時間：2022-08-12 03:43:29
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深成指收漲0.44%，漲幅略超滬指，但是未能收復5日線，最低探至11140點，將上周一的周線缺口（11121-11214點）補掉74個點，成交2077億元，較周四萎縮15%，同創(chuàng)今年7月以來的新地量，大宗資金凈流入近39億元；
中小板指探低7663點，仍未觸及上周一的周線缺口（7575-7630點），收漲0.47%，回到5日、10日線上，且5日、10日、20日線維持多頭發(fā)散，表現相對強勢；
創(chuàng)業(yè)板指在周四低點之上止跌，未創(chuàng)本周新低，在商貿、鋰電池、特斯拉、廣告包裝、互聯網等板塊帶動下快速翻紅，領漲諸指，收漲0.94%，重返5日線和20日線上，將前兩日的陰線實體全部包容，日線陽后雙陰陽組合發(fā)出短線或將企穩(wěn)信號。
從技術面來看，周五滬深股指雙雙以帶一點點下影的光頭小陽線報收，其中滬指將周四的小陰十字星實體+上影全部收復，并站上5日線；深成指將周四的陰線實體收復過半，暫未站上5日線，弱于滬指。
再次強調的是，周五滬深兩市雙雙創(chuàng)出近3個多月以來的地量，低迷的成交顯示市場觀望氣氛略濃，短線的上攻要打一些折扣。從周線來看，本周滬深股指再現分化：滬指以低開、窄幅震蕩的小陰十字星報收，在5周線獲支撐，未跌破上周的低點，做空動能無力打壓出新低，短線或醞釀反彈；深成指如期終結了周線8連陽，以下影略長的小陰線報收，將上周的反彈小陽實體全部覆蓋，顯示空頭開始發(fā)威。
上周的周線缺口，短線的試金石，本周滬深股指雖然震蕩，但是滬指尚余1個點、深成指余19點未補，在該缺口未完全回補之前，仍可維持偏樂觀思路。另外，近21個月的中長期支撐線——2016年2月29日2638點和今年1月16日3044點的連線，因連續(xù)3日跌破后變身短線阻力線，下周一升至3389點，可關注其阻力情況。
在上述所選指標中，農作物播種面積、受災面積反映了農業(yè)生產的自然制約條件；國家財政農業(yè)支出反映了農業(yè)生產的資本投入；農業(yè)從業(yè)人數屬于農業(yè)人力資本范疇；因為農村中學師生比的變動可間接反映農業(yè)科技進步與生產效率的變化，我們將其劃為農業(yè)生產技術；農產品生產價格指數、農業(yè)生產結構調整是農業(yè)經濟的市場作用；而機械總動力、化肥施用量、灌溉面積屬于農業(yè)生產條件制約因素。
數據源自1985至2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國農村統(tǒng)計年鑒》。在本文的研究中涉及大量的變量，為避免變量間可能具有的多重共線性對參數估計與分析結果的影響，通過主成分分析方法選取適當的相互獨立的能夠較好的反映原變量指標的綜合信息的主成分，并在此基礎上進行主成分回歸，解決多元回歸分析中的多重共線性問題。然而，主成分回歸方法不能夠解決異常值的問題，并且也不能及時、準確地反映時間序列的數據的變化特征與趨勢。為彌補這個弊端與增加模型的估計精度，本文將主成分回歸這一長期靜態(tài)模型的誤差項作為均衡誤差，建立主成分回歸的短期動態(tài)的誤差修正模型，以此來修正主成分回歸模型，據此來研究影響我國農業(yè)長期經濟增長與短期經濟增長的因素。。
2實證分析
本文對變量進行了自然對數化處理以降低序列短期波動，更準確把握其長期變化趨勢,并在此基礎上對數據標準化以消除量綱對數據結構的影響。本文所采用的計量方法均使用軟件R進行分析。對因變量進行主成分分析并設置貢獻度閾值為0.8，得到第一主成分F1、第二主成分F2的特征值分別為6.803、2.131，方差的貢獻度分別為0.680、0.213，二者貢獻度之和為0.893，由此前兩個主成分適用于主成分分析，制約因素彈性對值和為0.376。綜合長、短期影響農業(yè)經濟增長因素分析的結果，影響農業(yè)總產值的第一綜合因素為農業(yè)生產條件，且其彈性貢獻度明顯大幅高于其他因素，農業(yè)生產條件中農業(yè)機械總動力、農村用電量、有效灌溉面積效用均低于化肥施用量及農藥使用量的效用，說明在現有自然制約條件下我國農業(yè)增產長期過度依賴于化肥施用量與農藥使用量。數據顯示1980-2012年33年間我國化肥使用量由1269.4萬噸上升至5838.8萬噸，年均增長13.9%，此造成的生態(tài)環(huán)境的污染與破壞，不利于我國農業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展；農業(yè)機械總動力由14745.7千萬W增長至102559千萬W，年均增長21.1%，但現今農機、農業(yè)用能投入與發(fā)達國家比仍相對不足，具有較大上升空間。
第二綜合因素為市場的作用，33年間農業(yè)占農林牧漁業(yè)的比重由0.756%減至0.524%，其每減少1%將促使農業(yè)經濟長短期分別增長0.135%、0.123%，農產品生產價格指數每增加1%，僅僅刺激農業(yè)經濟長短期分別增長0.14%、0.126%，這與農業(yè)生產價格指數上升造成農業(yè)部門成本增加的壓力過重，利潤預期的減少降低了農業(yè)從業(yè)人員進行農業(yè)生產的積極性有關。第三綜合因素為自然制約條件，其中農作物總播種面積每減少1個百分點，從長期來看，我國農業(yè)經濟將萎縮0.136%，短期減產0.12%；我們發(fā)現，受災面積對農業(yè)總產值的增加起到微弱正向作用，與我們的認知相矛盾，這可能是由于隨著國家的發(fā)展，我國應對自然災害的能力得到較大提升，災害的負面影響被預防災害與抗災的日趨完善的工作體系和能力消除所造成的。第四綜合因素為農業(yè)生產資本投入，33年間國家財政農業(yè)支出由150億元增加至12387.6億元，年均增長250.3%，其增加1個百分點將促進我國農業(yè)經濟長期上增長0.133%和短期上增長0.114%。第五綜合因素為農業(yè)生產技術，33年間反映農業(yè)生產技術的農村中學師生比由0.053591增加到0.0999人，其每增長1%，長、短期上推動農業(yè)經濟增長0.075%、0.057%。第六綜合因素為人力資源，我國農業(yè)從業(yè)人員一個百分點的增長，僅僅使農業(yè)總產值長、短期上分別增長0.01%、0.022%，其貢獻微弱與我國農業(yè)勞動力過剩及農業(yè)部門生產效率低下有關。
3政策啟示
浪潮起落朝夕間！昨日股指寬幅震蕩，個股漲多跌少，量能萎縮，整個市場熱點輪到較快，很難把握實質性機會。綜合市場的機會與風險，當下還是保持冷靜為上。隨著市場資金鏈收緊，“漂亮”50以及藍籌股將越來越被拋棄，中小盤績優(yōu)股將是首先，不過也不不乏優(yōu)質的二線藍籌。當然這也是近來推送的主要，故而股指震蕩低迷，推送卻依舊強勢，并出現爆發(fā)突破。消息面：1.MCSI決定將A股納入國際指數，記住這是部分個股，其中包括滬港通和深港通股票，其余個股將被排除在外，利好出盡咯！2.上周(6月12日~6月16日)A股市場的保證金凈流出677億元。評：6月中旬沒有大的利空，沒有方向改變，保證金流出來600多億絕非“慣例”。表明大資金在借大嘴巴們的高呼、主流媒體的站臺之時，選擇割韭菜，選擇做高拋！這也是為什么成交量越來越少的原因。對此應高度關注，保持謹慎。
