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经济与政治的关系范文1
关键词：上证指数 宏观经济指标 回归 协整
问题的提出
随着我国股市呈现健康发展态势，股市与宏观经济之间的密切关系完全展现出来。2003-2006年，在宽松的宏观调控政策背景下，改革之后的A股出现了一轮大的“牛市”现象。2007年宏观调控政策也由“适度从紧”变为“从紧”，股市政策的转向“打压泡沫”直接作用于股市，而市场对宏观经济的预期也转入悲观，加上国外的金融危机，导致股市各指数在2008年上半年持续下跌。
2008年底，由于指数的回调幅度过大，且之前的“从紧”政策显效，政府推出4万亿投资计划以及一系列扩大内需的刺激措施，为我国经济率先复苏并对世界经济增长作出了巨大贡献。货币政策开始由“从紧”转向“适度宽松”，指数下跌至1664点开始超跌反弹。
到2009年8月IPO发行重新启动，及在欧洲债务危机的影响下，股指达到反弹高点后回调震荡。2010年7月，在市场大宗商品价格持续走高的背景之下，“适度宽松”的货币政策继续执行，A股快速大幅拉升。2011年由于国内通胀越来越严重，政府开始实行“宽松的财政政策，从紧的货币政策”，加上美国信用评级下降及欧洲债务危机的扩散，指数一路下行。
关于宏观经济与股市之间的关系，目前国内学者在这方面所作了相关研究（刘晓亮、张召春，2010；谢尚才、代飞，2011；李孝强，2002；周海燕、周孝华，2005），但现有研究对于变量的选取限于理论，并没有给出定量有力的论证，而且得出的有些结论，有些甚至大相径庭。所以本文提取出前人涉及到的一系列变量，做出了变量上的剔除选取。本文利用消费价格指数来消除经济数据受通货膨胀的影响，对变量的原始数据作了预处理。然后进一步分析上证指数与选取出来的宏观经济指标的关系。
模型的估计与调整
本文采取1992-2010年股价简均数作为上证指数的年度数据。涉及的宏观经济指标如下：Y为上证指数，X1为工业增加值，X2为货币供应量，X3为年利率，X4为人民币储蓄存款，X5为国内生产总值，X6为股票成交金额，X7为固定资产投资，X8为进出口差额。
为了计算真实的宏观经济与股市波动情况，首先必须在使用的经济指标中排除通货膨胀的影响。即不能用现行的价格指标计算，而要用不变的价格指标计算。所以必须对统计年鉴中的数据进行初步的处理，全部除以消费价格指数。
（一）对经济变量的进一步选取
做八元一次线性方程的简单回归，得
Yt=1268.49-0.3275X1+1.1745X2-102.7922X3+0.9935X4-1.3103X5+ 0.9648X6-3.5182X7+10.8359X8
R2=0.9726 R2=0.9508 F=44.4509
由此可见，模型R2=0.9726，R2= 0.9507，可决系数很高，F检验值44.4509，较显著。但是X2、X3、X4、X5的P值大于 0.05，说明t检验不显著，而且X7的系数为负与预期相反，这表明很可能存在严重的多重共线性。
计算所有变量的相关系数，得到相关系数矩阵（见表1）。由相关系数矩阵可以看出，各解释变量之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性。因此采用逐步回归的办法，检验和解决多重共线性问题。分别就Y对X1，X2，X3，X4，X5，X6， X7，X8进行一元回归，结果如表2所示。
其中加入X6的方程R2最大，以X6为基础，顺次加入其它变量逐步回归。得到最终效果比较好的5个变量，考虑删除变量X2，X3，X5，X7，利用最小二乘拟合得到回归方程为：Yt=694.56-0.39X1+ 2.23X4+1.01X6-3.37X7+7.28X8，而且各个解释变量的t检验都已通过，并且R2= 0.955312，可决系数很高。整个模型也通过了F检验，说明剔除变量后模型得到了改善。最终选取变量为：Y，X1，X4，X6， X7，X8。
（二）对经济指标进行协整回归
1.绘制时间序列图。从时序图中（见图1）可以看出 X4，X6， X7显示出非平稳性，所以为了进一步探究其平稳性，对其单整阶数进行考察。检验结果如下：
Y的t检验统计量值-2.199830大于相应临界值，从而不能拒绝原假设，表明 存在单位根，是非平稳序列。同样的方法可以得到：X4的t检验统计量值4.493726大于相应临界值，从而不能拒绝原假设，表明X4存在单位根，是非平稳序列；X6的t检验统计量值1.555322大于相应临界值，从而不能拒绝原假设，表明X6存在单位根，是非平稳序列；X7的t检验统计量值4.562589大于相应临界值，从而不能拒绝原假设，表明X7存在单位根，是非平稳序列；对X6进行一阶差分后对其进行单位根检验，DX6的t检验统计量值-7.286384小于相应临界值，从而拒绝原假设，表明DX6不存在单位根，是平稳序列。
在5%的显著性水平下，残差序列的t检验统计量值为-4.678685，均小于相应临界值，表明其不存在单位根，是平稳序列，因此Y和X1，X4，X6， X7，X8之间存在协整关系。表明它们之间有长期均衡关系。但从长期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精度，可以把协整回归式中的误差项et看作均衡误差，通过建立误差修正模型把 X1，X4，X6， X7，X8 的变化与长期行为的变化联系起来，误差修正模型的结构如下：
然后用最小二乘法估计回归模型，得到回归方程：
Yt=407.5592+0.007883X1+1.71895X4+
t=（2.273528）（0.053049） （4.468）
0.629126X6-6.632844X7+5.553747X8+
（6.211） （-2.343） （1.943）
0.672311et
（1.726144）
R2=0.945884
DW=1.184301
从模型结果来看，相关系数R2已经足够大，而且各个变量均已经通过t检验，DW检验已通过，各个变量的非平稳性已经消除，所以表明拟合效果已经得到了改善。
2.绘制残差图以及拟合效果图（见图2、图3）。从效果图中也可以看出真实值与拟合值已经相差无几，拟合效果较好，而且残差在零点附近波动。
结论
通过实证研究可知，上证综合指数与多数宏观经济变量的水平序列为不平稳序列，但是上证综合指数与工业增加值，人民币储蓄总额、股票成交金额、固定资产投资、货物进出口差额的一阶差分序列为平稳序列，且变量之间存在长期协整关系，这意味着我国的股票市场已经可以在一定程度上反映宏观经济发展情况。本文针对模型中比较明显的关系进行说明：
