以获得全面完整的投入产出数据 在投入产出指标的选取上, 本文分别使用各年行业总产值作为总产出指标, 并以行业资本总额以及行业年平均就业人数来反映行业的投入情况 在具体分析时, 总产值数据和资本总量数据分别以 1994 年价格为基准, 使用相应年份的工业品出厂价格指数和固定资产投资指数进行折算 在数据选择上, 各年行业总产出 资本总量 工业品出厂价格指数 固定资产投资指数以及 2003 年之后的行业年平均就业人数的年度数据均来自中经网统计数据库的综合年度库 年之前的行业年平均就业数据则使用 中国统计年鉴 中的数据进行填补 ( 二 ) 对行业全要素生产率的估算使用以上样本数据作为数据包络分析的决策单元集合, 可以逐一通过对各 2 42 部门投入产出表共包括 24 个工业行业门类 本文分析选择了其中的 21 个 这 21 个 工业行业分别为煤炭开采和洗选业 石油和天然气开采业 金属矿采选业 食品制造及烟草加工业 纺织业 纺织服装皮革羽绒及其制品业 木材加工及家具制造业 造纸印刷及 文教用品制造业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 化学工业 非金属矿物制品业 金属 冶炼及压延加工业 金属制品业 通用 专用设备制造业 交通运输设备制造业 电气 机械及器材制造业 通信设备 计算机及其他电子设备制造业 仪器仪表及文化办公用机 械制造业 电力 热力的生产和供应业 燃气生产和供应业 水的生产和供应业 非金属矿及其它矿采选业 其它制造业以及废品废料这三个行业由于数据的缺失未纳入分析样本 内 3 中经网统计数据库对工业行业的划分标准为 2002 年起实施的 国民经济行业分类与代 码 (GB/T ) 这种分类方法在某些行业划分上比 42 部门投入产出表要细致, 因 此, 在具体分析过程中, 本文以投入产出表为基准对中经网统计数据库中的某些行业数据进行了合并 具体而言, 金属矿采选业的数据由黑色金属矿采选业和有色金属矿采选业相 应数据合并而成 ; 食品制造和烟草加工行业下则包括农副食品加工 食品制造业 饮料制 造业和烟草制造业 ; 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业行业包括纺织服装 鞋 帽制造业和 皮革 毛皮 羽毛 ( 绒 ) 及其制品业 ; 木材加工和家具制造业下包括木材加工及木 竹 藤 棕 草制品业和家具制造业 ; 造纸印刷及文教体育用品制造业下包括造纸及纸制品业 印刷业和记录媒体的复制业以及文教体育用品制造业 ; 化学工业下包括化学原料及化学制 品制造业 医药制造业 化学纤维制造业 橡胶制造业和塑料制造业 ; 金属冶炼及压延加 工业下包括黑色金属冶炼及压延加工业和有色金属冶炼及压延加工业 ; 通用设备制造业则 包括通用设备制造业和专用设备制造业 7
8 行业数据样本应用 (3) 式线性规划问题来模拟出它们的生产前沿面, 并在此基础上计算行业的全要素生产率 本文使用 DEAP 2.1 软件对各行业的 TFP 进行计算, 并以此为基础计算行业 TFP 在各个时间段内的平均年增长率, 由此所得到的结果如表 2 所示 : 4 表 1 我国主要工业行业全要素生产率平均年增长率 (%) 行业 / 时期 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业 工业平均全要素生产率 从表 1 可以看出, 在 1994 年至 2008 年间, 多数工业行业全要素生产率的 年均增长率取值在 2%-5% 之间 此外, 尽管在 年 年 以及 年这四个时间段中各个行业 TFP 增长率存在较大差 异, 然而不同时间段之间增长率的比较结果却存在较大程度的相似性 首先, 对比 年以及 年这两个时期 通过比较可以发现, 在本文 选取的 21 个工业行业中, 有 16 个行业的 TFP 在 年内表现出更高的 年均增长率 与此同时, 在 年, 有 10 个行业的年均 TFP 增长率为负 4 关于各样本行业各年全要素生产率的计算结果可以参见本文的附表 1 同时, 这里的平 均增长率为几何平均值 8
9 由于技术进步过程一般被认为是非可逆的, 因此这种 TFP 水平的下降只能以技术效率的降低来解释 最后, 在 以及 年之间, 工业行业全要素生产率的变化也呈现出一定的改变 从表 1 计算结果来看, 共有 10 个行业的 TFP 增长率在 年之间出现了下降 表 1 中还显示了不同时间段工业行业的平均全要素生产率的增长率 在计算行业平均 TFP 的过程中, 本文使用了产值的加权平均方法, 即使用各工业行业的总产值为权重, 对各个行业的 TFP 进行加权平均, 并在此基础上进一步计算各时期工业平均 TFP 的增长率 从计算结果来看, 年之间的行业平均 TFP 的年均增长率为 5.6%, 显著高于 年里 0.27% 的水平 同时, 比较 年以及 年两个时期可以看出, 工业行业的平均 TFP 增速出现了一定程度的下降 这些行业平均 TFP 增长率数据的变化趋势与各个行业 TFP 增长率变化的总体情况基本吻合 图 2 工业平均全要素生产率 为了分析不同时间段工业行业 TFP 变化率趋势的具体表现, 可以进一步观察各年行业 TFP 估计值的变化趋势 由于篇幅限制, 本文仅以图 2 描述了行业平均 TFP 具体估计值的变化态势 5 从中可以看出, 年工业行业 TFP 的较低年均增长率对应的是 年之间平均 TFP 的下降 这种 TFP 的变化在表 1 中直接表现为 10 个行业的负的 TFP 增长率 显然, 本文对 TFP 增长趋势的计算补充了以往研究的测算结果 由于这些研究大多选取 2000 年之前的数据, 因此无法判断 年 TFP 的变化趋势 从引言中的介绍可知, 现有研究表明, 在 年之间, 我国出现了 TFP 增长速度的显著下降 从本文的分析来看, 这种下降并不具有持续性 正如表 5 各样本行业全要素生产率的估计结果可以参见本文附表 1 9
10 1 所示, 在 年间, 工业行业的 TFP 的增长率显著高于 年之间的水平 尽管无法与 1994 年之前的 TFP 测算结果进行比较, 但这至少也否定了 TFP 增速的持续下降趋势 ( 三 ) 技术进步与技术效率正如前文所提到的, 尽管使用时间序列数据无法对 TFP 实行精准的分解, 但我们仍然能够对实际的技术水平和技术效率的取值范围进行判断 首先, 由 (6) 式可以求解出各时期行业的相对技术水平估计值的取值下限 ; 另一方面, 由于技术进步是不可逆的, 且最后一期的技术水平被标准化为 1, 因此各期技术水平的上限取值为 1 如果同样使用总产值数据为权重对各行业技术水平上限值和下限值进行加权平均, 那么也可以得到工业行业平均技术水平的分布区间, 相应的结果如图 3 所示 : 6 图 年我国工业平均技术分布区间 图 3 中, 由于技术上限取值为 1, 因此它表现为一条水平线 行业平均技术水平的取值下限则由 1994 年的 0.67 逐渐上升 这种技术下限的上升趋势一方面是由技术不可逆性假设条件所保证的 7, 另一方面, 它也部分解释了全要素生产率的递增趋势 从图中可以看出, 在 1998 年之前, 工业行业平均技术下限呈现出水平变化趋势 这种技术趋势对应于图 2 中 1998 年之前行业平均 TFP 6 7 各样本行业技术水平下限取值的估计结果可以参见本文附表 2 技术下限取值取决于公式 (5), 故各个行业的技术下限值一定呈现出逐年递增的趋势 ; 然而, 由于在这里的计算过程中, 为了评价整个工业行业平均的技术水平, 本文使用了以总产值为权重的加权平均方法, 而总产值的变化趋势并非一定是递增的, 所以求解而得的 加权平均结果有可能表现出递减趋势 从实际的计算结果来看, 年 4 年的平均 结果分别为 和 0.666, 其它年份则始终呈现出技术水平的递增趋势 因此, 本文根据技术进步不可逆约束调整 年三年的行业平均技术为
11 水平的递减趋势 : 由于技术进步是不可逆的过程, 因此全要素生产率的递减必然对应于固定不变的技术水平 从图 3 行业平均技术水平的下限取值来看, 如果我们近似地使用上限值和下限值的算术平均来反映行业各年的平均技术水平, 那么这种处理方法的误差将不超过 0.165, 并且随着年份的后移, 这种估计误差将不断减小 图 3 同样反映了行业平均技术水平的最大可能的年均增长率 从取值范围来说, 年间工业行业平均技术水平的最大提升可能为从 1994 年的下限值 0.67 到 2008 年的 1 在这种情形下, 由于 1994 年技术下限取值等于当期全要素生产率, 因此可以预计此时技术进步率与全要素生产率的增长速度相同 如果使用技术上限和技术下限的平均值来近似反映实际技术水平, 那么这一增长率会降低, 但相比而言更有可能接近于实际的技术进步水平 表 2 集中给出了各个样本行业平均技术估值的年增长率以及技术进步对行业全要素生产率的贡献度 : 8 表 2 我国主要工业行业技术进步率及对全要素生产率的贡献度 (%) 行业 / 时期 增长率贡献度增长率贡献度 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 与之前的分析相类似, 这里的计算方法为对期末和期初行业平均技术估值的比值求几何 平均 本表中的各样本行业平均技术估值则等于 A u A 2 L ; 工业平均技术水平的估值则由 各行业平均技术估值以行业总产值为权重加权平均而得 11
12 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业 工业平均技术 表 2 的计算结果表明, 就平均取值而言, 年间, 大部分工业行业 技术进步对 TFP 增长的贡献率都在 40-45% 之间 同时, 表 2 还表明, 在 年间, 有 14 个行业的技术进步率超过其在 年间的技术进步速度, 并 且工业平均技术水平的年增长率也呈现相同的变化 然而, 尽管技术进步速度 的上升较为广泛地表现在 2001 年之后的各年里, 但是计算结果也表明, 在该时 期内, 有 9 个行业技术进步对 TFP 增长的贡献率要显著低于 年间的 平均水平 由于同时期其它行业技术进步对 TFP 增长的贡献率未出现显著变化, 因此从行业整体来看, 年间工业技术进步对其 TFP 增长的贡献率也 显著低于其在 年的平均水平 这种数据变化暗示着从 2001 年至 2008 年, 工业技术进步对于提高生产效率的作用显著下降 由于生产效率由技术进 步和技术效率共同决定, 因此这种数值比较至少表明在 2001 年后, 技术效率变 化在影响全要素生产率增长中有更加重要的作用 由于 ˆ A 的取值范围为 [ ˆ L * * A,1], 而 ˆ 的取值范围为 [, / ˆ L A ], 因此使用全 要素生产率的估计值 可以限定技术效率的取值范围 9 使用这种方法, 本文 * 确定了 年间我国工业行业的平均技术效率的分布区间, 相应的结果 以下面的图 4 来表现 : 图 年我国工业平均技术效率分布区间 9 各行业技术效率取值上限和取值下限的计算结果可以参见本文附表 3 和附表 4 12
13 图 4 展示的工业平均技术效率下限和平均技术上限均为各个行业相应估计 值的加权平均 具体而言, 本文首先计算出各个行业技术效率取值的上限和下 限, 并使用相应年份行业的总产值进行加权平均 从图 4 可以看出, 年之间, 我国工业平均技术效率的分布区间表现出与图 2 中全要素生产率大致 相同的变化趋势 从数值分布上来看, 在 2002 年之前, 工业平均技术效率下限 值和上限值的差距大约在 0.3 左右, 而在 2002 年之后, 这一差距缩小至 0.15 以 内, 因此从数值估计的误差来看, 如果使用技术效率上限值和下限值的平均量 来近似反映实际的技术效率水平, 可以认为 2002 年之后的估计数值较为准确, 差值不超过 0.08; 而对于 2002 年之前各年, 以平均值近似反映的处理方法误差 则不超过 0.15 四 对技术效率的进一步讨论 之前的分析表明, 在工业 TFP 的两个组成要素当中, 技术进步虽然对 TFP 的增长起到了重要作用, 但是在 年, 这一贡献程度从整体上来看是 下降的 因此, 从工业行业整体角度来看, 年之间, 技术效率的提升 对要素生产率变化趋势的影响更为显著 为了进一步分析 TFP 变化趋势的影响 因素, 就有必要讨论技术效率变化的决定因素 ( 一 ) 模型的设定 对于特定时点的生产而言, 衡量技术效率的最简单方法是用该时点的有效 要素投入除以当期的实际要素投入量与松弛变量之差 公式 (5) 直接反映了这 种确定技术效率的方法 由 (5) 式可知, 对于任意一种投入要素 j 而言均有 : zˆ j ˆ j j* A x s ˆ (7) 在 (5) 式中, 当产出目标给定时, z ˆ j 反映了生产前沿面上的要素投入量, Ax 则反映了相同技术条件下实际的要素投入 ˆ 下面, 首先考虑 z ˆ j 的影响机制 由于它是对相对最有效率的生产要素投入 量的估计值, 因此当产出发生变化时, 这一投入量会发生相应的变化, 以保证 其始终处于生产的前沿面上 与这种改变相对应的是厂商追求利润最大化的行 为目标以及生产要素的自由流动 当厂商决策完全符合利润最大化要求并能自 由调整自身生产能力时, 厂商的投入决策总会位于生产前沿面上 在此情形下, 由于厂商的利润最大化决策始终受市场需求曲线的约束, 因此厂商的最优要素 13