今天A股終于是納入了MSCI，也標志著A股市場漸漸被世界認可，也會慢慢步入正軌。而受其影響今天市場小幅高開，不過消息對市場影響有限，而且紅利也說了納入后對市場也是短期利空，畢竟還有一年的時間，外資不會選擇在這個不是絕對安全的點位入場的。隨后也如紅利預料市場沖高回落，不過盤中上證50也出來抽風了，無疑納入MSCI對這些個股的確有些刺激，不過市場依舊在存量資金博弈中，上證50一起來就把中小創(chuàng)給翹下去了，而市場如果不能形成工作，還是比較難突破了。所以午后大家要繼續(xù)關注創(chuàng)業(yè)板和上證的共振力度。
板塊方面，市場不行看雄安，雄安不行看超跌，這是紅利總結出來的近期的市場走勢。而早盤在市場回調中雄安確實也保持著比較堅挺的走勢，所以午后大家可以繼續(xù)關注雄安板塊的走勢，紅利認為這一塊還有大行情！
今日操作：利好出盡便是泥沙俱下，輕倉觀望即可！看戲，不為他人做嫁衣。
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定性分析是感性認識上升到理性認識的過程，并從中發(fā)現事物的本質和規(guī)律性的一種分析方法。它主要運用抽象思維能力，通過對實際調查并取得大量客觀事實材料進行加工提煉，去其糟粕、取其精華的一種方法，通常被用于相互作用事物的研究中，主要是分析、解決研究對象中有沒有或者是不是的問題。在研究農業(yè)經濟問題方面，首先是在進行大量的社會調查基礎上，取得最新資料，運用抽象思維法對取得材料進行分析，找到問題所在，抓住主要矛盾，運用已掌握的理論知識對其進行分析，最終找到解決問題的具體對策和方法，或者從中找出新的規(guī)律并形成新的理論，并用于指導新的實踐。定量分析是說明事物是如何變化的以及現象變化的過程與形成的結果是怎么的一種關系方法，是利用數據進行統(tǒng)計學處理，將經濟現象的有關數據和其變化程度實行量化，其特征都表現為一定的量的存在或以不同的量的變化引起變化的過程。
（二）綜合系統(tǒng)分析
綜合系統(tǒng)分析方法是運用系統(tǒng)論和系統(tǒng)工程科學知識為基礎，立足于整體、著眼于綜合，主要從各部分結構如何經過相互組合的方式形成整體和具體演變過程，綜合考察分析其內部的相互關系，進一步揭示整個系統(tǒng)的內在聯系和運動規(guī)律的一種方法。其特點一是根據整體功能大于部分功能之和的原理，把整體作為目標，著眼于整體和全局，實現整體到局部的分析方法。二是以系統(tǒng)的觀點，根據多層次及其相互聯系的系統(tǒng)結構，利用綜合方法，理解分析整體與部分、整體與外在環(huán)境之間的關系，充分證明事物存在和發(fā)展的規(guī)律。
（三）宏觀分析與微觀分析
宏觀分析是指大的方面或總體方面的分析，其研究的出發(fā)點和領域是針對宏觀整體性而言的，可以理解為從整個國民經濟總體的基礎上，研究農業(yè)經濟問題的過程。微觀分析，是指小的方面或局部方面的分析，其研究的出發(fā)點和領域是在國民經濟中局部小范圍或個別農戶為對象的基礎上，研究農業(yè)經濟問題。（四）靜態(tài)分析與動態(tài)分析靜態(tài)分析是指對一種事物橫斷面的一種狀態(tài)分析，其特點是不考慮時間因素所引起的變動，不考慮均衡變動過程，只考慮在一定時期內，各種變量之間的相互關系。動態(tài)分析是一種時間序列分析，是過程分析，與靜態(tài)分析相比較，其主要特點是引入時間因素，同時涉及因時間因素所引起的變動，考察在不同時期中各種變量變動情況。動態(tài)分析研究的是過程分析研究，主要體現在經濟現象的發(fā)展變化，而靜態(tài)分析研究的狀態(tài)是經濟現象相對靜止的。
二、以上分析方法在實際經濟問題中運用的探討
（一）定性分析與定量分析法的運用
在實際經濟問題分析過程中，定性分析為定量分析提供基礎，定量分析的結果要通過定性分析來解釋和理解，例如在《中國農業(yè)經濟增長的空間效應分析一文》中回顧目前最前沿的經濟增長理論和空間計量經濟學方法，推廣增長模型，將氣候變量納入增長模型；進行數據收集和整理，運用ArcGIS的測算地理影響因素；運用OLS、SpatialLag、SpatialError、Spa-tialDurbinModel等實證分析農業(yè)經濟增長中的空間效應分析，著重分析空間溢出性和收斂性等方面，研究空間效應是加強還是減弱。就將定性分析與定量分析結合，規(guī)范研究與實證分析結合，以定量和實證分析為主，其中在實證中運用Ar-cGIS插值方法獲取氣溫和降雨量的數值，進行全局和局部空間自相關檢驗及空間穩(wěn)定性的鄒氏檢驗，殘差值得Moran’sI檢驗，估計空間面板數據中的空間滯后模型（SpatialLagModel）、空間誤差模型（SpatialErrorModel）和空間杜賓模型（SpatialDurbinModel），具體估計方法涉及固定效應（FixedEffects）和隨機效應（RandomEffects），模型選擇的檢驗方法主要有Wald檢驗和LR檢驗，空間Hausman檢驗等。在運用定量與定性相結合的分析法分析問題時，通常需要建立數學模型，進行大量復雜的運算，隨著計算機技術的發(fā)展，使大規(guī)模計算成為可能，定量和定性相結合分析法在分析農業(yè)經濟問題中占據越來越重要的地位。
（二）綜合系統(tǒng)分析方法的應用
農業(yè)作為國民經濟的一個產業(yè)部門，是整個社會經濟系統(tǒng)的重要組成部分，綜合系統(tǒng)分析方法是發(fā)現和解決農業(yè)經濟問題的重要方法，例如在《改革開放以來農村經濟發(fā)展歷程研究》一文中是大量運用了綜合系統(tǒng)分析的研究方法，是本論文一個最顯著的研究方法。首先是從局部微觀上分析，將改革開放以來農村生產要素市場化發(fā)展的過程細分為五個階段，同時又每個不同的階段進行分步式的研究，這是系統(tǒng)分析研究方法的體現。文章中的第二章和第八章則是運用了綜合分析研究方法，主要是以概論和述評的形式來分析，同時緊密結合系統(tǒng)分步研究的內容，對改革開放以來農村經濟發(fā)展的基本模式和國家政策走向形成整體性的認知。文章全文利用了綜合系統(tǒng)分析研究方法，并在全文交替運用，章節(jié)內部各段落之間，獨立的章節(jié)之間，均有涉及了分析和綜合方法的運用。
（三）宏觀與微觀分析的運用
在農業(yè)經濟學中，整體上來分析農業(yè)經濟這個大系統(tǒng)，就屬于宏觀分析，宏觀就是大和整體的意思；對農業(yè)經濟系統(tǒng)的構成要素進行分析就屬于微觀分析，微觀就是小和部分的意思。全國或某一地區(qū)的農業(yè)經濟問題是大和整體范疇屬于宏觀方面的問題，農戶或企業(yè)的農業(yè)經濟問題是小和部分范疇屬于微觀方面。因為宏觀要以微觀為基礎，微觀要受宏觀的約束，兩者是相輔相承、互相約束，所以既要從微觀角度進行分析，又要從宏觀角度進行分析農業(yè)經濟問題，要把二者很好地結合起來，既需要從整體上來把握，又需要從局部來分析。
（四）靜態(tài)分析與動態(tài)分析的運用