首先，股指与货物进出口差额正相关，说明股指与汇率具有负相关关系，即人民币在升值通道中，对股价有促进作用，特别是在升值初期。自2003年以来，人民币升值预期的存在已导致较多的游资充斥我国资本市场。从协整模型来看，股指与人民币储蓄存款总额的正相关，说明随着人民储蓄的增加会导致股指的增加，其实这是由于储蓄的增加会导致投资的增加，必然引起股指的增加。
其次，股指和固定资产投资负相关，说明固定资产投资越多，股指反而下降，其实对个人而言，利率代表投资，对企业而言，利率代表企业从资本市场间接融资的成本；在个人投资资本市场，投资者放弃银行存款的机会成本。2006年以来，股指和利率存在着同时上涨的局面，这一现象，笔者认为利率与股价的负相关，是在整体宏观经济均衡的情况下有效。而工业增加值与股指的正相关关系，则说明归根结底，股市的繁荣基于实体经济。虽然我国的股市存在着一些不成熟的表现，但是总体上还是以宏观经济为基础的，尤其是2006年以来，由于所得税改革等因素，上市公司整体利润的增加，为股市的上涨提供了基本面的支撑。
参考文献：
1.刘晓亮，张召春.上证指数波动与GDP增长率变动的相关性研究[J].商业时代，2010（28）
2.谢尚才，代飞.货币政策对股票市场影响的差异化研究―基于不同经济背景下的实证分析[J].宏观经济研究，2011（7）
3.李孝强.上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析[J].预测，2002，21（4）
4.周海燕，周孝华.我国股价指数与宏观经济变量关系分析[J].上海金融，2005（8）
经济与政治的关系范文2
关键词：品牌；品牌价值；品牌管理；企业竞争力
一、引言
品牌无论作为一种经济现象，还是作为一门科学，都已经远远超越其保证品质和服务，象征身价和财富的范畴，成为推动经济发展和文化进步的无形力量。一个企业是否拥有知名产品和服务品牌，既表明其经济实力和市场地位，也反映其持续发展能力；一个国家拥有多少著名品牌，既是衡量其经济发展水平的重要标志，也反映着国家形象和国家竞争力。在经济全球化时代，品牌是一个国家和企业走向国际市场的金钥匙，只有过硬的品牌，才能立足于世界经济之林，在全球化的市场竞争中取得主动权。
二、品牌价值及其来源
品牌价值是什么，如何与企业商号、商誉价值进行区分一直是一个有争议的问题。许多学者认为，品牌就是被用来识别卖主产品的某一名次、辞句、符号、设计以及它们的组合，而商标作为商品或服务的标记，与品牌的内涵并无区别，品牌价值就是商标的价值。而企业商号、商誉则重在反映企业整体的形象，其价值高低说明企业整体赢利能力的大小、收益水平的高低，不是用来表征企业某一品牌产品怎样的。因此，尽管两者价值有交叉的地方，但它们有明显的区别。但也有学者认为，品牌与产品、企业本身是很难分离的，即使企业名称与品牌不同，比如，很难把奔驰汽车和戴勒姆・克莱斯勒公司分开。因为，企业的管理水平、产品的质量水平和品牌价值是息息相关的。
品牌对企业有重要的价值，这一点是毋庸置疑的，对于品牌价值的来源，却有着不同的看法。从目前看，对品牌价值的阐述主要从两种角度出发：财务角度和营销角度。许多人认为品牌价值来源于品牌的资产价值或财务价值，即给企业带来超出无品牌产品销售的溢价收益，它的变化将直接增加或减少公司的货币价值。目前绝大多数的品牌评价方法也以此为出发点。
部分学者开始从市场营销以及消费心理学的角度认识品牌价值。他们认为品牌是由一系列包括产品功能利益、服务承诺以及情感的象征性价值等构成的复合组织。所以创建成功品牌就是一个品牌获得了可持续的差异优势，它体现了特定产品或服务的真正价值。品牌价值之所以有价值，是因为它对消费者有价值，反映消费者根据自身需要对某一品牌的偏爱、态度和忠诚程度，品牌价值构成要素主要包括两个部分：品牌知晓度和品牌形象。前者指人们对品牌名称的知晓程度，具体反映在品牌记忆和品牌识别两个方面；后者指人们在品牌知晓的前提下，与品牌建立起的一些联系，即一种品牌态度网络的形成。具有强大品牌资产价值的品牌不仅应有较高的知名度，而且更重要的是与消费者建立起一些联系，让消费者联想到它所代表的利益所在来打动消费者的心，进而产生购买决策。
三、基于品牌价值的企业竞争力提升
我国多数品牌、甚至许多知名品牌与国外著名品牌有很大不同。第一，从总体上看，我国品牌的生命周期相对短暂，不少品牌从兴到衰只有短短两三年的时间；第二，品牌导入迅速、知晓期短暂，默默无闻的品牌在强大的广告宣传下，几个月、甚至几周内就能够成为所谓的“知名品牌”，而国外著名品牌往往都经过数十年的历练才造就了目前的地位；第三，品牌退出突然，由于管理不善，不少品牌在出现危机后无力应对，很快销声匿迹；第四，品牌竞争力不济，在面对国外品牌的竞争下，许多品牌失去了市场地位；第五，过分依赖广告，一旦广告投入下降，品牌价值随即急剧缩水；第六，缺乏对品牌文化特征和技术特征的整体性培育，品牌形象相对杂乱、僵硬。因此，应针对中国品牌发展的现状，建立具有中国特色的品牌价值管理体系。
（一）经营品牌价值，培养企业竞争力
企业从经营产品向经营品牌的战略思想的演变充分体现了社会经济高度发展后以人为本的价值回归。企业拥有强势品牌和经营品牌的能力，才是真正属于企业的竞争力。经营品牌价值，就是对品牌价值进行评估、分类，通过投资和运营，充分利用不同品牌价值，实现企业可持续发展的过程。
品牌价值是提高市场份额有力保障。品牌价值可以增加或减少顾客所购买的价值，因为它能够为顾客解释、加工并储存大量有关他们所购买的产品的信息，还会影响顾客的购买决定；品牌的品质认定和品牌联想都可以影响到顾客的消费满意程度。即使它们不能够保证顾客会将其作为唯一的选择品牌，也能够劝说顾客尽量地使用本品牌而不是促使他们去尝试其它品牌。品牌价值还可以左右销售渠道，经销商与顾客一样，对那些共同认可的强势品牌有更大的信心。所以一个强势品牌在占领货架和进行市场促销方面都占有优势。品牌价值能增加企业优势，使企业能够凭借这种优势把竞争者的客户争夺过来，从而导致市场份额在不同企业之间重新分配。因此，建立以品牌价值为导向的资源组织和资源配置模式，并通过对顾客价值的有效经营才能够真正提升企业的竞争能力，最终获得持久的竞争优势
（二）树立品牌价值管理的新理念，形成企业竞争力
从中国品牌价值管理的现状出发，中国的品牌价值管理应树立四种新理念，即生命周期观、竞争观、文化观和科技观。