14 投入将表现为市场需求量的函数 这也就意味着, 当市场需求发生变化时, 任 意有效要素投入 z ˆ j 应当发生相同方向的变化 ; 并且, 如果行业总需求为 D, 那 j j 么 zˆ zˆ ( D) 接下来, 考虑 (7) 式中 ˆ 的分母部分 其中, ˆ j Ax 反映了排除技术水平 差异后生产中的实际投入量, s j* 则反映了要素的绝对冗余量 ( 即图 1 中的线段 DE) 由于 ˆ 体现的是实际生产投入远离生产前沿面的距离, 因此在比较的时 候需要从 ˆ j Ax 中排除 s 的影响 从形成机制上来说,( A x j* ˆ j j* s ) 远离生产前 沿面的程度主要取决于厂商决策行为对利润最大化目标的偏离, 以及行业的进 入与退出壁垒 如果厂商决策未被扭曲的程度为 M, 那么 A x 为 M 的某个函数 GM ( ), 并且通常而言会有 G'( M) 0 通过以上分析, 我们可以将 (7) 式进一步写为 : j zˆ ( D) ˆ GM ( ) ˆ j j* s 就可以表示 j 为便于估计, 可以进一步假设 zˆ ( D) ad, G( M) bm, 并将上式写为 : a 其中, N ˆ 100, c ln( ) ln100 b ( 二 ) 模型的估计 ln N c ln D ln M (7) 本文拟采用面板数据对 (7) 式进行估计 为此我们需要引入新的数据指 标 D 和 M 从变量含义上来看, D 和 M 分别体现了行业的总需求以及市场资 源配置作用的有效性 从投入产出表的角度来看, 行业总需求不仅仅包括了各 个行业产出在消费 资本形成和出口上的分布, 还包括总需求变化对各个行业 的直接和间接带动作用 因此, 本文将以消费 ( C ) 资本形成 ( I ) 以及出口 ( X ) 对各产业产量的拉动总量来作为反映变量 D 的数据指标 在此指标选择下, 由 1 投入产出表计算的基本方法可知, D (1 A) Y 10 为了获得 年时间段内变量 D 的数据, 本文选择 1997 年 40 部门 投入产出表 2002 年 42 部门投入产出表 2005 年 42 部门投入产出表以及 2007 年 42 部门投入产出表对各样本行业 D 的数据进行了测算 在此基础之上, 本文 进一步使用工业品出厂价格指数, 以 1994 年为基期对计算结果进行折算 10 1 其中,(1 A) 为列昂惕夫逆矩阵,Y C I X 14
15 由于投入产出表编制年限的限制, 在 年这个时间段内本文所能 获得的样本数据只能局限于 以及 2007 四年 11 因此, 本文 只能基于这四年的行业数据构建面板分析样本 这种处理方法的问题在于, 由于 1997 年与 2002 年之间的时间间隔要明显长于其它各年, 因此使用这四年数据所回归出的结果会使系数的估计值偏离实际情况 为了避免这一不利影响, 本文将仅使用四年期样本数据来检验参数的符号和显著性 对于系数值的估计, 本文将使用 以及 2007 年三年的面板数据重新构建样本进行回归 由于这三年之间的时间间隔相对平均, 因此对参数估计值的扭曲程度较小 12 对于变量 M, 本文借鉴了王小鲁 樊纲和刘鹏 (2009) 的方法, 并进行了一些调整 在他们的处理方法里, 市场效率的制度变量以非国有经济在工业总产值中的比重为代理 在本文的分析中, 考虑到行业数据的可得性以及对市场效率全面衡量的需要, 本文以美国传统基金会与 华尔街日报 发布的经济自由度指数为基础, 通过设置该指数与本文样本行业非国有经济销售收入占行 业销售收入比重的乘积来体现各样本行业的市场效率 13 其中, 相应年份销售 收入的数据来自中经网统计数据库的综合年度库 对于行业技术效率 ˆ, 本文则直接利用前文分析的结果进行估算 在具体 操作上, 本文首先将各年行业技术水平上限 1 和下限估计值 A ˆ L 进行平均来得到 * 技术水平的均值 A, 再通过 Aˆ ˆ 这一等式求解出平均意义上的行业技术效 率, 并以此均值来近似作为对 ˆ 数值的估计 14 以上所有变量数据, 本文都按 (7) 式中的形式进行了对数处理 本文采用 LLC 检验方法分序列逐一对数据进行单位根检验, 结果表明可以接受无单位根 假设 : 11 国家统计局还发布了 1995 年的 40 部门投入产出表, 但该表中只有净出口数据, 缺少出 口的数据 12 正如前文所指出的, 随着时间的推移, 各年技术效率上限和下限的差距逐渐缩小, 因此 三年期样本在数据误差上也较小 13 由于分行业总产值数据无法完整获取, 因此这里采用的是销售收入数据 14 按此方式计算的各行业技术水平均值和技术效率均值的计算结果可以分别参见本文附 表 5 和附表 6 另一种处理方法是直接使用技术效率上下限值的平均, 但是这样倾向于低 估技术进步的作用 计算表明, 这种处理方法与本文实际采用的方法取值极为接近, 而且 也不改变技术效率的变化趋势 15
16 15 表 3 面板序列单位根检验结果 ln N ln M ln D 统计值 -3.0E Prob** 注 :** 表示 5% 置信度水平 本部分分析所需要估计的方程形式如 (7) 式所示 但在正式分析前, 还需 要对面板模型的设定形式进行检验 检验结果表明, 在应用本文所选样本数据 进行参数估计时, 应该选取固定效应模型 16 建如下模型 : 因此, 本文在 (7) 式基础上构 ln N c c ln D ln M (8) i i i i i 其中,c 为总体均值, c i 为个体效应 使用 Eviews5.0 对 (8) 式估计所得 结果如表 4 所示 : 17 表 4 面板估计结果 样本 参数 估计值 值 Prob.() c 四年期样本 β 三年期样本 Adjused R 2 =0.99 F= Prob.(f)=0.00 D-W 值 =2.36 c β Adjused R 2 =0.99 F= Prob.(f)=0.00 D-W 值 = ** 表示 5% 置信度水平 LLC 的原假设为存在单位根, 因而 P 值越低则越不可能存在单 位根 检验中, 滞后长度根据 SIC 准则选取, 并包含了截距项和趋势项 16 为区分固定效应模型和不变系数模型, 可以使用 F 统计量进行检验 ; 而区分随机效应和 不变系数模型则可以使用 LM 检验 如果检验结果表明固定效应模型和随机效应模型均显 著优于不变系数模型, 则需要进一步通过 hausman 检验来区分固定效应和随机效应 本文 使用 STATA9.2 进行检验 对于四年样本 ( 和 2007) 数据而言,F 检验 结果为 F(18, 55) =4.06,Prob > F = , 即在固定效应模型和不变系数模型之间应该选择前者 ;LM 检验结果为, chi2(1) =4.72,Prob > chi2 =0.0298, 表明随机效应模型优于不 变系数模型 ; 而 Hausman 检验结果为 chi2(2)=226.43,prob>chi2=0.0000, 表明应该接受固 定效应模型的假设 对于三年样本 ( ) 数据而言,F 检验结果为 F(18, 55) =3.71,Prob > F = , 即在固定效应模型和不变系数模型之间应该选择前者 ;LM 检验 结果为, chi2(1) =4.52,Prob > chi2 =0.0334, 表明随机效应模型优于不变系数模型 ; 而 Hausman 检验结果为 chi2(2)=19.43,prob>chi2=0.0001, 同样表明应该接受固定效应模型的 假设 17 这里采用 GLS 进行估计 由于本文样本中横截面数据量显著大于时间序列, 因此估计 按截面加权 ( 选取 cross-secion weighs) 16
17 注 : 本表没有列出个体效应 c, 对此参数的估计结果可以参见附表 7 i 本文面板回归所选择的解释变量分别用来反映市场运行效率以及总需求因素对工业技术效率的影响 在市场运行效率上, 由于样本数据计算以经济自由度指数为基础, 因而该数据包含了较为丰富的数据信息, 从而可以视为对工业行业市场经济环境的较为全面的概括 然而, 表 4 的回归结果表明, 该变量的系数并不显著, 这表明在本文所观察到的时间段内, 市场运行效率的改变无法解释各样本行业技术效率的改变 造成这种现象的原因可能正如 Maddison (1998) Liu(2000) 以及 Heyens 和 Zebregs(2003) 所推测的, 当中国改革开放进展到一定程度时, 随着市场化进程的逐步放缓, 改革在推动生产效率上的作用将逐渐受到限制 同时, 表 4 的估计结果也表明, 行业总需求的变化对行业生产效率的影响显著 从系数的取值上来看, 尽管四年期和三年期样本回归结果估计值存在一定差异, 但系数符号保持一致 这一回归结果表明, 与市场效率相比, 总需求的波动变化是影响行业技术效率的主要因素 结合前文对工业 TFP 增长率及其分解的讨论, 表 4 的估计结果为理解 年之间我国工业行业全要素生产率的变化提供了有益的补充 由于在动态过程中,TFP 的变化可以分解为技术效率的变动以及技术进步两个组成部分, 因此对其变化趋势的解释可以也归结为技术效率变化和技术进步两个基本因素 从前文的分析 ( 表 2) 来看, 技术进步虽然对 TFP 的提高有显著的贡献度, 但是相应的数值在 年之间有一定程度的下降 由于 TFP 增长率由技术进步速率和技术效率变化率两部分组成, 因此相比而言, 可以认为在 之间, 技术效率变化对 TFP 变动的影响力更为显著 这一点也形象地反映在两者变化趋势的一致性上 ( 图 2 和图 4) 表 4 分析结果的意义在于, 它进一步明确了 TFP 变化的主要影响因素 由于在本文考察的时间区间内工业行业 TFP 变化趋势主要由技术效率变动所决定, 而行业总需求的变化又显著地影响着这一时期的技术效率, 因此可以进一步推断这一时期 TFP 的数值波动及变化趋势的主要影响因素表现为行业需求情况的变动 五 TFP 与经济增长的可持续性 正如引言中所提到的, 许多研究表明, 在 年之间, 我国 TFP 的增长速度明显下降 本文由于行业数据的限制, 样本没有包括 1994 年之前的数据, 因此无法在本文分析中比较 1994 年前后 TFP 增长率上的差异 然而, 由 17
18 于本文样本期限后延至 2008 年, 因此可以为前人的研究成果提供补充 从之前的比较结果来看, 年之间, 我国工业 TFP 的增长率要显著低于 年之间的平均水平 结合其他学者的已有研究成果来看, 这表明我国 TFP 的增长率在 1990 年 年之间很有可能经历了一个先递减再上升的变化过程 TFP 增长速度的下降一度是学者质疑中国经济增长可持续性的重要原因之一 这种质疑的依据在于, 从新古典增长理论出发, 如果 TFP 的增长速度不能保持在一个较高水平的话, 那么要维持原有的经济增长速度就只能依赖于要素投入的增加, 但由于要素投入的边际报酬是递减的, 因此以要素投入带动经济增长的潜力不是无限的 本文的研究结论表面上来看是可以在一定程度上否定这一质疑的, 因为对工业行业 TFP 变化趋势的计算结果表明, 即使 年之间 TFP 的增长率较之前各年出现了显著下降, 但在 年之间它又回复到一个较高的水平 然而, 对工业行业 TFP 的进一步分解却表明, 这种 TFP 增长率的改变可能完全是总需求短期波动的结果 前文的分析表明, 在本文选取的时间区间内 ( 尤其是 年 ), 工业 TFP 的变化主要来自技术效率的变动, 而这种技术效率的改变并不是来自市场化进程的进一步深入, 而是主要由行业总需求变化造成的 这种变化的内在机制在于, 技术效率衡量了实现特定产出时的投入效率, 而这种特定产出需要受到市场需求的约束 当行业需求发生改变时, 行业产出需要发生相应的调整, 从而为实现这一产出的最有效的要素投入量也会发生变化 当企业生产目标偏离利润最大化, 或者在生产调整上存在刚性约束时, 由于它不能及时随需求变化调整自身的要素投入, 产量的波动就会引起生产效率的改变 这实际上表明, 如果技术效率变动受需求变化的影响, 那么生产一定面临着某些结构性问题 ( 如退出壁垒 ) 由于本文研究结果否定了市场效率变化对技术效率的决定性作用, 因此这也说明尽管我国的市场化进程仍在不断深入, 但这一进程并未显著地改变市场结构 正是由于结构性问题的存在, 当总需求出现下降趋势时, 就可以观察到技术效率的下降 本文测算的工业行业 TFP 在 年之间出现的负增长可以很好地说明这一问题 事实上, 结合 1997 年金融危机的背景以及上文的分析, 就能够为 1994 年前 年间以及 年间工业 TFP 增长率的不同变化趋势给出 18