影響均衡的因素有很多，其他影響因素的變化會打破原來的均衡狀態(tài)，實現新的均衡，引起均衡點的移動這就需要利用比較靜態(tài)均衡分析法來進行分析，例如在《農業(yè)經濟增長與農村金融發(fā)展關系分析》文章從結構建模靜態(tài)分析與時間序列動態(tài)分析相結合,試圖從一個綜合的視角來考察我國農業(yè)經濟增長與農村金融發(fā)展的關系。通過結構建模和時間序列的計量分析,分別從靜態(tài)和動態(tài)角度對1978年以來我國農村金融發(fā)展和農業(yè)經濟增長的關系進行了考察,長期動態(tài)分析發(fā)現,農村金融發(fā)展有利于農業(yè)經濟的增長,且鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款有助于農業(yè)經濟整體水平的提高,表明在發(fā)揮農村金融促進農業(yè)經濟增長的過程中也要注重農村非農行業(yè)的金融服務。
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中國經濟論文基于指標分析的我國國債規(guī)模風險
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我國目前所呈現出的消費需求相對不足的總體態(tài)勢，根源在于長期存在的城鄉(xiāng)二元結構矛盾所造成的居民消費能力的制約，即在二元經濟結構下，我國農村居民的消費需求明顯低于城市居民的消費需求。按照經濟學的理論，在正常條件下，消費需求數量變化首要的受制因素是收入水平。我國居民總體消費水平之所以偏低，主要是由于二元經濟結構導致居民收入差距過大以及由此而帶來的整體收入水平低下造成的。
一、改革開放以來我國城鄉(xiāng)居民收入差距
改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的收入水平都有了較大的提高，與此同時，城鄉(xiāng)居民之間的收入差距水平在不斷擴大（詳見圖1、圖2）。
資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。
圖1 全國城鄉(xiāng)居民收入差距狀況圖(1978—2009年)
資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。
圖2 全國城鄉(xiāng)居民收入差距比【1】圖(1978—2009年)
可見，改革開放初期我國城鄉(xiāng)居民的收入差距就已經存在。隨著時間的推移，城鄉(xiāng)收入曲線都在迅速上升，但城鎮(zhèn)居民收入曲線上升的速度明顯快于農村居民收入曲線上升的速度。城鄉(xiāng)居民之間的收入差距大致經歷了一個縮小-擴大-縮小-擴大的演變過程，呈現出階段性的態(tài)勢。
改革開放初期的1978年到1984年，城鄉(xiāng)差距逐步縮小。這時期，隨著的推行和農產品收購價格幾次調整提高，農業(yè)生產有了較快的恢復和發(fā)展，農民收入有了較快較大的增加，其增長速度高于城鎮(zhèn)居民收入增長速度經濟論文，城鄉(xiāng)差距在逐步縮小。1978年改革開放初期城鄉(xiāng)居民收入差距比高達2.57，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農村居民人均純收入的2.57倍。1978年以后，城鄉(xiāng)居民收入差距逐步縮小，到1983年，城鄉(xiāng)居民收入差距比為1.82，是1978-1984年期間最小的一年。
20世紀80年代中期以后，城鄉(xiāng)收入差距擴大。這時期，我國改革的重點開始從農村轉向城市，城市居民收入增長速度較快。而在農村，由于聯產承包制提高勞動生產率的能量釋放完畢，再加之因農業(yè)生產資料價格上升幅度大于農產品帶來的農業(yè)貿易條件惡化、農業(yè)比較利益下降等因素的影響，農民收入增長緩慢。導致城鎮(zhèn)居民收入增長速度很快越過農村居民收入增長速度，1985-1994年城鄉(xiāng)居民收入差距趨于擴大，到1994年達到最高點，城鄉(xiāng)居民收入差距比為2.86。
1995-1997年，城鄉(xiāng)收入差距短期內縮小?？s小的原因主要是因為城鎮(zhèn)中下崗職工增加，他們的收入減少所致。1985年城鄉(xiāng)居民收入差距比為2.86，到1997年縮小到2.47。1995-1997年期間，雖然城鄉(xiāng)居民收入差距有所縮小，但差距仍然偏大，且沒有形成一個長期穩(wěn)定縮小的趨勢。
1998年至今，城鄉(xiāng)收入差距繼續(xù)擴大。1998年的自然災害和1999年城鎮(zhèn)職工的普遍加薪是城鄉(xiāng)居民收入差距呈繼續(xù)擴大趨勢的主要原因，且在這一時期由于教育、醫(yī)療、保障等各種福利方面的差距顯露出來，進一步拉大了城鄉(xiāng)間的收入差距。自1998年以來除了個別年份略有起伏外，城鄉(xiāng)居民收入差距的比例一路攀升，由1998年的2.51擴大到2001年的2.90，2007年更是上升到了3.33，為歷年之最，2009年仍保持在3.33。
二、二元經濟結構下城鄉(xiāng)居民的消費差異比較
城鄉(xiāng)收入差距的擴大，逐漸形成了不同的收入階層，也因此形成了城鄉(xiāng)兩種不同的消費階層和消費市場，從而造成城鄉(xiāng)居民在消費水平、消費結構、人均消費性支出等方面均存在著很大的差異。
1、城鄉(xiāng)居民消費水平比較
與城鄉(xiāng)居民的收入差距相似，改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的消費水平差距也經過了縮小、擴大，短暫的縮小后進一步擴大的過程。圖3表明，1978年，城鄉(xiāng)消費水平比【2】是2.9，1983、1984、1985年縮小到2.2經濟論文，1995年擴大到3.8，短暫的縮小后，1999年以來，我國城鄉(xiāng)居民消費水平之比一直維持在3.6以上，2003年和2004年更是高達3.8。2009年，農村居民的消費水平為4021元，城鎮(zhèn)居民的消費水平為15025元，1個城鎮(zhèn)居民的消費水平相當于3.7個農民的消費水平。目前農村居民的消費水平相當于20世紀90年代初城市居民的水平，農村居民的消費水平比城市居民的消費水平大約落后15年左右。
資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒（2010年）》。
圖3 全國城鄉(xiāng)居民消費水平差距比率圖(1978—2009年)
2、城鄉(xiāng)居民人均消費性支出比較
統(tǒng)計數據顯示，改革開放以來，無論是城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出還是農村居民的人均消費性支出，都呈現出逐步增加的趨勢。1990年農村居民的人均消費性支出為585元，2008年增加到3661元，2008年比1990年農村居民的人均消費性支出增加了3076元；1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出為1279元，2008年增加到11243元，2008年比1990年城鎮(zhèn)居民的人均消費性支出增加了9964元。與此同時，我國城鄉(xiāng)居民之間的消費支出差距在擴大。1985年城鎮(zhèn)消費支出是農村消費支出的2.3倍，是改革開放以來的最低點。此后，城鄉(xiāng)之間的消費支出差距逐漸加大，到2008年城鄉(xiāng)之間的支出比高達3.6，即目前我國1個城鎮(zhèn)居民的消費支出相當于3.6個農民的消費支出。“三個農民抵一個市民”是當前農村低消費的真實寫照。