生命周期观要求管理者从生命周期的角度对品牌价值实施管理。一个品牌的正常发育和成长要经过进入期、知晓期和知名期。这是一个漫长的积累过程，需要企业认真的进行塑造、经营。任何急功近利的行为势必导致品牌发育的缺陷，并最终成为品牌夭折的隐患。在品牌的进入期，品牌必须依靠产品具有竞争力的功能特性来赢得特定的市场，即合理的产品定位同相适应的市场定位相结合。此时，品牌价值管理的重点是将特有的产品功能传递给需要的客户群，让他们熟悉品牌的名称、标识、符号、图案以及品牌所传递出来的品牌意识。在知晓期，企业应着力打造品牌的美誉度、忠诚度，利用口碑作用吸引更多的潜在顾客、实现品牌的重复购买和价值增值。在知名期，品牌价值已经达到高位，管理的重点就在于对品牌值的维护。一旦品牌不幸进入衰退期，此时就应通过投入产出分析，选择对品牌进行重振或放弃。
竞争观要求管理者在进行品牌价值管理时应将整个管理过程置于竞争分析的框架之内。即分析品牌所处“五力”竞争环境，包括潜在对手的竞争力、供应商的议价实力（竞争力）、客户的议价实力（竞争力）、替代产品或服务的竞争力以及现实对手的竞争力，并据此制定相应的管理规划，提升品牌的竞争力和价值。由于竞争环境极大地影响了品牌生命周期的变化，所以五种竞争力的变化也决定了管理手段要随之变化，并适时地调整品牌战略，制定相应的品牌定位、品牌延伸、品牌投入、品牌传播以及品牌保护等。
文化观要求管理者在产品和服务两个层面对品牌进行塑造和管理。一般品牌能否成为高文化品牌，主要看产品文化含量的大小和美学附加值的高低。高文化品牌所体现的外在美学价值显而易见，它的内在本质，主要体现为消费者在接受产品时，企业通过产品传达给他什么样的人生意义、社会价值或其它文化启迪。包装和商标是品牌的外在形象。品牌的包装和商标设计同产品内在品质应该一样考究。名牌企业在进行商标和包装设计时，都刻意追求一种文化价值，不仅注重商标和包装的形状和色彩吸引力，更注重通过商品和包装传达品牌的一种思想观念，增强名牌商标的寓意和文化感召力。
科技观要求管理者对品牌的质量和产品创新进行有效管理。通过加大科研投入，将科研开发与生产经营之间的断环连接起来，加快产品市场化、商品化速度，更好地面向市场开发适销对路的产品，提高产品开发创新的效率，增强企业的核心竞争力。同时，通过树立科技观，加大技术投入，确保产品或服务质量，以质量求生存，以质量求发展，以质量铸就品牌。将专业技术、经营管理、数理统计和培训教育结合起来，建立起产品的研究、设计、生产、服务等全过程的质量体系，从而有效地利用人力、物力、财力、信息等资源提供出符合标准要求和用户期望的产品或服务。
（三）建立以客户为导向的品牌价值管理体系，提高企业竞争力
对于品牌管理，西方发达国家创立并不断发展的品牌经理制，这是一种以销售为导向的管理方式，销售额成为最基本的考核指标。但对于我国市场而言，用销售来反映品牌价值及其管理绩效显得过于单纯，而往往难以揭示品牌管理的内在规律。事实上，品牌依存于客户，对我国本土品牌更是如此。品牌生存和品牌价值提升的前提在于拥有一定数量的客户，市场竞争的本质在于品牌对顾客忠诚的争夺。品牌要赢得客户，就必须明了客户的期望并通过自身的管理来满足甚至超越客户的期望。关注客户、服务客户已成为品牌管理的准则。只有将品牌价值管理的目标和客户的需求和期望有机结合起来，品牌才能生存、壮大，品牌价值才能提升。根据中国品牌不够成熟、品牌管理基础相对薄弱的特点，应在吸收品牌经理制优点的基础上，强化对品牌价值的整体控制与管理，建立具有中国特色的以客户为导向的品牌管理体系。
1、建立以客户为导向的品牌文化。确立客户决定企业命运的核心价值观，培养各部门的客户意识，把客户利益和企业利益统一起来。特别是企业的最高管理者必须主动积极地向企业员工宣讲客户满意度的重要性，并在实际工作中体现顾客至上的管理理念，提倡换位意识，倡导员工从顾客的角度来看待问题、解决问题。
2、创新以顾客为导向的品牌营销体系。产品或服务的最终使用者是客户，他们的需求应该成为企业努力开发的指导方向。这就需要企业不断地升级客户数据库和管理信息系统；加强产品线绩效的评估，建立评估体系；找出最佳客户，并追踪不同顾客群的消费能力；迅速区隔客户群，针对最具吸引力的客户群提供更高品质的产品；建立和完善客户满意系统。
3、利用CRM进行品牌价值管理。CRM即客户关系管理系统，它是将科学管理理念通过信息技术的手段集成在软件上面，形成一个前台系统，包括市场、销售和服务三大领域。使用信息技术，对相关业务功能进行重新设计，并对相关工作流程进行重组，以达到留住老客户、吸引新客户、提高客户利润贡献度的目的。在目前的管理实践中，CRM普遍作为企业对客户的管理手段，其目的是为了提升企业利润，而品牌价值的提升只是CRM的副产品。但作为以客户为导向的品牌价值管理而言，应当主动而充分地借助CRM所提供的信息平台，将CRM扩展为品牌价值管理的支柱，对品牌所针对的客户进行全面管理，将单纯孤立的品牌营销转化为满足顾客需求的管理实践，从而达到扩大市场、延长生命周期、提升品牌价值的目的。
综上所述，企业提升品牌价值是一项复杂艰巨的系统工程，与企业的发展战略相融合，制定一个持之以恒的长期计划是提升品牌价值的关键所在。面对国际市场竞争的环境，国内企业必须通过严格的管理制度，不断提高产品和服务质量。同时，要加大品牌战略研究和策划，从企业的组织结构、管理效率、营销策略等方面，全方位提高品牌的国际竞争力。
参考文献：
1、Quelch.J. A.,Kenny・D.Extend Profits Not Product Lines,Havard BusinessReview on Brand Management[M]. Cambridge: Harvard Business School Press,1994.
2、刘尔奎.从品牌的价值构成要素谈我国企业品牌评估的方法[J].经济论坛,1997(11).
3、Haigh.D.Brand Valuation Measuring and Leveraging your Brand[EB/OL].brandfinance. com,2000.
4、Pringle.H.,Thompson・M.Brand spirit - How Cause-relatedMarketing BuildsBrands[M].John Wiley & Sons,1999.
5、Crimminis.J.C.Better Measurement and Management of Brand Value[M].Journal of Advertising Research,1992(4).