19 一种合理的解释 : 由于市场结构性问题的存在, 当 1997 年金融危机造成总需求下降时, 技术效率的下降便集中显现出来, 并使 TFP 的增长速度显著下降 ; 然而, 自 2001 年以来, 我国出口与投资均出现了高速增长 18, 从而使得原本闲置的生产要素充分利用, 并表现为技术效率以及 TFP 的显著上升 因此, 本文的分析与已有研究存在着一定程度上的一致性 重新梳理 TFP 增长率变化趋势的决定机制可以发现, 首先, 正如 Maddison(1998) Liu(2000) Heyens 和 Zebregs(2003) 等人所强调的, 随着市场化改革的深入, 其在提高 TFP 中的作用会逐渐消失 本文的分析验证了这一推测, 也对其进行了补充 在前文面板分析中, 市场改革深化这一变量对行业技术效率的变化的确并不显著 但正如上文所说, 技术效率受总需求波动影响这一结论也表明经济中存在着较为显著的退出壁垒 这暗示着我国市场化改革还有进一步深入的空间 19 总之, 曾经支持 TFP 稳定增长的市场化改革进程已经失去了以往的影响力 在这种背景下, 加之 1997 年亚洲金融危机的不利影响, 正如新古典增长理论所指出的, 为了保持经济的增长速度, 只能以增加要素积累来拉动经济增长 这种转变从大规模的基础设施建设开始, 逐步扩散到各个经济部门 正如 Zheng Bigsern 和 Hu(2008) 所指出的, 在 2000 年后, 中国经济增长的一个明显特征是资本积累速度显著超过 GDP 的增长速度, 而投资快速增长与市场结构性问题 ( 在他们的研究中主要指地方保护主义 ) 产生了两个必然结果 : 一方面, 与投资相伴随的是市场的过度进入和重复建设 ; 另一方面, 在内需增长相对缓慢的情况下, 经济对出口的依赖程度迅速上升 这种分析无疑强化了前文的判断 由于市场化改革这一长期因素影响力的消失, 技术效率便更多地取决于短期需求波动性因素的影响, 并且从我国总需求的构成上来看, 投资和出口的变化会较强地影响短期技术效率增长率的变化趋势 由于投资面临边际报酬递减的约 18 从 年, 我国出口总额增长年速度均在 20% 以上 ; 在相应时期, 固定资产投资 增速也由 2001 年的 13.05% 上升至 2003 年的 27.74%, 并在 年之间始终保持着 20% 以上的年增长率 19 需要说明的是, 市场的结构性问题 ( 如进入与退出壁垒 ) 的存在并非一定暗示着市场改 革的滞后 许多结构性退出壁垒可能来自于高昂的沉没成本, 或者其它的技术性问题 就 本文所选取的样本来说, 完全否认这种退出壁垒是不合理的, 因为许多工业行业的生产伴 随着较大规模的固定资产投资和较高的资产专用性 当市场需求发生波动时, 由于生产投入特性的限制, 厂商无法在短期内迅速调整生产计划, 从而可能表现出生产效率的变化 相比而言, 行政性退出壁垒可能是一个更加严重和普遍的问题 一个曾经被广为关注的问 题是地方保护主义背景下的行业过度进入与重复建设 虽然这种现象有所缓和, 但其存在 的广泛性仍是不容置疑的 19
20 束, 而出口会受到外部冲击的影响, 因此这并不足以保证技术效率的稳定上升 综上所述, 技术效率之所以受总需求波动的影响, 是因为长期存在的市场结构性问题限制了要素投入的自由调整, 从而可以在较长的时期里观察到技术效率与总需求变化的显著的相关关系 因此, 技术效率长期变化趋势的影响因素从根本上来说不是总需求的波动, 而是市场结构性问题的变化方向 在现阶段, 影响 TFP 变化的长期因素可以确定为技术进步和结构调整 这一结论有两层含义 :(1) 目前所观察到的 TFP 年均增长速度的上升并不足以反映长期的变化趋势, 而是市场结构性问题的一种表现, 因此, 这种现象不足以说明中国经济保持高速增长的可持续性 ;(2) 从长期来看, 消除行政性壁垒所造成的结构性问题可以成为改变 TFP 增长率变化趋势的努力方向 六 结语 本文以 年主要工业行业的投入产出数据为样本, 分析了这一时期工业行业 TFP 的增长率及变化趋势, 并通过对 TFP 的分解以及对工业行业技术效率决定因素的面板分析进一步讨论了 TFP 变化趋势的影响因素 分析的结果表明, 工业行业 TFP 的年均增长率在 年之间较 年有显著的上升 从 TFP 的分解上来看, 技术进步虽然对工业行业 TFP 增长有较大贡献, 但始终没有超过技术效率变化对 TFP 的影响程度, 并且在 年有较为明显的下降 这一分析表明至少在 年间, 技术效率的变化是决定工业 TFP 变化趋势的主要因素 对技术效率影响因素的计量分析进一步表明, 在本文分析时期内, 市场化改革的推进在提高工业行业技术效率上没有显著效果 在这一时期内, 技术效率的变化主要由行业总需求的变动来解释 由于出口和投资及其拉动作用在我国总需求构成中占有较大比重, 因此这一分析结果意味着 TFP 增长率的变化趋势缺少内在的稳定条件 从长期来看,TFP 的稳定提升将主要取决于技术进步以及对市场结构性问题的调整 这种结构性调整不应当简单地等同于对重复建设的定量限制 过度进入以及产能过剩仅仅是与总需求变化趋势相关的短期相对概念 形成产业结构性问题以及技术效率长时期随需求波动的深层原因在于市场退出壁垒的存在 在未来改革进程中, 进一步消除行政性壁垒对市场结构的扭曲效应才是改变技术效率长期增长趋势的根本途径 参考文献 : 20
21 王小鲁 樊纲 刘鹏 : 中国经济增长方式转换和增长可持续性, 经济研究,2009 年第 1 期 Chow, G., 1993, Capial formaion and economic growh in China, Quarerly Journal of Economics 108, Goodhar, C.A.E. and Xu, C., 1996, The Rise of China as an Economic Power, Naional Insiue Economic Reviews 155, Hu, Z.F., and Khan, M.S., 1997, Why is China Growing so Fas?, IMF Saff Papers, 44(1), 103. Jefferson, G.H., Rawski, T.G., Wang, L., and Zheng, Y., 2000, Ownership, Produciviy Change, and Financial Performance in Chinese Indusry, Journal of Comparaive Economics 28(4), Maddison, A., 1998, Chinese economic performance in he long run., Paris and Washingon, DC: Organizaion for Economic Co-operaion and Developmen. Young, A., 2003, Gold ino base meals: Produciviy growh in he People s Republic of China during he reform period, Journal of Poliical Economy, 111(6). Liu, Z., 2000, The naure of China s economic growh in he pas wo decades, Pos -Communis Economies, 12(2). Heyens, P., and Zebregs, H., 2003, How fas can China grow? Washingon: Inernaional Moneary Fund. Jefferson, G. H., Rawski, T. G., Wang, L., & Zheng, Y. (2000), Ownership, produciviy change, and financial performance in Chinese indusry, Journal of Comparaive Economics, 28(4), Lynde, C. and Richmond, J., 1999, Produciviy and Efficiency in he UK: A Time Series Applicaion of DEA, Economic Modelling 16(1), Zhang, J., 2002, Capial formaion, indusrializaion, and economic growh: he characerisics of China s ransiion, Economic Research, 6. Zheng, J., Liu, X. and Bigsen, A., Efficiency, Technical Progress, and Bes Pracice in Chinese Sae Enerprises, Journal of Comparaive Economics 31(1), Zheng, J., and Hu, A., 2006, An empirical analysis of provincial produciviy in China ( ), Journal of Chinese Economic and Business Sudies, 4(3), Zheng, J., Bigsen, A. and Hu, A., 2008, Can China s Growh be Susained? A Produciviy Perspecive, World Developmen, Vol. 37, No. 4, pp ,
22 附表 1 主要工业行业全要素生产率 行业 / 年份 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业
23 附表 2 主要工业行业技术取值下限 行业 / 年份 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业
24 附表 3 主要工业行业技术效率取值上限 行业 / 年份 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业
25 附表 4 主要工业行业技术效率取值下限 行业 / 年份 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业
26 附表 5 主要工业行业技术均值 行业 / 年份 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业
27 附表 6 主要工业行业技术效率均值 行业 / 年份 通信设备 计算机及其他电子设备 电气机械及器材制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 交通运输设备制造业 金属制品业 通用 专用设备制造业 化学工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 纺织业 金属冶炼及压延加工业 造纸印刷及文教体育用品制造业 木材加工及家具制造业 非金属矿物制品业 电力 热力的生产和供应业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 金属矿采选业 燃气生产和供应业 食品制造及烟草加工业 煤炭开采和洗选业 水的生产和供应业 石油和天然气开采业