3、城鄉(xiāng)居民消費結構比較
城鄉(xiāng)居民的消費結構差異較大。首先，城鎮(zhèn)居民用于食品的支出比農村居民相對比例小，并隨收入增加呈下降趨勢，即恩格爾系數下降，表明城鎮(zhèn)居民的消費已從以食品類消費為主的生存性消費加速向質量型消費過渡。其次，衣著、家庭設備用品等的支出，在城市基本趨于飽和，但因為農村居民收入增長緩慢，而未形成新的消費熱點，當城鎮(zhèn)居民消費向空調、攝像機、家用電腦等新一代高檔耐用消費品轉移的時候，農村居民的消費仍停留在以生存為主的消費水準上。再次，城鎮(zhèn)居民用于交通通訊、文化、娛樂教育等的支出有增長趨勢，城鎮(zhèn)居民將來的消費熱點將是住房、汽車、現代化的通訊設備及教育，但城市新消費熱點產品在農村的消費量還相當少，農村居民耐用消費品的擁用量僅相當于城鎮(zhèn)居民20世紀90年代初期的水平(見表1)。
表1 20世紀90年代以來我國城鄉(xiāng)居民消費結構對比 單位：%
指標
1990年
1995年
2000年
2007年
2009年
農村
城鎮(zhèn)
農村
城鎮(zhèn)
農村
城鎮(zhèn)
農村
城鎮(zhèn)
農村
城鎮(zhèn)
食品
58.80
54.25
58.62
50.09
49.13
39.44
43.08
36.29
41.0
36.5
衣著
7.77
13.36
6.85
13.55
5.75
10.01
6.00
10.42
5.8
10.5
居住
17.34
6.98
13.91
8.02
15.47
11.31
17.80
9.83
20.2
10.0
家庭設備用品及服務
5.29
10.14
5.23
7.44
4.52
7.49
4.63
6.02
5.1
6.4
醫(yī)療保健
3.25
2.01
3.24
3.11
5.24
6.36
6.52
6.99
7.2
7.0
交通通信
1.44
1.20
2.58
5.18
5.58
8.54
10.19
13.58
10.1
13.7
教育文化
娛樂服務
5.37
11.12
7.81
9.36
11.18
13.40
9.48
13.29
8.5
12.0
其他商品
及服務
0.74
0.94
1.76
3.25
3.14
3.44
2.30
從市場主體調控關系來看，國家為了維護市場的有效運行和整體利益，通過市場準入制度等制度，對市場主體進行經濟調控。以《商業(yè)銀行法》為例，商業(yè)銀行在金融市場上主要經營負債業(yè)務、資產業(yè)務和中間業(yè)務，由于金融業(yè)是現代經濟的核心，金融安全至關重要，為了保障商業(yè)銀行的安全性，國家對商業(yè)銀行的設立規(guī)定了極為嚴格的準入條件。《商業(yè)銀行法》第13條以嚴格的準入制度對金融業(yè)做出了調整。商業(yè)銀行在設立后仍要受到持續(xù)調控，由于商業(yè)銀行主要是經營負債業(yè)務，負債率就是一個極為關鍵的問題。針對這一問題，新《巴塞爾協議》做出明確規(guī)定，要求各成員國商業(yè)銀行資本充足率應高于8%。我國也根據這一協議做出了相應的要求。這些規(guī)定無不顯示出經濟法對現代經濟關系的積極調控，也可以說，正是由于這些經濟關系的重要性，才引發(fā)了國家通過經濟法進行有效的調控。
此外，國家為實現一定的產業(yè)布局調整以及社會公平目標，也經常通過產業(yè)政策、再分配政策、財政政策等對經濟發(fā)生作用。這在日本等發(fā)達國家集中表現為《產業(yè)政策法》《結構不景氣法》等法規(guī)。無論是經濟法調整對象的哪一方面，源于經濟法的產生正是客觀經濟關系出現而傳統(tǒng)的民法、行政法都無力調控，它們天生就具有強烈的經濟性，這也內在地決定了經濟法具有經濟性，并且經濟性理應成為經濟法的本質特征。
二、經濟法調整工具的經濟性
經濟法的發(fā)展與干預主義的出現密切相關。干預主義的經濟學基礎是凱恩斯主義。但干預主義并沒有提出可供操作的干預經濟的調控工具。隨著西方市場經濟以及經濟學理論的發(fā)展，西方國家逐漸提出了操作性極強的調控工具。
以國家對壟斷的干預為例，由競爭引起的壟斷，反過來又必然妨礙、限制甚至消滅競爭，最終使市場機制遭到破壞。為維護市場機制的健康運行，通過經濟法限制壟斷成為必然的選擇，但何時該由國家介入呢？在微觀經濟學理論中，市場結構區(qū)分為完全競爭市場、壟斷競爭市場、寡頭市場和壟斷市場。當競爭使得市場集中到一定程度后，就會出現壟斷。衡量市場集中度有幾種經典的指標，譬如四企業(yè)集中度（CR4）、赫芬達爾-赫希曼指數（HHI指數）以及熵指數（entropindex,EI）。美國聯邦貿易委員會采取了HHI指數作為判斷企業(yè)收購行為是否構成了壟斷威脅，國家是否應當進行干預。根據微觀經濟學理論：
聯邦貿易委員會要求意圖實施兼并的企業(yè)必須提供該企業(yè)以及其競爭企業(yè)的市場占有率，接著由該委員會計算兼并前與兼并后的HHI指數值的差值，倘若這個差值達到兼并法則規(guī)定的數值，聯邦貿易委員會隨即根據反壟斷法作出允許或者不允許企業(yè)兼并的決定。運用HHI指數進行壟斷的認定有一個相當典型的案例，即可口可樂與百事可樂的兼并較量。倘若允許可口可樂和百事可樂實施兼并，將使兼并后的HHI值嚴重超過法則規(guī)定。
在美國反壟斷法的實施過程中，經濟學的工具被運用于判定壟斷與否的標準，而反壟斷法被稱為“經濟憲法”，是經濟法中的重要組成部分。經濟法的調控工具具有濃厚的經濟性，其數據完全來自真實的市場經濟運行過程，而諸如HHI指數之類的調控指數最先純粹是經濟性的指標，而后才引入了經濟法的領域，故而經濟性成為經濟法的特征自然而然，并且應該成為經濟法的本質特征。
三、專業(yè)技術規(guī)范的引入
經濟法的重要表現，是經濟法往往把經濟制度、經濟活動的內容和要求直接規(guī)定為法律。直接賦予經濟規(guī)則以法律效力，也意味著經濟法具有專業(yè)性。在我國經濟法的法律框架之中，存在相當多的專業(yè)性技術規(guī)范。在經濟法的各個領域內，我們可以很容易地找出此類規(guī)范。譬如房地產法中的《建設工程勘察設計管理條例》、會計法中的《企業(yè)會計準則》。這類規(guī)范產生的目的帶有極強的經濟目的性，來源于對市場交易關系、結算關系進行規(guī)制的需要，顯然這些社會關系具有強烈的經濟性。故而從經濟法對專業(yè)技術規(guī)范的引入也反映出經濟法的經濟性特征。
以上從經濟法的調整對象、經濟法的調控工具以及專業(yè)技術規(guī)范的引入三個方面進行分析，并適當運用了經濟學的分析工具，對經濟法的經濟性著重論述，深化了對經濟性這一特征的理性認識。當然，經濟法仍具有諸如政策性、綜合性、回應性、指導性、后現代性等特征，但與經濟性相較而言，其他對其特征的表述均是第二位的，或可稱為經濟法的區(qū)別特征，但畢竟不是本質特征。因此，經濟性是經濟法的本質特征。
參考文獻：
[1]黃達.金融學.中國人民大學出版社，2003.