经济与政治的关系范文3
【关键词】政治程序 经济后果 利益均衡
一、会计准则的“政治程序观”与“经济后果观”的兴起
1.“政治程序观”。在无会计管制下，由于信息不对称，按照公司意愿生产的信息不能满足投资者的需要，公司与投资者之间的博弈可能导致选择上的“囚徒困境”。因此，公司与投资者需要一个共同的者――会计准则制定机构根据双方的利益制定会计信息生产的准则。从政治学角度看，会计准则制定权是权力主体通过制定会计准则，规范权力客体会计行为的一种能力。经济上占统治地位的社会主体必然取得政治上的权力。谁拥有政治资源也就拥有了获得政治权力的基础。政府拥有生产资料，暴力工具等资源，与企业投资者、股东、债权人相比，有显著的优势。会计准则的实施需要有强有力的权威来保证，政府是最佳的选择。从经济学角度看，会计准则是一种公共物品，具有非排他性，由此决定了人们不能像从市场上自主控制消费品一样控制会计准则的消费，交易费用的存在使人们不可能通过私人方式达成协议，私人不能提供公共品，只能由政府来提供。从实践角度看，当今世界相当多国家的会计准则的制定过程中，政治因素对会计准则制定的博弈过程有着重大的影响，甚至由政府部门直接颁布实施，“政治程序观”认为会计准则的制定过程实际上是一种政治程序，是政治化的过程。
2.“经济后果观”。会计准则的经济后果一般是指会计信息依据会计准则产生并提供给信息使用者，不同会计准则产生不同的会计信息，从而影响各利益主体的利益分享和社会资源分配格局。会计准则的“经济后果观”是在20世纪60年代出现的和“技术观”相对立的一种观点。简言之，就是不同的会计准则和会计程序形成各个主体不同的利益分配格局。美国的另一位学者Rapaport在《会计准则的经济影响》中也提出相似的观点。通常在有效市场下，只要公司对其所运用的会计政策做出充分披露，市场便会识破由会计政策变动所引起的盈余变化，做出敏感反应。但大量实证研究表明，不影响现金流量的会计政策最终会影响公司股价，对于这一现象的解释，就是所谓的会计“经济后果观”。
二、对“政治程序观”与“经济后果观”的评析
1.“政治程序观”评析。我国基本会计准则制定以借鉴英美模式为主，具体会计准则借鉴了国际会计准则，这与1990年前后的知识存量以及1992年以后国际化的主流意识形态有关。谢德仁认为不论是1992年以前还是以后，中国会计规则制定权合约安排变迁具有供给主导型变迁以及政府干预的特征。陈冬华、陈信元以世纪星源的非货币易为例，对我国的会计准则制定进行案例研究后发现，会计准则的制定不仅仅是会计层面的技术问题，还关乎利益协调的政治问题。杜兴强指出我国上市公司管理当局几乎不参与我国会计准则的制定。会计准则作为一种公共物品，由于交易费用的存在，只能由政府提供，这样可利用政府的强制性克服因“搭便车”造成的公共物品的短缺。在我国，会计准则的性质一直被界定为行政法规。政府确实能够弥补某些市场失灵，但是对于某些失灵，政府却是无能为力的。因此，在制定会计准则的过程中，该如何处理政府与各利益主体的关系，制定程序如何规范仍存在不少问题。
2.“经济后果观”评析。会计准则是一种微观经济政策，具有经济后果。许多知名学者从多角度对会计准则的经济后果展开了研究，一般认为会计准则对经济的影响体现在三个方面：一是对公司财务报告的接受者的影响。面对不同信息内容的财务报告，股东将会做出不同的抉择。二是对搭便车者的影响。在公司财务报告公开后，那些并不是公司法定财务报告的接受者，可以无代价地取得公司报告信息。三是对报告公司自身的影响。报告公司为了取得市场的正面评价，而选择使得财务报告更“漂亮”的经济行为。这样准则就不再是一个纯技术性的规范了。当制定中的准则会影响企业的净利润时，利益主体在参与准则制定过程中，必然努力消除这些影响，最后准则成为各利益主体能接受的结果。关注会计准则的经济后果，要求制定机构具有高度的独立性和权威性，制定人员有广泛的代表性，制定程序的科学性和民主性，以实现准则制定的公平性和有效性。该观点显然忽视了与政治程序相结合，缺乏从政治角度来分析会计准则的经济后果，两者如何结合，发挥相得益彰的作用有待进一步研究。
三、对我国会计准则制定的启示
结合本文对两种观点的分析，笔者认为我国会计准则制定模式是：坚持政府主导的在会计目标约束下的政治程序与经济后果相结合。
1.政府主导与程序民主相结合。在我国，会计准则的性质被界定为行政法规，法律对全社会具有最高约束力。立法程序应该彰显民主的理念，保障民众的参与权利，扩展民众参与的渠道或形式。因此，在准则制定过程中，应注重程序民主，充分听取各方意见，吸收更多的利害关系集团参与，使会计准则具有较高的权威性与有效性。我国准则制定几乎淡化了经济后果，像听证会这样的公开程序，尚未进入制定机构的议事日程，从而制定的准则难免带有制定者的自身效用。为了维护各方利益，在准则制定机构中应该吸收各利益主体的代表，使公有制经济与其他多种所有制经济的利益代表都有权参与会计准则的制定。
2.加强会计准则制定的独立性。我国目前的会计准则制定机构是会计准则委员会，隶属于财政部会计司。只有加强准则制定机构的独立性，才能保证准则制定过程的独立性，制定结果的公正性。准则制定机构的独立性主要是人员的独立以及经济的独立，这就需要把准则制定机构从现有的行政体系中分离出来，成为一个独立运行的机构，吸引政府界、学术界、职业界等优秀人才来参与准则研究与制定。准则制定机构的经费应由政府财政部承担，但对准则制定的技术方面不干预，准则制定机构独立地从事研究、制定等技术工作。
3.体现各相关主体利益均衡性。会计准则具有经济后果，其制定过程必然引起各利益集团的关注，尤其是那些可能会承担不利经济后果的利益集团，必然会试图对准则的制定或修订施加影响，以迫使准则制定机构改变可能对其不利的规定。会计准则制定行为就是这种由政府、会计职业界、投资者、债权人等利益相关者基于自身利益，对制定中的准则实施各种政治策略的行为。目前我国对会计准则的研究大多借助于逻辑推理和主观判断，往往局限于规范研究，较少考虑经济后果。借鉴美国经验，我国也应对会计准则的经济后果开展实证研究，对颁布前的准则经济后果进行预测，考虑社会各界对准则的需求和准则实施的影响，以促进准则制定合理性，体现各相关主体利益均衡，增强准则的有效性。
参考文献：
[1]谢德仁.企业剩余索取权：分享安排与剩余计量[M].上海：上海三联书店，2001.
[2]陈冬华，陈信元.中国会计准则制定中的利益协调.会计研究，2003，(6).
[3]高筠燕，卢锐.会计准则制定：政府导向与程序民主.中山大学学报，2005，45(5).
[4]杜兴强.我国上市公司管理层对会计准则制定的态度及对策探讨[J].会计研究，2003，(7).