28 附表 7 面板估计的个体效应 样本行业个体效应行业个体效应 通信设备 计算机及其他电子设备 造纸印刷及文教体育用品制造业 四年期样本 电气机械及器材制造业 木材加工及家具制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 非金属矿物制品业 交通运输设备制造业 电力 热力的生产和供应业 金属制品业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 通用 专用设备制造业 金属矿采选业 化学工业 食品制造及烟草加工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 煤炭开采和洗选业 纺织业 石油和天然气开采业 金属冶炼及压延加工业 行业个体效应行业个体效应 通信设备 计算机及其他电子设备 造纸印刷及文教体育用品制造业 三年期样本 电气机械及器材制造业 木材加工及家具制造业 仪器仪表文化办公用机械制造业 非金属矿物制品业 交通运输设备制造业 电力 热力的生产和供应业 金属制品业 石油加工 炼焦及核燃料加工业 通用 专用设备制造业 金属矿采选业 化学工业 食品制造及烟草加工业 纺织服装鞋帽皮革羽绒及制品业 煤炭开采和洗选业 纺织业 石油和天然气开采业 金属冶炼及压延加工业
29 29
30 报告总负责人 : 杨瑞龙毛振华朱科敏 报告执笔人 : 总报告 : 刘元春 闫 衍 朱 戎 分报告 1: 郑超愚分报告 2: 于春海 分报告 3: 任泽平 李志兵 分报告 4: 郑新业分报告 5: 郭杰 杨 杰 分报告 6: 范志勇分报告 7: 章艳红分报告 8: 冯俊新分报告 9: 虞义华分报告 10: 刘小鲁 30
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涂正革 肖 耿 本文根据中国 个省市地区 年规模以上工业企业投入 产出和污染排放数据 构建环境生产前沿函数模型 解析中国工业增长的源泉 特别是环境管制和产业环境结构变化对工业增长模式转变的影响 研究发现 现阶段中国工业快速增长的同时 污染排放总体上增长缓慢 环境全要素生产率已成为中国工业高速增长 污染减少的核心动力 环境管制对中国工业增长尚未起到实质性抑制作用 产业环境结构优化对经济增长 污染减少的贡献日益增大
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张海峰 姚先国 张俊森 借鉴 的有效教育概念 本文利用 年间的中国省级面板数据估计了平均教育年限 教育数量 和平均师生比率 教育质量 对地区 劳动生产率的影响 本文的实证分析结果表明 以师生比率衡量的教育质量对劳动生产 率有显著且稳健的正效应 在均值处师生比率每上升一个标准差 有助于提高地区劳动生产率约 教育数量对劳动生产率的影响大小部分取决于教育质量的高低 教育质量越高教育数量对劳动生产率的促进效应越大
转轨时期中国工业的效率与生产率 孙 巍 叶正波 吉林大学数量经济研究中心 吉林长春 浙江大学宁波理工学院管理工程系 浙江宁波 # 4 # 中国管理科学 2002 年 995: 全要素生产率的变化分析 995 和 995 998 两段时期各地 同时, 由于本研究只选取了一个工业增加值产出指 标, 因而不存在产出非中性的情况 下面对这两个 区工业全要素生产率的分解如表 所示2 需要说 时期各地区工业的增长及其生产率变化分别进行分
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中国工业生产 能源消耗与环境压力的实证研究 基于面板数据模型 广西财经学院 兰婷 梁绍魏 蔡锐 目录 摘要 ---------------------------------------------------------------------- 1 一 引言 ------------------------------------------------------------------ 1
况伟大 本文在住房存量调整模型基础上 考察了预期和投机对房价影响 理性预 期模型表明 理性预期房价越高 投机越盛 房价波动越大 适应性预期模型表明 当消费 性需求占主导时 上期房价越高 房价波动越小 当投机性需求占主导时 上期房价越高 房价波动越大 本文对中国 个大中城市 年数据的实证结果表明 预期及 其投机对中国城市房价波动都具有较强的解释力 研究发现 经济基本面对房价波动影 响大于预期和投机 但这并不意味着个别城市房价变动不是由预期和投机决定的
张成思 本文运用向量系统下的协整分析方法 针对 年不同生产和消 费阶段的上中下游价格的动态传导特征以及货币因素对不同价格的驱动机制进行分析 研究结果表明 我国上中下游价格存在长期均衡关系 并且上中游价格对下游价格具有显 著动态传递效应 而下游价格对中游价格以及中游价格对上游价格分别存在反向传导的 倒逼机制 另外 货币因素对上游价格的动态驱动效果最为显著 但并没有直接作用于下 游价格 因此 虽然货币政策的现时变化可能在一段时间内不会直接反映在下游居民消费价格的变化上
中国社会科学 年第 期,,. % 1,,,. %,. % 2,, %, ;,,,, 3,,,, 4 ( ) ( ) ( ) (),, %, 5,,,,,,,,, 1 :,, ://.. / / - / /., 2 :,, 3 :, 4,,, 5 ( ),,, ( ),, ( ), ( ), ( );
近年来农民工的经济状况和社会态度 李培林李炜 : 改革开放 年来, 农民工作为中国产业工人的组成部分, 成为支撑中国经济持续快速增长的重要力量 基于 年和 年 中国社会状况综合调查 的数据, 对近年来 特别是在国际金融危机背景下农民工的经济状况和社会态度进行分析, 结果显示, 年数据反映出农民工在收入水平较低 劳动强度较高的情况下, 却保持着较为积极的社会态度 ; 近两年的新变化是, 农民工的收入水平和社会保障水平都有了显著的提高,
年第 期
年第 期 马 艳 劳动生产率 商品价值量 理论假定 新的释义 劳动生产率与单位商品价值量反向变动关系是经典马克思主义劳动价值理论的一个重要命题 我们将马克思经典 成反比 理论中关于劳动因素做了重新假定 即假定在科技进 步的条件下 伴随劳动客观因素的变化 劳动主观因素也发生同方面的变化 并假设劳动主观 条件的变化幅度大于劳动客观条件的变化幅度 那么 我们就可以获得劳动生产率与商品价值 量之间呈现正向变动趋势的结论
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孙文凯 肖 耿 杨秀科 本文通过对中国 美国和日本资本回报率及其影响因素的计算 认为 中国居高不下的投资率是由于中国具有非常可观的投资回报 由于中国资本回报率显著高于其他大国 因此带来了 的较快速增长 三国资本回报率在过去三十年尚未出现收敛 这意味着投资率差异会持续 将持续涌入中国 资本回报率受经济周期影响 长期资本回报率遵从一个递减的趋势 由于中国的劳动者份额及资本 产出比仍处于较低的水平 中国的高资本回报率将会维持相当长一段时间
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:?? * 张军高远傅勇张弘 : 本文在中国的政治经济体制的框架内解释了改革以来, 尤其是上世纪 年代以来中国在建设和改善物质基础设施上所取得的显著成就 文章依据现有的文献和 省级面板数据, 不仅度量了改革以来中国的基础设施的存量变化和地区差距, 而且运用 方法检验了可解释基础设施投资支出变动模式的重要变量 本文发现, 在控制了经 济发展水平 金融深化改革以及其他因素之后, 地方政府之间在 招商引资
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徐二明 陈 茵 以企业资源基础理论为基础 从企业吸收能力这一概念入手 剖析企业吸收能力与企业竞争优势的关系 研究组织管理机制对企业吸收能力构建和发展的影响 依据吸收能力经典文献对吸收能力的前因进行重新梳理和归类 对现有文献中各种思路有一定的整理和明示作用 通过研究两种吸收能力的 类影响因素 辨识出中国企业在吸收能力培养和发展方面的优势和弱势 通过实证方法全面衡量和验证潜在吸收能力与实际吸收能力两者之间以及两能力与企业竞争优势的关系
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"# 管理世界 月刊 ２００８ 年第 １ 期 性 水 平 上 ２００７ 中 国 上 市 公 司 总 体 治 理 状 况 与 强制性规制和举措 使得上市公司治理评价 中 信 息 ２００６ ２００５ ２００４ 年 相 比 在 统 计 意 义 上 存 在 显 著 披露纬度状况明显好于其他 ５ 个方面 但 上 市 公 司 性差异 说明 ２００７ 年中国上市公 司的治理状况有 在自愿性披露方面没有根本的改善
证券市场导报 理论综合 ~ ~ ~ ~ ~ ~
引言 证券市场导报 证券市场导报 理论综合 ~ ~ ~ ~ ~ ~ 证券市场导报 理论综合 ~ ~ 研究设计 ~ AR k CAR k AR k R k r k CAR k k k ARk j=1 r k R k CR k R i,k =1n(P i,k ) 1n(P i,k 1) CR i,k = k k Ri,k j=1 P i,k k P i,0 N r i,k CR i,k =α+β 1 Event
任春平 邹志利 在坡度为 的平面斜坡上进行了单向不规则波的沿岸流不稳定运动实验 观测到了沿 岸流的周期性波动 波动周期约为 利用最大熵方法和三角函数回归法求得这种波动的主 频率以及幅值 分析了波动幅值在垂直岸线方向的变化 结果表明该变化与沿岸流变化类似 即在 沿岸流最大值附近这种波动强度最大 为了分析波动的机理 利用线性沿岸流不稳定模型对模型实验结果进行了分析 求得了不稳定运动增长模式和波动周期 并与对应实测结果进行了比较
幻灯片 1
China-Australia Low-carbon Cities Development Roadmap Seminar The Development Path for Low-carbon Industries in Tianjin Center for Strategic Environmental Assessment in Nankai University Xu He seacenter@nankai.edu.cn
吉林大学学报 工学版 ２４４ 第 ４ 卷 复杂 鉴于本文篇幅所限 具体公式可详见参考文 献 ７ 每帧的动力学方程建立及其解算方法如图 ３ 所示 图４ 滚转角速度与输入量 η 随时间的变化波形 Ｆｉｇ ４ Ｗａｖｅｆｏｒｍ ｏｆ ｒｏｌｌ ｒａｔｅ ａｎｄ ｉｎｐｕｔ η ｗｉｔｈ ｔｉｍｅ ｃｈａｎｇｉｎｇ 图５ Ｆｉｇ ５ 滚转角随时间的变化波形 Ｗａｖｅｆｏｒｍ ｏｆ ｒｏｌｌ ａｎｇｌｅ ｗｉｔｈ
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处于十字路口的产业经济 1 工业企业二季度大样本问卷调查报告 报告摘要 产业经济处于十字路口 工业企业第二季度的扩散指数为 55, 企业对下一季度的预期的扩散指数为 52, 二者均处于荣枯线的附近 反应企业景气状况的固定资产投资也处于低水平状态 : 仅有 15% 的企业在二季度进行了固定资产投资 最令人担忧的行业包括煤炭 ( 扩散指数为 15) 化纤 (21) 非金属矿业 (30) 橡胶制品 (37)
ChinaLowCarbonFuture2017Oxford1
China s Low Carbon Future: Energy Transition and 2 pathway Jiang Kejun Energy Research Institute, China Energy in Growing Economies, Oxford, Oct.2, 2017 1 ERI, China 全球能源活动和水泥生产 CO2 排放量 Global CO2 emission
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( ) 吴易风 : 本文考察了当前金融危机和经济危机背景下西方经济思潮的新动向 : 对资本主义的反思和对 新资本主义 的构想 ; 对新自由主义的反思和对新国家干预主义的构想 ; 对自由市场经济体制与政策体系的反思和对 市场与政府平衡 的市场经济体制与政策体系的构想 ; 对经济全球化的反思和对全球经济新秩序的构想 ; 对西方经济学的质疑和对马克思经济学的再认识 本文最后对西方经济思潮的新动向作了分析和评论
19% 28% 39% 25% 1 http/ /www. moe. edu. cn 2 GDP 2008 http/ /data. worldbank. org