一、經濟輻射的含義
經濟輻射是指經濟發(fā)展水平和現代化程度相對較高地區(qū)的與經濟發(fā)展較落后的地區(qū)之間進行資本、人才、技術、市場等要素的流動和轉移，以及思想觀念、思維方式、生活習慣等方面的傳播，以現代化的思想觀念、思維方式替代與現代化相悖的舊習慣勢力，從而進一步提高經濟資源配置的效率。
二、國外的經濟輻射理論
國外對經濟輻射現象的理論研究比較早，主流理論有以下幾種:
1.增長極理論
經濟增長極最早于1955年由法國經濟學家弗朗索瓦·佩雷提出。其核心內容是：經濟增長不會同時出現在所有地方，總是首先由少數區(qū)位條件優(yōu)越的點發(fā)展成為經濟增長極。增長極的輻射表現為通過增長極的極化效應使資金、能量、信息、人才等向發(fā)達地區(qū)集中，之后再通過擴散效應把經濟動力與創(chuàng)新成果傳導到廣大的腹地。布代維爾從理論上將增長極概念的經濟空間推廣到地理空間，認為增長極有兩種含義：一是在經濟意義上特指推進型主導產業(yè)部門；二是地理意義上特指區(qū)位條件優(yōu)越的地區(qū)。
2.點軸開發(fā)理論
該理論是把國民經濟看作是由點、軸組成的空間組織結構，“點”即增長極，“軸”即交通干線。松巴特認為空間極化不僅會出現在若干點上，也可以出現在連接各點的重要交通干線及其沿線的線狀地帶上。它一產生，就會對產業(yè)和人口產生巨大的吸引力，導致產業(yè)和人口在沿線的聚集，形成新的增長極與點線一體的極化帶。使極化過程與擴散過程在空間上可以沿著既定的方向連續(xù)進行，由單個、靜態(tài)的點成為一個空間的量，因而具有了動態(tài)的性質。
3.網絡開發(fā)理論
在經濟布局框架已經形成，點軸系統(tǒng)比較完善的地區(qū)，進一步開發(fā)就可以構成現代區(qū)域的空間開發(fā)結構，實行網絡開發(fā)。網絡開發(fā)必須同時具備三大要素：一是“節(jié)點”，即以各類中心城鎮(zhèn)為增長極；二是“域面”，即沿軸線兩側“節(jié)點”所吸引的范圍；三是“網絡”，由物流、人流、資本流、技術流、信息流等的流動網及交通、通訊網組成。
三、國內的經濟輻射理論
我國自改革開放以來，城市迅速發(fā)展，城市化水平不斷提高，大城市和特大城市有了很大的發(fā)展，經濟實力和輻射擴散能力不斷增強。因此，國內有關學者對此進行了研究。
1987年，陳田首先對全國性城市經濟影響區(qū)域的空間組織進行研究，定義了城市經濟影響區(qū)。他認為：城市經濟影響區(qū)是城市經濟活動影響能力能夠帶動和促進區(qū)域經濟發(fā)展的最大地域范圍。
1993年，復旦發(fā)展研究院課題組提出大都市經濟圈的概念，也就是某一大城市突破行政區(qū)劃的局限同它鄰區(qū)化或化的地區(qū)成緊密經濟聯系的一體化經濟區(qū)。
2002年，胡序威提出都市區(qū)是由中心市和非農化水平較高，與中心市存在著密切社會經濟聯系的鄰接縣（市）兩部分組成。都市區(qū)的地域范圍，即為與中心市保持便捷通勤聯系，或城市功能由中心市向外擴散直接影響所及的范圍。其地域范圍的大小與中心市規(guī)模的大小呈正相關。
2003年，孫娟綜合采用空間要素、時間要素、流量要素以及引力要素界定出四個空間范圍，然后將這四個空間范圍進行疊加劃分出南京都市圈的范圍。
四、我國實證研究方法的現狀
隨著經濟的高速發(fā)展，對經濟輻射現象的研究得到了我國有關學者的高度重視，除了對該現象的形成與發(fā)展做了大量的研究工作外，他們的研究方向由最初的理論方面轉向實證方面。
1.開放經濟下的經濟輻射研究方法
這種研究方法考慮了經濟體與經濟體之間的物質、資金、信息等要素的流動及其相互間的影響。
學者周旭霞將一國對另一國的經濟輻射強度進行了實證分析。她借鑒了對外貿易乘數的研究方法，在兩國模型中，推演了一國對另一國經濟輻射強度的數學計算方法。（具體推演步驟見參考文獻原文）。
學者周旭霞先假設只存在本國和外國兩個國家，然后根據本國和外國的國民收支供需均衡方程，將本國和外國的消費函數和進口函數代入方程，在根據本國的出口即外國的進口、本國的進口即外國的出口這個默認條件，整理出本國對外國經濟輻射強度計算公式：
h為一國對另一國的經濟輻射強度，m為本國的邊際進口傾向，s為本國的邊際儲蓄傾向，m*為外國的邊際進口傾向，s*為外國的邊際儲蓄傾向。
在得出該公式之后，該學者分別計算了中國對香港、日本和美國的經濟輻射強度。
另外，學者陳正偉在《總部經濟輻射力的統(tǒng)計測定方法》一文中對經濟輻射強度也作了研究。該學者定義總部經濟輻射能力(外向度)指數的計算公式為：
在此基礎上，該學者選取了10項指標來反映總部經濟輻射能力：單位分布輻射力、全部業(yè)務收入輻射力、資本運營輻射力、負債輻射力、資產輻射力、稅收效應輻射力、就業(yè)崗位貢獻輻射力、要素貢獻輻射力、國民經濟輻射力、技術進步輻射力（指標計算公式見參考文獻原文），然后進行了實證分析。
可以看出，這兩位學者在研究時，都考慮了研究對象與外部的聯系。根據學者周旭霞的研究方法，可以計算一個地區(qū)對另一個地區(qū)的經濟輻射強度，這種研究方法具有很強的針對性。但美中不足的是，該方法只適用于國與國之間的研究。因此，筆者一直在思考：如何將該方法運用于地區(qū)之間的研究，如何使二元的研究變成多元的研究，如何選取地區(qū)的指標，如何定義計算經濟輻射強度的公式。
學者陳正偉的研究方法與學者周旭霞的相比，更適用于地區(qū)經濟輻射強度的研究。但是，根據他的計算公式可以看出，其計算結果的意義比較寬泛，只是籠統(tǒng)地讓人知道該經濟體的經濟輻射強度是多少數值，并不具有很強的針對性。
2.封閉經濟下的經濟輻射研究方法
該研究方法所采用的指標數據僅局限于研究對象本身，未考慮研究對象與其他地區(qū)物質、資金和信息等要素的流動情況。這種方法主要是采用多元統(tǒng)計方法中的主成分分析法，計算出各個研究對象的綜合經濟實力，然后把該結果代入相關公式計算，得出經濟輻射強度或經濟輻射半徑。
例如，學者高麗娜在《泛長三角核心區(qū)中心城市經濟輻射半徑的界定》一文中，首先選定年末總人口、年末就業(yè)人員數、工業(yè)總產值、GDP、城鎮(zhèn)固定資產投資、地方財政預算內收人、社會消費品零售總額、第二產業(yè)增加值、第三產業(yè)增加值、進出口總額、實際利用外資額、地方財政預算內支出、存款余額、貸款余額這14個具有代表性的指標，然后運用主成分分析法分別計算長三角16個城市的綜合經濟實力，然后將該數值代入經濟輻射半徑計算公式，算出了綜合經濟實排名前五城市的經濟輻射半徑。