经济与政治的关系范文4
【关键词】股票价格指数 房地产销售价格指数 经济增长 VAR模型 Granger因果检验
股票市场是已经发行的股票按时价进行转让、买卖和流通的市场,包括交易所市场和场外交易市场两部分。由于它是建立在发行市场基础上的,因此又称作二级市场。股票市场是建立社会主义市场经济的内在要求,是推动经济体制改革、完善市场机制、建立健全现代企业制度的重要手段之一。在过去的十几年间,我国的股票市场从无到有,从小到大,今天已发展成为我国国民经济的重要组成部分,并在国民经济发展中发挥了积极的作用。十几年来,股票市场为国民经济建设筹集了大量资金,对推动国有企业改革、建立现代企业制度、促进经济结构的调整起到了十分重要的作用。
房地产市场是有关房地产开发、生产经营、流通和消费的内在运行机制,是房地产经济运行的枢纽,是社会主义市场体系中的一个相对独立并且具有明显特征的专门化市场。房地产经济的发展,直接影响到宏观经济的健康运行,因而研究房地产市场与我国经济之间的关系很有现实意义。1998年以来,房地产投资在我国经济和投资增长中起着重要作用。房地产投资额和销售额年均增长率达20%以上,房地产业对经济的拉动作用已达到2个百分点左右,成为我国国民经济支柱产业之一。
20世纪80年代以来,随着全球经济的不断发展,股票市场和房地产市场的规模不断扩大,资产价格的波动对经济政策不断提出新的挑战。特别是在20世纪90年代,许多国家资产价格极度膨胀引发了金融危机,对经济的长期发展造成了不利的影响,股票市场和房地产市场与经济发展的关系日益受到学者们的重视。在我国,随着股票市场和房地产市场规模的不断扩大和完善,这两个市场的变动对国民经济的影响也越来越重要。但是,由于股票市场的不成熟和制度性缺陷,股票市场的发展与宏观经济的发展产生了背离,股价指数波动幅度较大。股票市场的不成熟使得大量的资金流入房地产市场,房地产市场成为重要的投资场所,中国的房地产市场出现了过热的现象。目前中国股票市场、房地产市场同中国宏观经济的变化关系比较复杂,二者在我国的宏观经济政策传导中起着重要的作用,房地产价格和股票价格的不断波动对于通货膨胀的影响也较其他经济变量明显,尤其是近两年来,房地产价格和股票价格都出现了过热的趋势,这必然对经济发展产生一定的影响。因此,分析股票市场和房地产市场与经济增长的关系,揭示二者对我国经济增长的作用,是客观认识股票市场和房地产市场在我国国民经济中的地位以及进一步发展这两个市场的前提。
一、变量选取与数据来源
通常情况下,股市发展状况是以股票价格指数来衡量的。股票价格指数是观察、分析和研究各国或各地区经济形势和经济周期的重要指标。尽管十几年来深沪股市在波动的幅度上有所差异,但总体趋势是一致的,沪市和深市股票波动走势有较强的相关性,比较而言,沪市更具代表性,因而本文选取上证综合指数来代表我国股票市场价格的总水平。本文以季度平均股价指数(沪市月度收盘指数的平均值)代表股票市场的发展。2006、2007、2008年数据来源于上海证券交易所网站上公布的统计月报,其余年份来源于大智慧软件数据。在数据处理上,考虑到股票市场的不确定性和波动性,我们取上证综合指数季度数据的对数,这不仅能使数据更加平滑,也能在检验中消除数据的异方差,同时将指数趋势转换为线性趋势,记为LNSHZ。
本文以房屋销售价格指数代表房地产的发展。我国公布的房屋销售价格指数为同比指标,同比指数以前一年的同期为基期,需要将其转化为以2001年为基期的指数。具体的处理方法为:第一期的房屋销售价格指数=第一期的房屋销售价格同比指数;其他期的房屋销售价格指数=本期房屋销售价格同比指数?鄢上期房屋销售价格指数。再对指标取对数,记为LNFZ。数据来源于中国资讯行高校财经数据库数据整理结果。
本文以国内生产总值代表经济发展水平。由于在中国公布GDP季度数据为季度累计值,所以由两季的差值来代表每季的GDP。数据来源于中国资讯行高校财经数据库。对季节调整后的数据取对数值,对数变换的好处是其一阶差分能近似表示变量的变动率,用lnGDP 表示。在本文研究中将以2001年第1季度到2008年第2季度的房地产销售价格指数、上证综合指数和国内生产总值的季度数据为样本进行实证分析,共选取了30组数据。
本文拟采用VAR 模型来对股票市场价格指数、房地产价格指数和经济增长的关系进行研究。在进行VAR 模型分析之前,首先对各变量进行单位根检验。为了增强检验结果的稳定性,本文采用ADF 统计量对变量序列进行单位根检验。其次,采用Johansen 极大似然法对变量序列进行协整检验,由于VAR模型对滞后长度的选择非常敏感,而传统的信息准则(如AIC等)无法确保VAR模型的残差项是白噪声,本文通过拉格朗日乘数检验(Lagrange Multiplier test)来选取能够使VAR模型的残差项没有显著自相关的最短滞后长度作为解释变量的滞后期。最后,在变量序列存在协整关系的基础上,建立反映长期均衡和短缺调整关系的VECM模型并对变量序列进行Granger因果关系检验,对股票市场价格指数、房地产价格指数和经济增长的关系进行研究。
二、实证分析
对时间序列的分析是通过建立以因果关系为基础的结构模型进行的。这种分析背后隐含的假设就是数据是平稳的。因此往往需要对时间序列的平稳性进行检验,在不平稳的时候尽量进行转换使之变成平稳的序列,以保证t检验、F检验的可信性。
但是如果两列时间序列数据表现出一致的变化趋势,即使他们之间没有任何经济关系,进行回归也可以表现出较高的可决系数。也就是说,这些经济变量之间可能存在一定的长期均衡关系,也就是所谓的协整关系。本部分将在这一思想的基础上进行实证分析。
1、各变量的平稳性检验(ADF检验)
首先,对LNFZ做ADF检验。因为ADF=0.373755,分别大于不同检验水平的三个临界值,所以LNFZ是一个非平稳序列。此情形下,应该继续对其差分序列进行单位根检验。
LNFZ的差分序列(LNFZ)做ADF检验的结果见表1。
因为此时ADF=-3.750799,分别小于不同检验水平的三个临界值,所以差分序列LNFZ是一个平稳序列,因此LNFZ～I(1),为一阶非平稳序列。
然后,对LNSHZ做ADF检验。因为ADF=0.232099,分别大于不同检验水平的三个临界值,所以LNFZ是一个非平稳序列。此情形下,应该继续对其差分序列进行单位根检验。
LNSHZ的差分序列(LNSHZ)做ADF检验结果见表2。
因为ADF=-1.969125,分别小于5%和10%检验水平的临界值,所以在5%的显著性水平下,差分序列LNSHZ是一个平稳序列。因此LNSHZ～I(1),为一阶非平稳序列。
最后,同理对LNGDP做ADF检验。因为ADF=2.414514,分别大于不同检验水平的三个临界值,所以LNGDP是一个非平稳序列。此情形下,应该继续对其差分序列进行单位根检验。
LNGDP的差分序列(LNGDP)做ADF检验结果见表3。