2013 3 2 277 Economic Issues in China Mar. 2013 No. 2 310027 本文使用 1998 2009 年中国城镇住户调查数据, 从教育回报率和就业率两个角度, 分析了高校扩招后劳动力市场的变化实证结果表明 : 扩招后城镇劳动者教育回报率仍保持增长, 并且高等教育的回报率显著高于非高等教育的回报率, 高等教育仍是一种有效率的人力资本投资 ; 在控制了宏观经济对就业的影响后,
中国矿业大学 徐州 本文根据徐州市在 年的 与货运量的数据 实证分析了徐州物流业与经济 增长之间的数量依存关系 并定量测算了物流业对经济增长的贡献 研究结果表明 从总体上看 徐州物 流业对经济增长有明显的促进作用 同时 物流业对城市经济增长也具有不同的阶段特征 年 徐州城市经济增长速度快于物流业发展速度 物流业的发展拉动了经济的增长 年 徐州 城市经济增长速度慢于物流业发展速度 物流对经济的拉动作用不够明显
长 安 大 学 硕 士 学 位 论 文 基 于 数 据 仓 库 和 数 据 挖 掘 的 行 为 分 析 研 究 姓 名 : 杨 雅 薇 申 请 学 位 级 别 : 硕 士 专 业 : 计 算 机 软 件 与 理 论 指 导 教 师 : 张 卫 钢 20100530 长安大学硕士学位论文 ３ １ ３系统架构设计 行为分析数据仓库的应用模型由四部分组成 如图３ ３所示
避孕方法的医控模式和自控模式有变化吗 郑晓瑛 任 强 避孕节育是生殖健康极为重要的内容 文章利用国家人口和计划生育委员会 年至 年全国生育节育抽样调查和全国计划生育 生殖健康调查数据 分析了已婚育龄人口在避孕模式上的 时空变化特征 在此基础上进一步研究了在已婚育龄人口的年龄 子女数和生活的不同区域环境等方 面避孕模式的时空变化 结果表明 在我国人口转变的过程中 低生育水平下的避孕模式以及推行避 孕节育知情选择后已婚育龄人口的避孕模式
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66 随机变量的函数.5 随机变量的函数的分布 设 是一随机变量, 是 的函数, g(, 则 也是一个随机变量. 本节的任务 : 当 取值 x 时, 取值 y g 67 ( 一 离散型随机变量的函数 设 是离散型随机变量, 其分布律为 或 P { x } p (,, x x, P p p, x p 已知随机变量 的分布, 并且已知 g 要求随机变量 的分布. (, 是 的函数 : g(, 则 也是离散型随机变
贸易一体化与生产非一体化
贸易一体化与生产非一体化 基于经济全球化两个重要假说的实证研究 刘志彪 吴福象 改革开放以来 中国贸易一体化水平持续上升 对此虽然可以利用引力模型加以说明 但其解释力是有限的 本文在对世界范围内的贸易一体化进行统计描述和计量检验的基础上 对包括中国在内的东亚经济体的贸易竞争状况进行了结构分析 结果表明 经济体之间的相似程度越高 贸易量越大 贸易一体化程度也越高 通过各种因素的传导 经济体的出口竞争能力增强
16 地域研究与开发第 31 卷 表 1 我国各省份 十一五 期间产业发展主要规划 Tab.1 ThemainplanningindustryofChina sprovincesduring TheEleventhFive YearPlan 地区 产业发展主要规划 北京 电子通讯设备制造 汽车制造
第 31 卷第 2 期 2012 年 4 月 地域研究与开发 AREALRESEARCHANDDEVELOPMENT Vol.31 No.2 Apr.2012 我国省域工业主导产业的遴选与发展 王乐乐, 吴殿廷, 姜晔 ( 北京师范大学地理学与遥感科学学院, 北京 100875) 摘要 : 工业主导产业在国民经济发展中起着决定性和指向性的作用 主导产业的选择是经济发展阶段的重要课题 依据 6 个量化指标,
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廖光洪 朱小华 杨成浩 徐晓华 基于南海 年夏季调查航次诊断计算的流函数场 选取越南以东偶极子发生海域 进行 不同的声层析观测站位设置实验 模拟计算声线传播时间信息 然后应用基函数重建方法进行了 流函数场的模拟反演研究 讨论了不同随机观测误差对反演结果的影响 研究结果表明该方法是 可行的 在所选取的约 海域内 在观测海域外围配置 个声层析观测站位就能够很好地重构原流函数场 空间分辨率约为 可以分辨模拟海域中尺度涡场结构
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2013 4 JOURNAL OFRENMIN UNIVERSITY OFCHINA No.4 2013 [ ] BCC ; [ ] ; ; [ ] : ( 100872) (IZA)ResearchFelow; : ( 29208) ; : ( 100083) (IZA)ResearchAfiliate [5][6][7][8] [9][10][11][12] [1][2] [3][4] 36 BCC
二 政策利率与市场利率关系的文献综述
央票发行利率与央票市场利率双向互动关系研究 郑振龙 莫天瑜 本文基于利率期限结构的主成分分析结果 通过构建回归方程的方法 针 对上一轮经济周期中的升息期和受金融危机影响的降息期 实证研究了央票发行利率与央票市场利率间双向关系的周内效应 结果表明 在经济正常波动时期 央票发行利率并 未直接引导市场利率 而是借由市场预期引导市场利率走势 央票发行利率的公布不对市 场利率造成影响 在金融危机时期 央行货币政策出乎市场预期
浙江大学学报 人文社会科学版 ６４ 图２ 第 ４３ 卷 ２００５ 年 １ 月至 ２０１０ 年 １２ 月北京市及其各城区实际住房价格 房价的增长速度远远超过租金增长速度 表明 ２００５ ２０１０ 年北京房价的上涨有脱离经济基本 面的迹象 ２００５ ２０１０ 年 实际租金增长平缓 各区实际租金的增长率在 ３２ ６８ 之间 北京市 实际租金的增长率为 ３９ 相比之下 实际住房价格上涨非常明显 各区实际房价的增长率在
2006 4,,,, TFP (,2003),, 90,,,, 2005,, ;,,,,,, (disembodied),,,, (,2003),,,,,, : y = Af ( k, l) : y, k, l, A, : = - -, ( ), ( ),,,,90,,,:,,,,,,,,,,,,,
: 3 :,,,,,, : -,,, (,1994,2002) ; (,2003) ; (, 2002) ; (,2005) ; (2006),,,,,, ( TFP, ),,, (,2005 ;,2005),,,,,,,,, 1997, 3, 4 2006 4,,,, TFP (,2003),, 90,,,, 2005,, ;,,,,,, (disembodied),,,, (,2003),,,,,,
第 期 曹 源 等 形式化方法在列车运行控制系统中的应用
第 卷 第 期 年 月 交通运输工程学报 曹 源 唐 涛 徐田华 穆建成 为了确保列车运行控制系统设计和开发的正确性 比较了仿真 测试和形式化 种能够验证 系统设计正确性的方式 根据列车运行控制系统对安全的苛求性 提出了 个与系统安全相关的重要特性 即实时性 混成性 分布 并发 性 反应性 并分析了与这些特性相关的具体形式化方法 通 过对每种形式化方法的数学基础和应用范围的分析和归类 给出了各种方法的优势和不足
Fig1 Theforceappliedtothetrainwhenrunning :w = w j +w q (3) :w = w = w 0 +w j (4) w i 121 基本阻力 w r = 600 R ( N/kN) (8) :R : [2] w s [3] w s =0
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31 4 2012 8 JournalofLanzhouJiaotongUniversity Vol31No4 Aug2012 :1001-4373(2012)04-0097-07 * 张友兵 张 波 ( 100073) : 分析了列车运行过程中的受力情况 给出了制动过程中减速度的计算方法 并采用正向 反向两种迭代方式计算列车制动曲线 两种方式计算出的制动曲线一致 证明了计算制动曲线的方法是正确的
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hp://www.paper.edu.cn 5 0 5 20 25 30 35 基 于 DEA 模 型 的 通 信 服 务 业 上 市 公 司 动 态 效 率 评 价 林 齐 宁, 陈 慧 芳 ( 北 京 邮 电 大 学 经 济 管 理 学 院, 北 京 00876) 摘 要 : 在 经 济 全 球 化 信 息 技 术 革 命 的 推 动 下, 信 息 产 业 内 的 竞 争 日 渐 激 烈, 通
非营利组织专职人员专业化问题研究
湖南师范大学硕士学位论文非营利组织专职人员专业化问题研究姓名 : 罗拾平申请学位级别 : 硕士专业 : 社会学指导教师 : 陈成文 20080501 非营利组织专职人员专业化问题研究 作者 : 罗拾平 学位授予单位 : 湖南师范大学 相似文献 (1 条
三国时期墓葬特征述论 韩国河 朱 津 三国时期墓葬制度是从 汉制向 晋制的转变过渡时期 这一时期墓葬形制同东汉时期相比有较大的改变 突出表现在曹魏和东吴地区 随葬器物组合方面基本沿用东汉晚期 但又 出现了一些新器型 此外各区域间的墓葬文化表现出频繁交流的特点 综合以上诸要素可知 晋制 的形成主要源自于中原地区的曹魏墓葬 种类亦被中原地区所接纳 成为西晋墓中典型的器物组合 三国 汉制 薄葬 晋制 突出表现在墓葬形制和葬俗方面
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1978 2005 1 2005 TFP 2002 2003 2004 2005 2005 2006 Jian et al 1996 Fujita et al 2001 Démurger 2002 Zhang et al 2003 Bertrand Schoar(2003) CEO 1942 20 90 1990 1994 1999 2006 8 6 1 1 1999 4 22 1 2 1978-2005
1 1986 1992 2000 1987 2001 3394.6 70% 2276 1 1.5 3500 3.6 2002 2001 1.32% 40.9 19.65 1 1953 2 1976 6 1
LABOR ECONOMICS AND PUBLIC POLICY RESEARCH CENTER ZHEJIANG UNIVERSITY WORKING PAPERS SERIES 1 1986 1992 2000 1987 2001 3394.6 70% 2276 1 1.5 3500 3.6 2002 2001 1.32% 40.9 19.65 1 1953 2 1976 6 1 3 6 10
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1 1978 9.5% 7.6% 152 1996 29.8% 34.2% 2336 1978 21.2% 1995 77.2% 1978 9.1% 1997 57.9% 1986 9.2% 1997 45.8% 1978-1997 1970-1997 1949 1957 1949 11.6 2 1954 1 2 Byrd Lin (1990) 9 10 1 1000 22 1955 57 1957
工程项目进度管理 西北工业大学管理学院 黄柯鑫博士 甘特图 A B C D E F G 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 甘特图的优点 : 直观明了 ( 图形化概要 ); 简单易懂 ( 易于理解 ); 应用广泛 ( 技术通用 ) 甘特图的缺点 : 不能清晰表示活动间的逻辑关系 WBS 责任分配矩阵 ( 负责〇审批
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陈 星 内容提要 : 本文通过对住房商品和住房市场的分析, 剖析了住房市场构架以及市场主体的行为特点, 并进一步分析了政府干预行为对住房市场的影响及作用 作者 认为住房商品的特殊性决定了住房市场的特点为有限开放性 地域性 层次性和价格 的差别性, 市场交易的非物流性以及住房市场上的投机性和投资性 住房商品的社 会属性表明人们对住房的需求不仅与收入相关, 低收入家庭 人群的住房需求需要政府的支持和帮助
日本学刊 年第 期!!