文章《小城鎮(zhèn)經濟輻射區(qū)定量分析》的研究方法與高麗娜的研究方法大致相似，亦是先選定了非農人口比重、農村非農產值比重、居民點和工礦用地比重、農村第三產業(yè)比重、人均GDP、小城鎮(zhèn)財政收入、人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)收入、勞動力轉移比重、電話門數/百人、初中文化所占比重10項指標，然后運用主成分分析法分別計算重慶大足縣22個小城鎮(zhèn)的綜合經濟實力，然后將這22個綜合經濟實力數據代入有關公式，計算得出該22個小城鎮(zhèn)的經濟輻射半徑。
由以上兩則例子看出，封閉經濟下的經濟輻射研究方法，選定的各項指標數據只是描述研究對象自身的特征，數據并不涉及研究對象與外部的聯系情況。因此，筆者將這類研究方法定義為封閉經濟下的經濟輻射研究方法。筆者建議，在進行有關經濟輻射問題研究時，應選取相當數量的與外部有聯系的指標，這樣做將能使最終的計算結果更為科學和準確。
一、邊際的含義
經濟學中的邊際指的是因變量隨著自變量的變化而變化的程度，即自變量變化一個單位，因變量會因此而改變的量。邊際的概念植根于高等數學的一階導數和偏導數的概念。在經濟學中根據不同的經濟函數,我們可求不同的邊際。如邊際成本、邊際收入、邊際效用、邊際消費、邊際儲蓄等。
二、邊際分析特點及對經濟學發(fā)展的作用
邊際分析是馬歇爾二百多年前創(chuàng)立的,它告訴我們人們在作決策的時候,除了應用絕對量作決策參數外,更應該運用增量參數進行決策。這種方法有以下幾個特點：1.邊際分析是一種數量分析，尤其是變量分析，運用這一方法是研究數量的變動及其相互關系。這一方法的引入，使經濟學從常量分析發(fā)展到變量分析。2.邊際分析是最優(yōu)分析。邊際分析實質上是研究函數在邊際點上的極值，要研究因變量在某一點遞增、遞減變動的規(guī)律，這種邊際點的函數值就是極大值或極小值，邊際點的自變量是作出判斷并加以取舍的最佳點，據此可以作出最優(yōu)決策，因此是研究最優(yōu)化規(guī)律的方法。3.邊際分析是現狀分析。邊際值是直接根據兩個微增量的比求解的，是計算新增自變量所導致的因變量的變動量，這表明，邊際分析是對新出現的情況進行分析，即屬于現狀分析。這顯然不同于總量分析和平均分析，總量分析和平均分析實際上是過去分析，是過去所有的量或過去所有的量的比。在現實社會中，由于各種因素經常變化，用過去的量或過去的平均值概括現狀和推斷今后的情況是不可靠的，而用邊際分析則更有利于考察現狀中新出現的某一情況所產生的的作用、所帶來的后果。
邊際分析法在1870年代提出后，首先用于對效用的分析，由此建立了理論基礎——邊際效用價值論。這一分析方法的運用可以說引起了西方經濟學的革命，具體說它的意義表現為：
1.邊際分析的運用使西方經濟學研究重心發(fā)生了轉變。由原來帶有一定“社會性、歷史性”意義的政治經濟學轉為純粹研究如何抉擇把有限的稀缺資源分配給無限而又有競爭性的用途上，以有效利用。2.邊際分析開創(chuàng)了經濟學“數量化”的時代。邊際分析本身是一種數量分析，在這個基礎上，使各種數量工具線性代數、集合論、概率論、拓撲學、差分方程等，逐步滲入經濟學，數量化分析已經成為西方經濟學的主要特征。3.邊際分析導致了微觀經濟學的形成。邊際分析以個體經濟活動為出發(fā)點，以需求、供給為重心，強調主觀心理評價，導致了以“個量分析”為特征，以市場和價格機制為研究中心的微觀經濟學的誕生。微觀經濟學正是研究市場和價格機制如何解決三大基本經濟問題，探索消費者如何得到最大滿足，生產者如何得到最大利潤，生產資源如何得到最優(yōu)分配的規(guī)律。4.邊際分析奠定了最優(yōu)化理論的基礎。在邊際分析的基礎上，西方經濟學從理論上推出了所謂最優(yōu)資源配置，最優(yōu)收入分配，最大經濟效率及整個社會達到最優(yōu)的一系列條件和標準。5.邊際分析使實證經濟學得到重大發(fā)展。研究變量變動時，整個經濟發(fā)生了什么變動，這為研究事物本來面目、回答經濟現象“是什么”問題的實證經濟學提供了方法論基礎。
從平均分析進入到邊際分析,是經濟學分析方法的一個重大發(fā)展和轉折,意義十分重大它表明數學對經濟學的滲透邁出了重大一步。希克斯1946年的《價值與資本》與1947年薩繆爾遜的《經濟分析基礎》全面總結和發(fā)展了邊際分析階段的研究工作,使邊際分析達到頂點,從而成為經濟學史上的兩部名著邊際分析階段,形成和發(fā)展了一大完整的微觀經濟活動行為理論,提出了一般經濟均衡問題,建造了一般經濟均衡的理論框架,創(chuàng)立了當今的消費者理論、生產者理論、壟斷竟爭理論及一般經濟均衡理論的數學基礎，因此邊際革命的影響是深遠的。
三、邊際分析在經濟分析中的兩個簡單應用
1.應用實例：最佳產量的確定
(1)不計稅收下,最佳產量的確定
結論：利潤在邊際收入等于邊際成本時的產量水平上達到極大值。此時的產量水平稱為最佳產量水平。
例1某食用油生產廠的收人函數R()=6140-302（元），成本函數C()=102+60+1200（元）,其中為每周產量（單位：噸）,求最佳產量和每周預期利潤。
解:由已知邊際收入R‘()＝6140-60,邊際成本C’()=20+60,由上結論有：6140-60=20+60解得=76,即每周最優(yōu)產量76為噸,預期利潤為L(76)=R(76)-c(76)=219040元。
(2)賦產量稅后,最佳產量的確定
例2：在例1的已知條件下,若每噸產量繳納t元產量稅,求最佳產量和每周預期利潤。
解:由已知噸應繳納元的稅。則該廠利潤為：L()=R()-C()-t
由前面結論可得最佳產量為邊際利潤為零時的產量。即由L’()=0,解得:。
這樣產量稅將影響最佳產量水平,當然對預期利潤也有影響,且賦稅越高,最佳產量水平越低。
2.應用實例——確定白酒儲存期
例3假定有白酒100噸,現價8元公斤,多陳一年可增值2元/公斤,貯存費每年10000元,因貯存酒積壓資金引起機會成本每年增加105p.r,（其中105為酒的貯量,p為當年白酒價格,r為利息率,且假定r=10%),那么這些酒須儲存多久效益才最大呢
分析:假設須貯年才最佳,由已知可得如下函數關系；
(1)年增加的總收人函數R()=105×2＝2×105（元）