因为ADF=-5.921555,分别小于不同检验水平的三个临界值,所以差分序列LNFZ是一个平稳序列,因此LNGDP～I(1),为一阶非平稳序列。
从上述LNFZ、LNSHZ、LNGDP的ADF检验结果可以看出,它们都不是平稳的,但是它们的一阶差分都是具有平稳性的,即是I(1)型,因此,可以考虑考察三者之间的协整关系。
2、协整检验(Johansen检验)
正如我们前面所提到的,虽然一些经济变量的本身是非平稳序列,但是,它们的线性组合却有可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整方程,且可解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。
这里我们采用Johansen极大似然法检验三个指标之间是否存在协整关系。关于滞后期的选择,本文根据拉格朗日乘数检验(Lagrange Multiplier test)来选取能够使VAR模型的残差项没有显著自相关的最短滞后长度作为解释变量的滞后期,最后确定滞后期为3。Johansen检验的结果见表4。
可知,在5%的显著性水平下接受协整向量个数r=1的假设。由于协整关系度量系统的长期稳定性,因此以上定义的宏观经济系统是一个稳定系统,说明LNGDP、LNSHZ、LNFZ 三个指标存在长期稳定关系。
从对LNGDP 标准化的协整方程来看,协整方程中LNFZ对LNGDP的影响最大,即房地产价格指数对宏观经济的影响更大;而LNSHZ对LNGDP的影响相对较小。从具体的长期数量关系来看,LNGDP对LNFZ的弹性为1.497129,在5%的水平下显著,具有较大的弹性,该估计结果表明,在房价指数与国内生产总值的长期均衡关系中,LNFZ增加1%,将使LNGDP 增加1.497129%,二者之间存在着正向的长期均衡关系,房地产市场的发展对经济增长的发展有正向的作用。LNGDP对LNSHZ的弹性是-0.5198940,在1%的水平下显著,说明LNGDP和LNSHZ成弱的负相关关系。该估计结果表明,在上证综合指数与国内生产总值的长期均衡关系中,LNSHZ增加1%,将使LNGDP减少0.519894%,二者之间存在着反向的长期均衡关系。说明股票市场的发展不但没有促进经济的发展,反而在一定程度上阻碍其发展。
3、向量误差修正模型(VEC)
由于LNGDP、LNFZ、LNSHZ存在协整关系,因此建立修正模型(VEC),反映短期和长期动态均衡关系的误差,具体结果见表5。
误差修正模型度量了长期稳定性对短期波动产生的抑制作用。误差修正模型可以看出,被解释变量LNGDP的波动有两部分引起。
一是LNGDP、LNFZ、LNSHZ短期波动的直接影响,其中LNFZ对LNGDP的短期影响弹性为-4.54367
(-3.045748,-1.497922),房地产价格的短期波动会对经济发展造成不利影响,而LNSHZ对LNGDP的短期影响弹性为-0.8443(-0.135020,-0.709281),股价短期波动也会对经济发展造成影响,而且房地产价格的影响可能更高一些,这可能源于房地产在经济发展中的作用更大的缘故。
二是长期均衡关系的调整。方程误差修正系数为0.011016,在5%的水平下显著。说明长期均衡趋势偏离的收敛机制在起作用。当短期波动偏离长期均衡时,经济系统将以0.011016的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态,协整关系或长期稳定关系对当期的LNGDP 产生刺激作用。
4、Granger因果检验(Granger causality tests)
Granger因果检验的前提要求是平稳的时间序列,从理论上讲,直接对非平稳的时间序列GDP、FZ、SHZ进行因果检验会导致F 检验的无效,由此得到的结论也就缺乏置信度,所以应该用差分后形成的平稳时间序列进行因果检验。在本文中,由于已用X-11方法消除了季节性因素和随机因素,且三个变量之间存在协整关系,因此可以进行变量间的Granger因果关系检验。Granger因果检验对滞后长度的敏感度很大,如前所述,从实证上看,股票市场、房地产市场作为宏观经济的“晴雨表”,其波动周期要比宏观经济周期提前约半年的时间,因此选择滞后期为3。Granger因果检验结果如表6所示。
从表6可得出以下结论:
其一,房地产销售价格是引起GDP指数的granger原因。
其二,房地产销售价格指数与股指之间不存在Granger因果关系。
其三,上证综合指数与GDP指数之间不存在Granger因果关系。
向量误差修正模型揭示的长期关系显示,股价指数和经济增长指标之间有着负向相关关系,但在因果关系检验中却不存在股价指数与GDP指数的双向因果关系,这就说明股市的总体发展并没有导致经济的增长,股市的发展对我国经济的贡献很小。这一方面可能源于我国股市的不成熟和它的制度性缺陷,另一方面也可能是由我国股市的总量规模较小导致。房地产价格指数与经济增长指标之间的相关关系为正,且存在双向的因果关系,这说明在样本期间内,房地产发展已经成为中国经济增长的一个源泉,而且经济增长也会促进房地产业的发展。
三、结论及建议
国外学者在股票市场发展和经济增长关系上的主流看法――股票市场发展和经济增长相互促进――并不适用于我国。回归结果显示,在过去几年间,我国股票市场发展对经济增长的作用是相当有限的,更有甚者,股票市场发展可能不利于经济增长。尽管我国股市具有很强的投机性,但它的发展也并非完全脱离宏观经济发展状况,宏观经济的发展与股票市场存在长期的均衡关系。但因目前股票市场的发展还不成熟,中国股票市场的发展与经济增长之间的相关性十分微弱,经济的增长并没有促进股票市场的繁荣,相反在一定程度上阻碍了其发展。所以,我们眼下不应该过分地强调股票市场在经济发展中的作用。其次,股价指数与国内生产总值之间没有任何因果关系,说明在这段时期股票市场并没有充分发挥其应有的功能,在考虑促进我国股票市场健康运作,推动经济发展的政策上,应致力于长久的结构和制度性的调整。改善股票市场对宏观经济增长作用的途径,根本还在于证券市场本身的完善和规范,提高上市公司质量,扩大市场规模;调整政府角色,减少政府对股票市场的直接干预,加强政府的监管与引导功能;改善股市结构,培育机构投资者,把理性投资者培养成为市场的主导力量,减少股市的投机行为,同时应该规范股票市场的发展,不应该一味地促其发展;重点发展金融中介体,特别是存款货币银行,让存款货币银行在资源配置过程中起主导性作用。