日本对华直接投资与贸易增长变化分析 裴长洪 张青松 年日本丧失中国最大贸易伙伴的地位 这与日本 年以来对华投资增速放缓 占外商对华投资中的比重下降有着密切关系 只要日资企业继续提升投资结构和技术水平 从边际产业转向比较优势产业 从劳动密集型转向资本和技术密集型 就能带动设备和产品对中国的出口 使中国从日本进口增长速度和规模始终保持领先地位 这样 日本仍有可能恢复中国最大贸易伙伴的地位 对华直接投资
( 一 ) 外来农民进入城市的主要方式, %,,,,,, :., 1,, 2., ;,,,,,, 3.,,,,,, ;,,, ;.,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,, :,??,?? ( 二 ) 浙江村 概况.,,,,,, 1,, 2,, 3
: 王汉生刘世定孙立平项飚 本文从农村人口进入城市的方式这一新的视角, 对北京著名的外来农村人口聚 居区 浙江村 的形成过程和基本状况进行了生动描述和深入分析 指出 : 浙江村的独特之处在于它不同于一般意义上的 劳动力 的流动, 它是带着综合性资源的 经营者的流动 浙江村村民进入城市的过程是不断寻找市场和开拓市场的过程, 并 在城市中形成了一个以聚居为基础的产业加工基地, 作者将这种类型的流动称为产
邱 江 吴玉亭 张庆林 西南师范大学心理学院 重庆 选取 个具体内容的条件命题作为实验材料 以小四 初一 高一 大三的学生为被试 探讨了命题内容对青少年条件推理的影响机制及其发展特点 结果表明 对同一年级而言 不同内容的条件命题的相同推理 之间表现出显著的差异 对不同年级而言 相同内容的条件命题的四种推理之间也存在显著的差异 青少年的条件推理过程似乎是一种基于对事件发生概率估计的直觉判断 这一判断过程主要取决于个体知识经验的增长和主体认知水平的提高
第四章 １０２ 图 ４唱１６ 基于图像渲染的理论基础 三张拍摄图像以及它们投影到球面上生成的球面图像 拼图的圆心是相同的 而拼图是由球面图像上的弧线图像组成的 因此我 们称之为同心球拼图 如图 ４唱１８ 所示 这些拼图中半径最大的是圆 Ｃｋ 最小的是圆 Ｃ０ 设圆 Ｃｋ 的半径为 ｒ 虚拟相机水平视域为 θ 有 ｒ Ｒ ｓｉｎ θ ２ ４畅１１ 由此可见 构造同心球拼图的过程实际上就是对投影图像中的弧线图像
Lech 1 2 Coffey and Jia Corporate Financial Performance CFP CSP CFP 9 Preston O Bannon 10 CSP CFP Margolis et al Sun abd
2015 6 79 DEA-Tobit 1 2 1. 130012 2. 130012 CSR DEA-Tobit DEA-Tobit F062. 9 A 1671-9301 2015 06-0021-11 DOI:10.13269/j.cnki.ier.2015.06.014 Corporate Social Responsibility CSR 2014 500 31. 06 2013 GDP
破解斯蒂德曼的联合生产之谜 斯蒂德曼声称 如果按照马克思的方法来计算价值 则在联合生产中 就会出现负的价值和剩余价值 从而出现负剩余价值与正利润并存的现象 这是不正确的 其原因是 斯蒂德曼在确定不同生产过程中劳动所创造的价值时 根据的是自然时间 而非社会必要劳动时间 实际上 如果按照社会必要劳动时间来决定不同生产过程中劳动所创造的价值 则即使是在联合生产的条件下 也不可能出现负的价值和剩余价值 从而更谈不上负剩余价值与正利润并存
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( ) &., (.. ) 陈友华 米勒 乌尔里希 ( ) (., ;.) : 本文从概念 形成机制 度量方法 后果及其解决途径等方面探讨了婚姻挤压问题, 考虑到婚姻挤压对婚姻寿命 初婚人数及其性别差异的影响而创立了婚姻寿命指数与初婚挤压指数两指标, 提出了婚姻市场类型的划分标准 通过对中德两国婚姻市场的历史与现状的考察, 揭示了中德两国婚姻挤压产生的原因 类型 差异和未来的变化趋势, 并对如何化解中国未来婚姻市场的供求矛盾提出了对策与建议
乔永民 黄长江 于 年 月在汕头湾采集了 个表层沉积物样品 测定了它们的细粒级组分 总有机质 铝 铁 锰 铜 锌 铅 镉 铬 镍 钴的含量 对其分布特征及其彼此之间相关性进行了分析 并以南 海陆架区重金属含量为背景值计算了汕头湾表层沉积物重金属元素的富集系数 结果表明 铁 锰 铜 锌 铅 镉 铬 镍 钴的含量范围分别为 其分布由汕头湾上游的榕江口至湾口呈波浪状递减 锰除外 汕头湾表层沉积物中各重金属
论中日 囚徒困境 的存在及逃逸 马亚华 本文试图用博弈论方法分析中日关系发生困难的原因 并在此基础上提出一点解决问题的思路 目前中日关系已在重复博弈中陷入了 囚徒困境 状态 囚徒困境 不仅为第三方势力提供了渔利的空间 直接损害了两国战略利益 而且其 溢出效应 还损害了全体东亚人民的利益 只有透过中国和平发展的参照系考察中日关系的过去 现在和未来 才能把握当前中日关系困难的本质并找到解决问题的办法 当前中日两国的综合国力基本处于同一层次
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国 家 统 计 局 综 合 司 队 我 国 地 区 经 济 增 长 收 敛 性 的 实 证 研 究 目 录 摘 要...1 一 理 论 背 景 和 文 献 综 述...2 二 我 国 地 区 经 济 发 展 差 距 变 化 情 况...5 三 我 国 地 区 经 济 增 长 收 敛 的 实 证 分 析...6 ( 一 )δ 收 敛 的 检 验...6 ( 二 )β 收 敛 的 检 验...7 1 β
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21 年 代 的 中 国 重 新 平 衡 增 长 加 强 社 会 安 全 网 络 Marc AZEMA/Fotolia.com 21 年 代 的 中 国 : 经 济 增 长 再 平 衡 和 强 化 社 会 安 全 网 OECD 为 中 国 发 展 高 层 论 坛 供 稿 21 年 3 月 2-22 日 北 京 前 言 差 不 多 在 十 年 前, 经 济 合 作 与 发 展 组 织 (OECD) 发
4.C ( 详细解析见视频课程 绝对值 01 约 21 分 15 秒处 ) 5.E ( 详细解析见视频课程 绝对值 01 约 32 分 05 秒处 ) 6.D ( 详细解析见视频课程 绝对值 02 约 4 分 28 秒处 ) 7.C ( 详细解析见视频课程 绝对值 02 约 14 分 05 秒处 )
[ 说明 ] 1. 以下所指教材是指朱杰老师的 管理类联考综合能力数学套路化攻略 2. 该文档中所标答案和参见的教材答案, 与视频有冲突的, 以视频答案为准! 基础篇 第 1 章 数 1.2.1 整数例题答案 : 1. A ( 详细解析见教材 P7 例 2) 2. D ( 详细解析见视频课程 数的性质 约 10 分 53 秒处 ) 3. C ( 详细解析见教材 P7 例 3) 4.E ( 详细解析见视频课程
1 a benevolen governmen Baaglini Coae 005 Golosov 007 Berola 1993 Peroi 1993 Alesina Rodrik 1994 a self - ineresed governmen Besley Case 1995 Acemoglu
1 3 U U 4 510006 dengkebin@ mail. gdufs. edu. cn 361005 wym@ xmu. edu. cn 71003030 7107303 09&ZD01 10CJ010 09YJC79005 09E03 JA11010S 10Y05 1 3 1 a benevolen governmen Baaglini Coae 005 Golosov 007 Berola
2005 3,? :; ;, ;,,,,,,1 % %,,,,, 1 %,,,, : () ;, ;,,,,,,,,,,,,, (2004) ( GBΠT ) 16 (2004), (2004) 47
: 3 ( 100836) :,, : :,,,,,,,,,,, ; (),,,,,??,??,,?,? 1982 1995,?,,?, 3 (2004) (Harry X. Wu) ;(:Measuring Output of Service Sector in China ; :16913107) (:; :70273058), 46 2005 3,? :; ;, ;,,,,,,1 % 1987
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刘世定 内容提要 : 本文在嵌入性视角的引导下, 进入关系合同理论领域 对关系合同的 分析, 以威廉姆森的合同治理结构理论作为基点 在分析了他的理论脉络和隐含假 设后, 本文提出了三个假定, 即约前关系导入 多元关系属性 对关系属性的有限控 制 在新的假设下, 首先讨论了合同治理结构和嵌入关系结构之间不同的对应关系, 并特别探讨了两者间的结构性摩擦 继而, 在关系合同的研究中引入了委托 - 代理关系,
通胀对行业景气的影响
通货膨胀对行业景气的影响 * 基于成本传导能力模型的实证研究 曲晓燕任泽平 论文摘要 : 通胀环境下成本传导能力将是决定国际间和行业间利润流向的关键因素, 本文提出并创建了成本传导能力模型, 设计了成本传导能力指数 (CTC) 及其变动指数 (VCTC), 并实证测算了包含 32 个行业部门的中国 CTC 和 VCTC 指数 通过与行业利润对照发现,CTC 及其变动指数 VCTC 能够较好地反应各行业转嫁成本上涨的能力及其变动情况,
赵燕菁 #!!!