(2)年增加的貯存總成本C()=10000+×105×10%[(105×8+2×105)/105]=90000+200002（元）
(3)年凈增利潤函數L()=R()-C()=2×105-(90000+200002)=110000-200002
此時邊際收人R’()=2×105,邊際成本C’(×)=90000+40000
因為當R’()=C’(×)時利潤最大,所以有2×105=90000+40000，即＝2.75（年）
由于駐點唯一,故只有當儲存期為2.75年時,企業(yè)才能獲得最佳經濟效益,其最大凈增利潤為151250元。
由上進一步表明邊際分析這種以微積分為工具,以經濟現象為內容的數學分析方法已深深融人到了經濟學中,并成為經濟學的一個重要組成部分
一、研究國民消費的意義
按照經濟學的分析,社會需求包括消費需求,投資需求和凈出口。消費需求作為其中很重要的一部分,對總需求具有很重要的影響,進而對總需求政策的制定也有明顯的影響,它影響著宏觀經濟的均衡發(fā)展。
現階段,我國有條件也有必要依靠擴大國內需求尤其是居民消費需求促進經濟發(fā)展。首先,我國處于居民消費結構優(yōu)化升級的發(fā)展階段,較高的國民儲蓄率和巨大的國內市場潛力為拉動需求增長提供了物質條件。其次,我國居民生存型消費需求已基本得到滿足并正向發(fā)展型消費需求升級過渡,但產業(yè)產品結構、收入分配結構、區(qū)域協調發(fā)展程度及消費政策和觀念等嚴重滯后于消費結構升級變化的需求,既導致了消費需求的縮減,也給社會生產造成了不良影響,因此,我們必須擴大內需,推動經濟增長。
關于如何擴大國內需求方面,中央經濟會議曾指出增加居民消費是重點。從理論角度講,消費需求的具體內容主要體現在消費結構上,要增加居民消費,就要從研究居民消費結構入手,只有了解居民消費結構變化的趨勢和規(guī)律,掌握消費需求的熱點和發(fā)展方向,才能為消費者提供良好的政策環(huán)境,引導消費者合理擴大消費,才能促進產業(yè)結構調整與消費結構優(yōu)化升級相協調,才能推動國民經濟平穩(wěn)、健康發(fā)展。
二、影響消費水平的因素分析
(一) 模型建立與求解
居民消費水平受諸多因素的影響,例如收入水平,消費價格指數以及恩格爾系數。下表給出了從1991年到2010 年消費水平的相關數據?；诒?和表2的數據,分別建立城鎮(zhèn)、農村居民消費水平關于其三個影響因素的多元線性回歸模型,進行逐步回歸分析。
(二)模型檢驗
1、經濟意義檢驗 根據回歸結果:城鎮(zhèn):y?4672.999?0.736x1?5.937x2?52.900x3 農村:y?470.486?0.721x1?1.793x2?8.827x3,得知,其中x1前面的系數0.736與0.721分別表示在城鎮(zhèn)(農村)居民消費價格指數和城鎮(zhèn)(農村)居民恩格爾系數不變的條件下,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(農村居民人均純收入)每增加1元,城鎮(zhèn)(農村)居民消費水平絕對數平均增加0.736元(0.721元),與理論中描述的居民收入水平增加對居民消費水平變化有明顯的影響,居民收入水平是影響消費水平增長的重要原因這個結論是一致的。
2.統(tǒng)計推斷檢驗
(1)擬合優(yōu)度檢驗:
由上面分析數據知兩個模型的決定系數R分別為0.994、0.998,調整文秘站:的決定系數為0.992、0.998,可見解釋變量與被解釋變量間的關系極為密切,說明模型對樣本的擬合效果非常好,解釋變量能對被解釋變量99.4% 99.8%的離差做出解釋。
(2)方程顯著性檢驗—F檢驗
給定顯著性水平?=0.05,由表中可以看出F=823.034(3195.1),查F分布表中自由度分別為k=3,n?k?1?4的臨界值2F?3,4??6.59 ,由于0.05
F>F0.05?3,4?,所以認為在5%的顯著性水平下,Y對x1, x2, x3有顯著的線性關系,回歸方程式是顯著的,即城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(農村居民家庭人均純收入)、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(農村居民消費價格指數)、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(農村居民恩格爾系數)聯合起來對被解釋變量有顯著影響。
(3)變量顯著性檢驗—t檢驗給定的顯著性水平?=0.05,查t分布表得出自由度為4的臨界值t?4?=2.776,由于回歸分析表中: 0.025
城鎮(zhèn): t1?25.622,t2??0.371,t3??1.956
1.關于資本輸出與經濟增長的計量模型
考慮如下模型：
Y=f(BC)f′＞0(1)
該式中，Y表示GNP，BC表示資本輸入額，f(·)表示Y由BC決定。但BC并非直接決定各國的生產力水平(Y)，直接決定Y的是資本存量（設其為K），即：
Y=f(K)f′＞0(2)
K（本期值）可以用K[,-1]（上期值）、d（折舊率）、I（本期投資）表示：
K=(1-d)K[,-1]+I(3)
其中，I隨著海外資本流入的增加而增加：
I=f(BC)=f′＞0(4)
綜觀(2)～(4)式，可以看出，BC通過I、K決定Y。也就是說，(1)式的關系可以分解為(2)～(4)式的關系。不過，還要附加其它解釋變量加以具體推算。例如，在(2)式中，除了考慮K，還要以人口N（勞動力的替代變量）為解釋變量，運用C-D型生產函數加以推算；再如，在(4)式中，分別以S、ME、CD代表國內總儲蓄、軍事支出、關稅，則有：
I=f(S+BC),ME/Y,CD/Y)
f(S+BC)＞0,f(ME/Y)＜0,f(CD/Y)＜0(5)
在該式中，之所以將(S+BC)、而不是將BC作為解釋變量之一，是因為投資是國內投資供給與來自國外的投資（資本輸入）之和（在此，直接投資也包含在BC中）。將ME/Y，CD/Y作為解釋變量的理由，將在本部分的第3小節(jié)中說明。
2.關于工資水平與國際資本移動的模型
設利潤率為π，由于資本向利潤率高的落后國家移動，故：
BC=f(π)f′＞0(6)
又因為，利潤率取決于資本的稀缺程度、地價(PL)、工資水平(W)、原料價格(PM)，故：
π=f(K,PL,W,PM)f[,K]＜0，f[,PL]＜0，f[,W]＜0，f[,PM]＜0(7)