房地产销售价格指数和国内生产总值之间存在着显著的正相关关系,说明两者之间存在长期稳定的均衡关系,且二者之间还存在着双向的因果关系,这说明我国房地产业的发展与经济增长之间存在正向的相互影响作用。一方面,房地产销售价格的变化可以由国家宏观经济发展状况来解释,房地产市场的变化和经济基本相协调;另一方面,房地产发展已经成为中国经济增长的一个源泉。但是,过高的相关系数必须引起注意,近年来,中国经济快速增长,基于对经济增长的良好预期,房地产开发投资迅速增长,海外资金也大量涌入中国房地产市场。同时,房地产发展资金依赖银行信贷、市场规范性较差、市场信号传导不畅、市场主体难以清晰地把握市场信息,这些都潜伏着很大的风险。因此,政府应主要考虑对房地产价格的调控,加强市场的规范、促进信息的透明、建全信用体系、推动市场的自发调节、降低系统性风险,使我国的房地产价格保持在正常的轨道之中,防止房地产泡沫的产生。
房地产销售价格指数和股票价格指数之间也存在一个长期稳定的均衡关系,二者存在着微弱的反向关系,表明房地产和股票作为居民可供选择的投资工具,对于二者的投资仍存在一定的相互替代关系;二者没有任何的因果关系,这说明股价指数的波动并不会引起房地产价格指数的波动。这一实证结果的政策意义是,虽然虚拟经济的影响力正在不断提升,但我国虚拟经济的调整并不会引起实体经济的变化。
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经济与政治的关系范文5
［关键词］ 教育支出 经济增长 面板数据
一、前言
教育作为一种准公共产品，具有较强的正外部性，其对社会福利的影响主要体现在对社会经济增长的影响上。在知识经济时代，经济增长不单纯依靠物质资本、有形资产，科技和人力资本已经成为当今世界经济竞争的核心要素，而教育作为一种无形资产，是人力资本积累和发展的重要途径。众所周知，我国是一个人口大国，要将富足的人口最大程度地转换为人力资源，主要还在于教育。
对于教育支出对经济增长的效应问题，国内外学者们已大致作了以下研究：美国经济学家舒尔茨(1961)在对美国1929年至1957年教育投资增量的收益率作了测算，发现1929年至1957年美国教育对国民经济增长的贡献率为33%，认为教育可以通过提高劳动生产率，进而促进经济的增长。Helms(1985)利用美国48个州1965年到1979年数据回归发现，增加教育支出可以提高以个人收人表示的经济增长。我国学者沈利生等(1999)认为人力资本投资的收益率高于物质资本。王超等（2004）在进行我国教育与经济增长的实证研究中得出结论：作为一种特殊的公共支出，教育投入对经济增长的贡献将大大高于诸如资本品的其他要素投入对经济增长的贡献。而智立红等(2007)通过1995年到2005年我国国内生产总值与教育投资额和基本建设投资关系的实证研究，得出国家基本建设投资对国内生产总值的贡献要高于教育投资。
华东地区是我国资本和劳动力较为活跃的经济地区。从1996年到2005年，华东地区总教育经费支出占GDP的比重的情况如表1所示，其趋势变动如图1所示。教育具有较强的公共性，特别在我国，教育支出大部分是由国家财政支出的。表2给出的是2000年若干国家公共教育支出占GDP的比重。可以了解到，即便在我国的华东地区，总的教育支出规模还处于不高的水平，并且近年来这种水平还呈现出有所下降的趋势。本文的重点就在于考察华东地区教育支出对经济增长的关系并以此得出相应的政策建议。
表1：华东地区历年教育经费支出总额占GDP比重（1996年-2005年）
数据来源：中国统计年鉴，作者整理。
图1：华东地区1996年-2005年教育经费支出占GDP比重趋势图
表2：世界若干国家2000年公共教育支出占GDP的比重（单位：%）
资料来源：东北财经大学经济与社会发展研究院“教育政策研究课题组”。
二、实证分析
（一）模型设定
根据新古典增长模型Y=f(K,L)，经济增长取决于资本存量和劳动力供给。本文采用柯布-道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function）进行生产，生产函数形式为：
我们将这个生产函数进行合理的简单扩展，把教育支出作为一种教育资本的投入，结合社会物质资本以及劳动供给，在其他条件不变的假设下，考察教育支出对经济增长的影响。如前文所述，教育作为一种典型的无形资产，那么与其相对应的便是有形物质资本，因此本文选取了较具代表性的固定资本形成总额作为典型的物质资本的投入。将①式化为对数形式：
由于面板数据（Panel Data)是指n个不同实体在T个不同时期被观测的数据。模型中的系数可能会受被忽略的实体差异的影响，比如各地区气候条件差异、文化底蕴不同等因素。考虑到这些影响，本文将结合使用固定效应模型（FEM）的方法来处理。
综合上述分析，根据②式的形式，本文建立如下计量模型来解释宏观经济因素，尤其是教育支出对于经济增长的影响。模型将不随时间变化但在各省市之间不同的难以观测的变量纳入，避免了由地区固定效应产生的遗漏变量。再考察解释变量教育支出（ED），固定资本（FK）和劳动供给（L）与被解释变量国内生产总值（GDP）之间的相关性。模型采用对数-对数模型，这是因为：（1）能够较好地描述解释变量和被解释变量之间的相对变化；（2）能够在一定程度上消除异方差的影响；（3）较符合柯布-道格拉斯生产函数。
理论模型：
其中，是常数项，是待估参数，ε是误差项，i表示不同的实体，t表示不同的时间。GDP是指地区的国内生产总值，用以描述经济增长。ED指教育支出，其系数测度教育支出对经济增长的影响。FK是指固定资本，用以描述社会主要的物质资本对经济增长的影响。L指地区就业人数，用以描述劳动力的供给。Z表示不随时间变化但在省际间发生变化的遗漏变量。（二）数据选取
本文所用数据均来自《中国统计年鉴》（1997-2006）。由于1996年以后才有各地区的教育经费支出数据，且2006年起不再统计年末从业人数，因此，本文使用的是华东地区六省一市即上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西和山东，从1996年到2005年的面板数据。
根据已建立的模型，数据的具体选取如下：（1）GDP值：各地区历年国内生产总值；（2）教育支出（ED）：选取各地区教育经费支出总额作为社会的教育资本投入，它包括了公共教育支出以及非公共教育支出；（3）固定资本（FK）：各地区固定资本形成总额，用来代表社会物质资本的投入；（4）就业人数（L）：各地区历年从业人数。
特别指出，整理得到的历年各地区国内生产总值（GDP）、教育支出（ED）、固定资本（FK）都根据《中国统计年鉴》（2007）以1985年为基年的居民消费价格指数（CPI）进行了平减处理，从而得到可比的实际数据。（三）实证检验
本文采用去均值实体（Entity-demeaned）的OLS法，通过STATA 9.0对面板数据基于已经设定的模型进行估计。回归结果如表3所示：
表3：华东地区教育支出对经济增长影响的回归结果
注：系数下的括号给出的是系数的标准误。符号**表示系数在1%显著性水平下在统计上是显著的，符号*表示系数在5%的显著性水平下在统计上是显著的。