赵燕菁 城市规划在灾后重建中对于工程技术的关注 很容易掩盖城市灾后重建中看不见的制度因素!!! 产权 城市最基本的制度 原型 # 就是公共产品交易的存在 城市 发达 # 与否 取决于公共产品提供的范围和水平 现代城市和传统城市的最大差别 就是可以以信用的方式 抵押未来的收益 获得公共产品建设所需要的原始资本 市场经济与计划经济最大的差别 就在于高度复杂的产权制度 因此 未来灾区规划中 产权的恢复和重建
第一章三角函数 1.3 三角函数的诱导公式 A 组 ( ) 一 选择题 : 共 6 小题 1 ( 易诱导公式 ) 若 A B C 分别为 ABC 的内角, 则下列关系中正确的是 A. sin( A B) sin C C. tan( A B) tan C 2 ( 中诱导公式 ) ( ) B. cos(
第一章三角函数 1. 三角函数的诱导公式 A 组 一 选择题 : 共 6 小题 1 ( 易诱导公式 ) 若 A B C 分别为 ABC 的内角 则下列关系中正确的是 A. sin( A B) sin C C. tan( A B) tan C ( 中诱导公式 ) B. cos( B C) cos A D. sin( B C) sin A sin60 cos( ) sin( 0 )cos( 70 ) 的值等于
1994 ~ % % 49% 2 GDP 1 2 Rawski GDP 1978 GDP 1978 =
GDP GDP 1 0. 089 GDP 30 2008 Hsieh and Klenow 2009 600 200433 lm@ fudan. edu. cn ouyanghanchu@ yahoo. com. cn 10YJA790126 71133004 B101 YES 12 3 1994 ~ 2010 9. 9% 1 1 90 1994 16 1994 0. 32 0. 51 15 0.
幻灯片 1
第一类换元法 ( 凑微分法 ) 学习指导 复习 : 凑微分 部分常用的凑微分 : () n d d( (4) d d( ); (5) d d(ln ); n n (6) e d d( e ); () d d( b); ); () d d( ); (7) sin d d (cos ) 常见凑微分公式 ); ( ) ( ) ( b d b f d b f ); ( ) ( ) ( n n n n d f
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( ) 2014 4 15 2 Journal of Hunan Agriculural Universiy (Social Sciences), Apr. 2014, 15(2):58 63 DOI: 10.13331/j.cnki.jhau(ss).2014.02.010 人力资本 全要素生产率与经济增长的相关性 基于中国 1952 2004 年数据的验证 金银亮 ( 225300) 摘要 1952
抗战时期国民政府的交通立法与交通管理 %& %& %& %&!!!!! # # #!!
谭 刚 抗战时期 为保证大后方交通建设的顺利进行 提高交通运输效率 保障交通安全和畅通 国民政府制定了大量交通法规 涉及到交通人事 业务 工务和财务方面 也包含了国民政府在这些方面的具体管理内容 这些法规形成了比较完整系统的交通法规体系 大量交通法规的颁布 体现了国民政府在交通管理上的一些特点 包括实行交通统制 军需优先 提倡节约和地方协作等特点 但由于在实际的交通管理中存在交通机构变动频繁 运价过低
国际政治科学 ¹ º ¹ º
印度学者对中国的安全认知 司乐如 一轨 外交和 二轨 外交都是国际关系研究中值得重视的内容 前者有助于说明两国在政府外交层面的表现 对后者的研究则有助于了解在外交现象背后起作用的观念因素 本文的研究试图把社会心理学中的一些核心概念融入国际关系的研究之中 并在此基础上探讨印度学者对中国的安全认知 本文通过提供关于 认知 的更为精确的概念和理论框架 并通过术语统计和定性的案例分析 深入印度专家的视角 深化人们对中印安全互动的了解
中国在拉美的经济存在 : 大不能倒? 第 106 期 2
第 106 期 中国在拉美的经济存在 : 大不能倒? 106 2014 年 12 月 3 日 中国在拉美的经济存在 : 大不能倒? 1 中国在拉美的经济存在 : 大不能倒? 第 106 期 2 第 106 期 中国在拉美的经济存在 : 大不能倒? 3 中国在拉美的经济存在 : 大不能倒? 第 106 期 图 1 2008 年金融危机前后拉美和加勒比地区出口贸易增幅对比 ( 单位 :%) -23 世界
编制说明 一 编制的目的和意义 [2011] 41 [2014]63 二 编制过程
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中国石油天然气生产 企业温室气体排放核算方法与报告指南 ( 试行 ) 编制说明 一 编制的目的和意义 [2011] 41 [2014]63 二 编制过程 三 主要内容 (CO 2 ) CO 2 (CH 4 ) CO 2 CH 4 CH 4 CH 4 CO 2 CO 2 四 其它需要说明的问题 2006 IPCC IPCC 目录 一 适用范围 二 引用文件 ISO 14064-1 2005 2006IPCC
巨变 村落的终结 & ( ( ) (( & & + # ) # # # # + # #
巨变 村落的终结 都市里的村庄研究 李培林 本文是中国发达地区村落终结过程的记录和分析 作者通过对广州市 城中村的调查发现 村落终结的艰难 并不仅仅在于生活的改善 也不仅仅是非农化和工业化的问题 甚至也不单纯是变更城乡分割的户籍制度问题 而在于它最终要伴随产权的重新界定和社会关系网络的重组 作者试图通过建立具有普遍解释力的村落终结类型 建构村落城市化整个链条的最后一环 以便能够在理论上复制中国改革开放以后村落非农化
一 补助边疆民族地区义务教育
中英庚款与民国时期的边疆教育 田正平 张建中 依据 中英庚款息金用途支配标准 的规定 年至 年间 管理中英庚款董事会拨款资助了边疆教育 虽然资助的时间较短 资助的文教机构相对较少 但在推动边疆地区义务教育 考察教育实际状况 培训西北地区师资 创办边疆中学及倡导科学教育等方面都作出了较大的贡献 这些举措直接推动了民国时期边疆省份的教育进步 在一定程度上缩小了教育发展的区域差距 当时的某些举措或做法 对今天发展西部地区的教育仍具有一定的借鉴意义
经济学动态 年第 期,,,,,, :,,,,, ( ),, ( ) :? ( ),, :, ` ', ( ),,,, : ` ',, ( ), :?, :,,,, ( ), : ( ),, -,,,,,,, ;,?,,,
吴易风 : 本文考察了当前金融危机和经济危机背景下西方经济思潮的新动向 : 对资本主义 的反思和对 新资本主义 的构想 ; 对新自由主义的反思和对新国家干预主义的构想 ; 对自由市场经 济体制与政策体系的反思和对 市场与政府平衡 的市场经济体制与政策体系的构想 ; 对经济全球化的反思和对全球经济新秩序的构想 ; 对西方经济学的质疑和对马克思经济学的再认识 本文最 后对西方经济思潮的新动向作了分析和评论
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我 国 政 府 资 产 负 债 表 长 期 风 险 影 响 因 素 分 析 摘 要 : 对 中 国 国 家 资 产 负 债 表 的 研 究 显 示, 中 国 政 府 净 资 产 占 GDP 的 比 重 大 约 在 50%-80% 之 间 我 们 分 别 从 负 债 和 资 产 两 个 方 面 对 政 府 资 产 负 债 表 的 潜 在 风 险 因 素 进 行 了 分 析, 发 现 老 龄 化 是 负
劳动保护与医疗保健 第 二 章 止标志共 ２３ 个 劳 动 安 全 技 术 ２２ ２ 警告标志 由于三角形引人注目 故用作 警告 标志 警告人们注意可能发生的多种危险 三角的背景使用黄色 三角图形和三角内的图像均用黑色描 绘 黄色是有警告含义的颜色 在对比色黑色的衬托下 绘成的 警告标志 就更引人注目 ３ 指令标志 在圆形内配上指令含义的颜色 蓝 色 并用白色绘制必须执行的图形符号 构成 指令标志
GDP % See Jin Hehui Qian Yingyi B. R. Weingast Regional Decentralization and Fiscal incentiv
Peking University Law Journal Vol. 24 No. 4 2012 pp. 782-799 20 * 20 1 1908 2 1949 1978 * 1 5 1977 275 2 10 2009 1 782 09CFX002 83 3 4 5 6 7 8 9 1978 GDP 20 90 1993 3 2003 219 4 90% 5 1996 325 6 See Jin
( 1 2 ) ( ) ( )
2010 4 4 ( 265 ) China Industrial Economics Apr. 2010 No.4 ( 361005) [ ] Combes et al.(2007) 16 13 19 1994 2007 : 1990 ; ; [ ] ; ; ; [ ]F124.1 [ ]A [ ]1006-480X(2010)04-0035-11 [ ] 2010-03-15 (J. Gottmann)1957
Microsoft Word - 1.2.Local government organization and finance in China.doc
1. 简 介 : 中 国 政 府 组 织 概 况 中 国 地 方 政 府 的 组 织 及 财 政 Local government organization and finance in China 乔 宝 云 (Baoyun Qiao) 沙 安 文 (Anwar Shah) 中 国 不 仅 被 世 人 誉 为 人 类 的 诞 生 地 之 一, 同 时 也 是 世 界 文 明 的 重 要 发 源 地
股权结构对董事会结构的影响
1 a b (Boycko, Shleifer, and Vishny, 1996) (Barberis et al, 1996) (Shleifer, 1998) (Megginson and Netter 2001) 1 70432002/G02 a b 1 (Megginson and Netter 2001) Hermalin and Weisbach, 2001 Williamson 1975
elections. In addition, the positive CARs exist during the full event date that indicates the election bull run do happen in Taiwan. When incumbent go
A Study on the Relationship between of Election and Taiwan s Stock Market 992 9 2004 9 GARCH GARCH Ching-Jun, Hsu Wen-Yan Yu, Institute of Financial Management, Nan Hua University ABSTRACT This study examines
不对称相互依存与合作型施压 # # ( # ( %
世界政治 年第 期 不对称相互依存与 合作型施压 美国对华战略的策略调整 王 帆! 尽管中美两国间的相互依存度在加深 但保持不对称的相互依存 关系仍是美国对华政策的重点 在不对称相互依存的前提下 美国对中国开始实施了 一种新的合作型施压策略 该策略成为美国对华战略的手段之一 作者分析了在相互 依存条件下美国对华实施合作型施压政策的背景 目的 相关议题和实施手段 并以谷歌事件 哥本哈根气候谈判以及人民币汇率问题这三个案例
ｽﾗｲﾄﾞ ﾀｲﾄﾙなし
China s Energy and CO 2 Emission Scenario by 2050: A Policy Roadmap Energy Research Institute, China ERI, China Framework of Integrated Policy Model for China (IPAC) Energy demand and supply Price/investment