把(7)式代入(6)式，得：
BC=f(K,PL,W,PM)f[,K]＜0，f[,PL]＜0，f[,W]＜0，f[,PM]＜0(8)
在我們的模型中，首先，忽略了4個解釋變量中的K和PM，這樣做的理由是，與第一次世界大戰(zhàn)前不同，在二戰(zhàn)后的現代世界，原料在國際間的移動極其容易，在一個國家或地區(qū)內，“過剩”的資本產出的產品如果能夠出口，也就無所謂“過剩”。在每天24小時開放的國際市場上，原料價格由“國際價格”決定，同樣，產品價格也完全國際化了。因此，在思考當代資本輸出時，至少是在直接投資一方，企業(yè)完全可以去往世界的任何一個角落，并以此為前提決定是否輸出資本。企業(yè)決策是否投資的主要依據只是使其設備運轉的成本——工資的高低。這是因為，雖然資本的國際移動十分容易，但勞動力移動十分困難。（由于勞動力再生產必須在長期中進行，其體制，譬如至少是學校教育制度不可能在國家之間移動。）我們從日本向“四小龍”、東盟諸國、中國等低工資國家或地區(qū)大量輸出資本這一現象中，也可以很容易地想象到這一點。因此，我們有充分的理由將K、PM從(7)和(8)中忽略掉。
在實際推算過程中，我們還進一步省略了PL（工資作為各國工資之比，在與美國、日本有關的方程式中還加進了日本的利息率），這不僅是因為適當的PL值難以得到，還因為PL和W都可以用“經濟發(fā)展水平”這一變量說明。也就是說，如果以Y/N表示“經濟發(fā)展水平”，則：
PL=f(Y/N)f′＞0
W=f(Y/N)f′＞0(9)
PL、W的變動趨勢基本是一致的。也就是說，在這里，W可以作為PL的替代變量使用。
3.關于經濟實力與政治變量的模型
以下，對于國際間的政治摩擦建立有關方程式。因為關稅政策與軍事支出作為比較數據較容易入手，因此，這一工作將圍繞它們進行。
首先，對直接決定各國市場分割程度的保護關稅(CD)來說，以BP表示貿易收支，一般地：
CD/Y=f(BP/Y)f′＜0(10)
這是因為，各國的經濟實力可以通過出口競爭力強弱、因而可以通過貿易不平衡的程度（BP對GDP之比）測量。其變化（不平衡發(fā)展）必然會導致各國政府圍繞與瓜分市場有關的政治變量（在上式中是CD與GDP之比）的斗爭。
接著，我們就軍事支出(ME)建立了方程式：
ME/Y=f（該國的GPD／某外國的GDP）(11)
在此需要提醒讀者注意的是，右邊的解釋變量直接表現出了各國經濟的不平衡發(fā)展。而經濟不平衡發(fā)展又帶來了軍事勢力的消長，ME決定著一個國家在國際政治舞臺上的發(fā)言權。進一步說來，經濟實力的相對提高必然要求更大的市場份額，為此就必須加強對外談判能力或軍事力量。尤其是，(9)式左邊，我們采用了GDP對軍事支出的負擔率，而不用（該國的ME／某外國的ME），讀者對此應該尤為關注：這個方程式顯示出“大國”（經濟力量相對強大）具有強化軍事力量的欲望或軍國主義傾向。實際上，日、美、東盟三方都能夠用這個方程式推算。只有1969年以前的日本不能采用這個函數式推算（由于統(tǒng)計的適用性太差）。這是因為，1969年以前，國際社會抑制日本軍備的能力很強（實際上，二戰(zhàn)后直到1969年，日本軍費開支在GDP中的比率存在下降的趨向）。
尚需對(10)和(11)式說明的是，(10)式中引發(fā)CD提高的是經濟競爭力下降，而(11)式中增加ME的壓力隨著經濟實力的增強而加大。這看上去是不對稱的。關于這一點，也許有人認為，這是因具體情況不同和兩個方程式的理論基礎不同，但是，并非如此。提高CD是阻止它國資本進入本國市場的防御性措施，而增加ME是干預它國政策的進攻性措施。這都是由“非對稱性”引起的。
4.政治變量對經濟變量的反作用
以上看到的政治反應都是基于本國資本的利害作出的。但從長期來看，這種意圖未必能夠實現，有時甚至會帶來相反的效果，這類例子比比皆是。如P·肯尼迪在《大國的興衰》（1987年）一書中就主張，大國軍事支出的不斷增加是妨礙其經濟增長的主要原因。這就引起了與(11)式闡述的“大國欲望”相反的效果。如果著眼于經濟增長最終是由投資積累引起的，就會明白我們?yōu)槭裁丛?5)式中將(ME/Y)作為投資的解釋變量。假定f[,ME/Y]＜0也是基于同樣的考慮。
二、環(huán)太平洋計量經濟模型的理論意義
在本部分，我們將對上面建立起來的計量模型進行驗證，并探討其理論意義。
1、“不均衡發(fā)展”模型的表現
計量模型對現實經濟的解釋進行了多種嘗試，在此，由于篇幅關系，我們將重點放在“不平衡發(fā)展”的表現能力上。首先，請看表1，這是對環(huán)太平洋諸國（或地區(qū)）從1995年到2025年期間以5年為一個階段的實際增長率的預測（以美元計價）。由于這個預測是在1998年初即亞洲金融危機深化期間進行的，因此，有人評價這個預測結果“過于樂觀”，但是，總的看來，其后的發(fā)展證明這一預測大致是正確的。包括該預測期間在內，1950年后的約75年間，如果以線段表示各國、各地區(qū)以美元計價的高速增長時期，其結果如圖1。如圖1所示，不管哪個國家或地區(qū)，肯定會有30～50年間左右的高速增長時期，所謂各國、各地區(qū)之間的不平衡發(fā)展只不過是高速增長時期在它們之間的移動。
附圖
附圖
2.透過國際資本移動看國際相互依存關系
除了上述內容之外，我們的模型還顯示出其它種種饒有趣味的結果。表現國際相互依存關系是該模型的目的之一，因此，在表2中顯示了：10個國家或地區(qū)中的其中一個國家或地區(qū)的資本積累增加對其它國家或地區(qū)GDP的影響。
附圖
我們來看一下受影響的國家或地區(qū)。由表中可知，除了極少數外，該影響大都為正。這表明，“過剩”的資本會導致利潤率下降，進而導致他國（地區(qū)）流入該國（地區(qū)）的資本減少或者該國（地區(qū)）資本向他國流出擴大。因此，本模型中的這個機制會對其他國家（地區(qū)）的經濟產生正面影響。
從日本經濟的發(fā)展過程來看，我們不能完全否定“產業(yè)空洞化”?！爱a業(yè)空洞化”是日本經濟增長的結果，是向發(fā)展中國家轉移其成果的活動。這一“轉移”盡管對日本來說意味著某種程度的“停滯”，但從世界范圍來看卻意味著經濟發(fā)展。只要上述國際相互依存關系存在，日本就可以通過某種方式分享發(fā)展中國家經濟發(fā)展的好處。
3.生產率提高對他國（或地區(qū)）的影響
下面的表3顯示了：某個國家或地區(qū)的生產率提高對其它國家或地區(qū)GDP帶來的影響。
附圖