可以看出，模型的拟合效果较好，拟合优度达0.9946。因为F值较大，模型在总体上是显著的，说明方程具有较强的解释能力。而且模型的所有参数均通过显著性水平为0.05的参数显著检验。
依照模型的回归结果，我们可以得出以下结论：
在考虑了地区固定效应的情况下，教育支出、就业人数和固定资本总额都对经济增长有着显著的正相关，教育支出、就业人数的回归系数较大，而固定资本的系数较小。教育支出每增加1%，GDP增加0.4710%；劳动供给每增加1%，GDP增加0.5287%；固定资本每增加1%，GDP增加0.2369%。结合实际情况与回归结果，可以看出两点：首先，教育支出对经济增长有明显促进作用，其影响高于固定资本对经济增长的影响，这在一定程度上说明了人力资本对经济增长的作用已经超过了物质资本的影响；其次，教育支出的系数与固定资本总额的系数之和与就业人数系数的比较，从某种程度上揭示了华东地区的经济中资本与劳动力这两大要素的发展情况。
三、结论与政策建议
基于以上的实证分析，为了更好地发挥教育支出对我国华东地区经济增长的促进作用，并作为全国范围的参考，本文给出了以下政策与建议：
（一）从总体看，教育支出的增长率与经济增长率存在显著正相关。华东地区是我国经济较发达的地区，在消除了省际差异条件下，教育支出对经济影响的力度已经超过物质资本投入的影响。因此教育支出应适当增大。由于我国的教育支出几乎大都是财政支出，因此政府应当负担起提供这个正外溢性很大的准公共产品的职责。从全国来看，2002年我国政府的教育支出占GDP的比重为2.96%，发达国家这一比重一般在6%左右，而发展中国家平均也为4%。这说明了我国教育支出的总量仍然不足，走依靠科技和提高劳动力素质的内涵式增长道路是必要的。
（二）优化经济增长的内部结构，提高各要素运作效率。在经济增长的过程中应该协调各要素的作用，一方面，重视教育科技等无形资产，另一方面，不能忽视物质资本以及劳动力的作用，这样才不会导致某一要素达到饱和而使其边际产出下降。只有保持平衡合理，经济才能更加健康稳定地发展。至于教育体系内部资金运作效率的提高，政府可以考虑从深化教育体制改革等方面入手，科学合理地配置资源，以免造成教育资源的浪费。从而使教育投入的增加能够最大程度地转化为人力资本的积累，促进经济的增长。
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经济与政治的关系范文6
关键词：信息时代市场经济环境；编辑职能的转变；机遇；挑战
中图分类号：G213 文献标识码：A 文章编号：1672-8122（2012）09-0116-02
随着经济体制的转变和信息科技的发展，当今社会已进入市场经济环境下的信息时代，制作与传播各种信息产品的媒介产业和文化产业，已成为我国重要的经济产业组成部分。编辑活动外部环境的变化，决定了编辑职能转型的必要性和必然性。扩展编辑职能，以适应市场经济和数字化出版的需要，已成为一种迫在眉睫的趋势。
一、编辑必须加强市场意识，延展传统职能
编辑工作是对人类的社会精神产品包括图书报刊、广播电视、网络、声像制品等的原稿进行选择加工，使之广为传播的活动。编辑活动的本质是在一定社会环境下通过一系列编辑手段的实施，包括对特定的信息内容进行策划、选择和整合，使其产品转化成不同负载物的文化产品，从而将各种形态的文化传播并保存下来的生产劳动。传统意义上的编辑职能，主要有信息采集、组稿、选稿、审稿、加工等环节，当时的编辑活动处于出版活动的前端，编辑的作品一旦进入印刷环节，编辑活动基本大功告成[1]。在原来的计划经济时代，编辑活动和编辑部门较少承受来自经济的压力，编辑劳动者作为文化生产到文化接受的中间媒介，在文化传播的层层递进、传向读者的过程中，保持较强的独立性。而在市场经济充分发展的社会里，文化产品、精神产品的生产和传播完全进入市场经济的惊涛骇浪里，任何文化产品和精神产品都得经受洗礼和考验。
传统的编辑活动出现了变化，从单纯的不管发行不必承担经济责任只需注重出版物内容和质量，到面向市场、满足读者需要转变，编辑模式向以读者为中心转变，市场策划在编辑活动中成为出版活动能否获得良好经济效益的第一要点。在知识经济时代，随着高新技术和信息技术的快速发展，全球经济的增长方式已发生发根本性变化，知识超越物质基础和低端劳动力等因素，成了经济增长的助推器。
目前，出版业不仅要承担传统意义上的文化功能，还要融入到现代国民经济中去，成为整个国民经济产业中主要的组成部分。此外，信息科技快速发展，新媒介不断涌现，传媒环境复杂化，新旧媒介之间既有竞争也有融合，形成了和以前大为不同的文化传播环境。
由于计算机网络等技术的普遍使用，编辑出版工作的各个环节已经实现了自动化与数字化。目前的出版活动不仅仅在媒体的载体与传播方式上发生了改变，同时对编辑工作活动提出了新的职能要求，编辑工作者要既懂出版又懂市场，还要能掌握现代信息技术和现代出版手段，拥有多元的知识结构和行业素质，以适应市场经济环境下数字化出版的需要。
在市场经济不断深入的今天，文化产品受市场影响极大，编辑职能不得不作出相应的扩展和转变，由出版的前端延伸到出版的整个过程，即从选题开发、组稿、审稿、编校等原本相对传统封闭的编辑工作，延展到发行、宣传等经营活动中去。编辑活动虽然仍以编辑作品为中心，但活动的范围涵盖了信息传播和市场营销。编辑工作既要兼顾文化又要兼顾市场，既要讲究社会效益又要讲究经济效益，不仅要关注市场，而且还要贴近市场、了解市场、引导市场。在市场经济条件下，注定了要求编辑不但要对书稿的内容和形式负责，而且还要对图书进入市场后的销售结果负责任。但是，市场是千变万化、市场信息常常是不对称的，发现市场发现商机需要编辑具有敏锐的眼光，更需要做深入细致的调查研究[2]。
因此，编辑在做选题策划的过程中，首先，要对市场环境进行分析，分析外在的政治、经济、文化和社会等因素对媒介产品的影响，然后根据自身的规模、特色、渠道等，找出自己能够满足社会需求的产品定位，分析自身的优势、劣势、机会等，从而发现市场需求，以及如何能够满足这种需求，从中找到获得发展的机遇。其次，要做好宣传、包装和营销工作。要善于选择合适的营销策略、发行方式、广告宣传、信息反馈渠道等。要想在竞争激烈的出版市场中获得成功，必须要制订详细的营销策划方案，给自己准确定位，尽可能地挖掘市场空间，采取多样化、多渠道的宣传方式，充分兼顾长期、中期、短期的营销效应，密切关注市场和读者心理的发展变化，随时跟进和调整营销策略，同时，建立完善的信息反馈制度，采取定期和随机的方式对分销渠道进行走访和考察，协助其做好信息以及对读者的宣传和引导工作，并做好售后跟踪服务，努力取得社会效益和经济效益的最大化。
在市场经济环境下，编辑的市场意识应始终贯穿于编辑工作的全过程，只有在编辑确实认识到市场意识存在的重要性时，才可能更有目的性，才可能在编辑工作中发挥更加积极的作用。
二、尽快掌握网络时代所必需的技能，以适应数字出版产业的需求