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兼论 上海城市人文历史地图的制作和运用 苏智良! 吴俊范 #! 由于地理学与历史学之间存在着学科分野的界限 致使已往的 景观概念缺乏全面性 其结果是 不仅地理学的景观研究缺少历史的底蕴与含量 而且历史学领域内系统的景观史研究也一直处于缺失状态 本文分别从宏观的理论角度和以 上海城市人文历史地图为中心例证 探讨在新的景观概念基础上和现代科学技术条件下 研究区域景观史的必要性 可行性以及具体的研究路径与操作方法
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景天魁 内容提要 : 本文认为时空特性是研究社会发展的重要维度, 社会时间和社会空间 概念是建构社会理论的核心 本文从时空角度讨论了传统 现代和后现代的关系, 确定了社会时空的基本含义, 在此基础上界定和阐释了时空压缩概念, 并针对吉登斯的 时空延伸概念作了一些讨论 本文用时空压缩概念描述了当前中国社会发展的基础 性结构, 初步显示了这一概念的解释力??,,,? :,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,,
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2013 年 6 月第 29 卷第 3 期 教育科学 EducationScience Jun,2013 Vol.29 No.3 * 107 2000 2010 1, 2, 2 (1. 西北大学公共管理学院, 陕西西安 710127;2. 南京农业大学公共管理学院, 江苏南京 210095) 通过构建衡量指标体系, 采用因子分析 相关分析 聚类分析和象限分析等 研究方法, 使用 2000 年和 2010
ChinaBI企业会员服务- BI企业
商业智能 (BI) 开源工具 Pentaho BisDemo 介绍及操作说明 联系人 : 杜号权苏州百咨信息技术有限公司电话 : 0512-62861389 手机 :18616571230 QQ:37971343 E-mail:du.haoquan@bizintelsolutions.com 权限控制管理 : 权限控制管理包括 : 浏览权限和数据权限 ( 权限部分两个角色 :ceo,usa; 两个用户
: 3 :,,,,,,,,,,,, :, 30 9 %, (1994) (The Myth of Asiaπs Miracle),,,,, 1997,,,,, :,,,,, (1994) 1998, 1998,,,,,,, ( ),, :,?,? 3,, :100871, e
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年代以来 中国的生育水平持续下降 已经进入低生育国家的行列 年人 口普查 中国的总和生育率为 明显存在漏报 那么中国的生育率到底下降了多少 本文利用亲生子女法 生育史重构法和胎次递进比方法分析了 年代生育率的下降过程 认为 年总和生 育率最准确的估计应为 通过分解总和生育率的变化 认为 年代生育水平的下降 归因 于结婚年龄的推迟 归因于婚内生育率的下降 总和生育率 亲生子女法 生育史重构法 胎次递进比
2004 8, Gebhard,Lee Swaminahan(2000) (Discouned Residual Income Model) Fama French(1999),, Fama French(1999),,Wu, Sercu,and Chen(2000) FF ( ), ( Keire
:A 3 A ( 100871) : Fama French (1999), 1990 2001 A,, 1990 2001 :, Fama French(1999) ( ) ( FF ) FF : ( IRR on Value) ( IRR on Cos), FF, 1990 2001 A, : ;, ; (Cos of Capial), Miller Modigliani (1966) ( ),
目 录
国 网 北 京 市 电 力 公 司 2014 年 电 力 市 场 交 易 信 息 报 告 国 网 北 京 市 电 力 公 司 二 〇 一 五 年 一 月 目 录 一 电 力 市 场 需 求 信 息 1 ( 一 ) 电 力 市 场 环 境 1 ( 二 ) 电 力 消 费 情 况 1 二 电 力 市 场 供 应 信 息 2 ( 一 ) 电 网 建 设 及 运 行 情 况 2 ( 二 ) 电 厂 发 电
1 () 2303 1737 1528 853 90 1991 2241 1178. 3 1157 1253 910 1122 1234 542 1278. 3 1144 1530 1005 934 648 213() 1705 720 859 2035 1649 1307 1210 120 487 227 1066 615 964 5 1039 1448 1015 1062 3 791 1258.
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1 华为技术有限公司 通信设备 计算机及其他电子设备制造业 广东省 18,517,600 2 江苏沙钢集团有限公司黑色金属冶炼及压延加工业江苏省 17,862,398 3 苏宁电器集团 批发和零售业 江苏省 15,622,292 4 联想控股有限公司 通信设备 计算机及其他电子设备制造业 北京市 14,669,743 5 大连万达集团股份有限公司 房地产业 辽宁省 7,717,738 6 浙江吉利控股集团有限公司交通运输设备制造业浙江省
Rawski Nolanand Ash Caiand Li 2002 Stiglitz , 2 [1]
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2008,,,,, 100009, 100009 20 80 Sachs 1992 1999 2000 I., Gaidar 1992) E.Yasin 200 2008JYJ015 78 1994 1992-199 1995 Rawski Nolanand Ash Caiand Li 2002 Stiglitz 1998 200 5 100 199 2000 1 2000 80, 2 [1] 1993
报告摘要 一季度产业景气指数为 51, 乃四年来首次呈扩张态势, 主要由于企业对未来预期趋乐观所致 另一方面, 扩张程度上尚属轻微扩张 且主要为国有和外资带动 民营企业, 产业的大多数, 为持平状态 此外, 生产量 用电量和国内外订单的扩散指数在 47 至 49 之间, 为轻度收缩, 投资仍然疲软
2018 中国产业经济 一季度报告 1 甘洁 长江商学院金融与经济发展研究中心 2018 年 5 月 1 本调查委托北京富奥华美信息咨询有限公司, 根据长江商学院金融与经济发展研究中心主任甘洁教授提供的样本及问卷, 对企业进行电话访谈 感谢北京富奥华美在调查过程中的尽职和专业 也感谢研究助理 Harry Leung 姚霁耘在数据分析和呈现以及文字编辑方面所做的工作 报告摘要 一季度产业景气指数为 51,
为变化的世界提供能源 让我们共创更美好的能源未来, 一起来吧, PEARL (GTL) 2 3
在校生和毕业生的职业机会 为变化的世界提供能源 让我们共创更美好的能源未来, 一起来吧, PEARL (GTL) 2 3 壳牌毕业生员工计划 2-5 Liu Lin - 1. 2. 3. (GPA) (IDP) 4 5 壳牌的独特之处是学习方式的多元性 并将您与世界各地的人才相联 Tim 4. 5. 6 7 全球化企业 70 87000 48% 1880 320 43,000 30 5 23 我们在超过
按揭贷款、资产回报与房地产价格
2002 : 1997 1997 4 1997 4 100 2004 4 1997 4 24.0% 28.7% 2004 4 10.3% 11.1%2005 1 12.5% 5.8 13.5% 7 2005 1 35 8 10% 19.9% 16.5%14.7%13.7%12.4%11.9%11.4% 11.2%2001 1 1 95 100 105 110 115 1998-03 1998-09
宏观经济运行环境 外部经济环境改善, 大宗商品价格上升 10 月摩根大通全球综合 PMI 为 53.3, 摩根大通的全球制造业 PMI 指数为 52.0, 均处于今年以来的高位 波罗的海干散货指数同比上升 9.52%, 较上月增加了 个百分点 CRB 大宗商品现货价格同比上升 0.89%
CF40 宏观经济月度数据检验报告 2016 年 11 月 15 日总第 8 期 宏观经济运行 2016 年 10 月宏观经济运行检验报告单 宏观经济运行处于短周期顶部, 需求上涨从房地产市场向整个工业品部门传递, 产品价格上涨带动企业利润回升 工业增加值增速稳定, 制造业结构优化 全国规模以上工业增加值 10 月同比增长 6.1%, 与上月 持平, 较上年同期高出 0.5 个百分点 医药制造业 通用设备
1
2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 23 2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 24 2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 25 2 Vol.2 The Working Papers of RCEWCC 2005 26 2 Vol.2 The Working Papers
untitled
(19) * ** 2001-2007 panel data logistic logistic regression model factor analysisprinciple component analysis 1997 * ** (20) 1998 1990 陸 2001 WTOworld trade organization 臨 2000 11 24 2001 6 27 (21) 2000
第 期 等 乙腈 碳酸氢钠溶液混合物电嫁接叔丁氧羟基 乙二胺 7B7! " # $% # &'#! "% #!! #& (& )&# &#&# #*$% + %!, # $% "( ( # ( # "! #-.& #% & (& %" & %& & #& (& & )&# &#& # & "%&/
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China s family planning policy. Keywords family planning policy types of fertility policy fertility behavior sex preference Bongaarts 5 119
2014 4 205 POPULATION & ECONOMICS No. 4 2014 Tot. No. 205 计划生育理论与实践 陈卫 1 2, 靳永爱 1. 100872 2. 100872 : 本文在微观视角上考察中国计划生育政策的执行情况, 分析违反政策生育行为发生 的水平和影响因素根据 2005 年全国 1% 抽样调查数据计算,1990 年以来违反政策生育的 比例为 18. 95%,
总量开始减少的欧洲人口形势分析
总量开始减少的欧洲人口形势分析 张善余 彭际作 俞 路 自 世纪 年代以来 欧洲人口增长率持续下降 年人口开始负增长 这无疑是其人口发展的一个转折点 在欧洲各个地区中 东欧是 年以前全球第一个也是仅有的一个人口有所减少的地区 在北欧和西欧地区 如果没有国际移民的净流入 人口增长率也将很低 大约在 年间 预计欧洲所有地区的人口都将出现负增长 由于自然增长率在过去一个世纪乃至未来的变动 欧洲人口已不可逆转地老龄化
REGIONAL DEVELOPMENT 区域 [3,4] 转移 双提升 战略模式, 其核心内 容是提升产业竞争力和自主创新能力 优 化发展经济发达的珠三角地区, 着力发展 高端产业和产业链高端环节, 可以对作为 欠发达的东西两翼 粤北山区 双转移 战略的实施, 起到更好的辐射带动作用和 [5,6]
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区 域 REGIONAL DEVELOPMENT 广东省 双转移 双提升 战略模式研究 垚 刘 立 胡 摘 要 本文对经济 资源和环境数据进行了区域统计分析和区位商计算,指出广 东四大区域经济发展水平悬殊 资源环境优劣各异 产业结构亟待优化是广东省实施 双转移 双提升 战略的重要原因 在此基础上,论述了 双转移 和 双提升 相互促进 提升珠三角经济地位 优化产业布局和城镇化进程的战略效应 最后提出了