序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術(shù)，我們?yōu)槟鷾?zhǔn)備了不同風(fēng)格的5篇工業(yè)經(jīng)濟增長，期待它們能激發(fā)您的靈感。

篇1

文中的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《煤炭工業(yè)年鑒》。為剔除價格因素影響，需將煤炭工業(yè)總產(chǎn)值處理為以2000年價格為不變價格的數(shù)據(jù)。

（一）缺失數(shù)據(jù)的處理本文的缺失數(shù)據(jù)為2004年煤炭工業(yè)年末平均就業(yè)人數(shù)，采用均值插補法估計2004年煤炭工業(yè)的年末平均就業(yè)人數(shù)，估計值為406.21萬人。

（二）資本存量的核算投資價格指數(shù)選用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。本文參考王玲［3］對煤炭采選業(yè)資本存量的計算結(jié)果，并利用投資價格指數(shù)將其折算為2000年價格為基數(shù)的數(shù)據(jù)。本文選用新增固定資產(chǎn)作為當(dāng)年投資。統(tǒng)計年鑒中缺少2000-2003年煤炭采選業(yè)的固定資產(chǎn)交付使用率。2000-2003年，煤炭采選業(yè)占采掘業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值比重約為30%。故用2000-2003年采掘業(yè)的固定資產(chǎn)交付使用率，來估計煤炭采選業(yè)的固定資產(chǎn)交付使用率。本文利用固定資產(chǎn)原值和固定資產(chǎn)凈值計算煤炭工業(yè)的固定資產(chǎn)折舊率［4］。1986-1991年，我國煤炭工業(yè)固定資產(chǎn)折舊率的官方數(shù)據(jù)在4.43%-4.87%間浮動。隨著現(xiàn)代化煤礦開采的機械設(shè)備、材料的更新?lián)Q代加快，固定資產(chǎn)的折舊率可浮動至10%。故對2009、2010、2012年的折舊率進行調(diào)整。計算結(jié)果如表1所示。

二、實證分析

（一）回歸分析1．計量檢驗各時間序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表2所示，可知lnY、lnK、lnGL、lnT為一階單整。協(xié)整檢驗結(jié)果如表3所示。可知，在置信度為95%的水平上，lnY、lnK、lnGL、lnT存在協(xié)整關(guān)系，即煤炭工業(yè)總產(chǎn)值與煤炭工業(yè)的資本存量、一般人力資本、科技人才具有長期的動態(tài)均衡關(guān)系。該模型的各回歸系數(shù)的相伴概率均小于0.05。F=1158.689〉F（3，13-3-1）=6.99，通過檢驗。R-squared=0.9983，AdjustedR-squared=0.9974，說明該模型的擬合性較好且優(yōu)于原回歸方程。D.W.=2.1374說明修正后的回歸方程不存在序列相關(guān)。

（二）實證結(jié)果由上述分析可知，α=1.4815，β=0.4918，γ=0.3518。正規(guī)化處理后，α’=0.6372，β’=0.2115，γ’=0.1513。各要素對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率如表4所示。2000-2012年科技進步對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為68.92%，2000-2003、2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技進步的貢獻率在50%左右波動，說明科技進步是推動煤炭工業(yè)發(fā)展的重要動力。2000-2012年資本存量對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為17.22%，在各計算基期，資本存量的貢獻率逐年增加。這是由于各項目的啟動需大量資金支撐，煤炭工業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)對資金的依賴性。2000-2012年一般人力資本、科技人才對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率分別為2.38%、11.48%。2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技人才對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率穩(wěn)定在20%左右。2010-2012年一般人力資本的貢獻率，則由2.6%左右增加到9.69%。原因在于，煤炭“黃金十年”期，煤炭工業(yè)的規(guī)模急劇擴大，導(dǎo)致就業(yè)人數(shù)增加，經(jīng)2004-2006、2007-2009計算基期的累積，集中表現(xiàn)為2010-2012年一般人力資本的貢獻率的驟增。這也與計算模型的選取和計算基期劃分的局限性有關(guān)。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論首先，科技人才的產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.2115，資本和一般人力資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.6372、0.1513。當(dāng)科技人才、資本存量、一般人力資本的投入增加1%，煤炭工業(yè)總產(chǎn)值將分別增加0.21155%、0.6372%、0.1513%。可知，科技人才對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的驅(qū)動性，弱于資本存量對其的驅(qū)動性。其次，2000-2012年科技人才對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率為11.48%，且在各計算基期，科技人才的貢獻率在20%左右波動。2000-2012年，科技進步、資本存量、一般人力資本對煤炭工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率分別為68.92%、17.22%、2.38%。可知，科技人才是推動煤炭工業(yè)進步的重要驅(qū)動因素。

篇2

一、變量及變量的平穩(wěn)性檢驗

為了考察南通工業(yè)經(jīng)濟增長與勞動、資本、能源消費、科技進步四影響因素之間協(xié)整關(guān)系，本文首先擇取自1978～2009年間的南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值及其指數(shù)、工業(yè)從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資完成額、發(fā)電量、各類專業(yè)技術(shù)人員數(shù)（相關(guān)數(shù)據(jù)均來自各年《南通統(tǒng)計年鑒》）；其次將南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值、全社會固定資產(chǎn)投資完成額按1978年不變價格進行調(diào)整；最后對各變量取自然對數(shù)，從而完成對各數(shù)據(jù)的預(yù)處理工作。

一般地，在分析經(jīng)濟變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系時，只有在檢驗變量的平穩(wěn)性后，才可進一步進行協(xié)整分析。如前所述，各經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)在經(jīng)過價格指數(shù)化處理后，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別取其對數(shù)。南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資完成額、發(fā)電量、各類專業(yè)技術(shù)人員數(shù)之對數(shù)值分別記為lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分別使用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。ADF檢驗滯后期選取原則是采用降階搜索法，在保證殘差不相關(guān)前提下，采用AIC與SC準(zhǔn)則，兩者最小時的滯后長度為滯后期。對于回歸中是否包括常數(shù)項和線性趨勢項的處理方法，一般地，在回歸中首先包含常數(shù)項和線性趨勢項，如果參數(shù)檢驗顯著，應(yīng)在回歸模型中包含，否則應(yīng)排除之。具體檢驗結(jié)果（見表1）。

通過檢驗可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均為一階單整的時間序列，其一階差分序列在10%的顯著水平上為平穩(wěn)序列。滿足變量協(xié)整的條件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj間可能存在協(xié)整關(guān)系。

二、協(xié)整分析及檢驗

（一）協(xié)整檢驗

協(xié)整分析是用于非平穩(wěn)時間序列變量組成的關(guān)系中長期均衡參數(shù)估計的技術(shù)。目前最常用的協(xié)整分析方法是Engle-Granger（EG）兩步法和Johnsen和Juseliu（sJJ）的極大似然法。一般地，對多變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗應(yīng)采用Johnsen檢驗法（即JJ檢驗法）。因使用JJ方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，故采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來確定最佳滯后階數(shù)，經(jīng)采用降階搜索法依次驗證，發(fā)現(xiàn)當(dāng)P=1時AIC和SC值最小，故可確定滯后期為1。在滯后期確定后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果（見表2）。

由（表2所示）檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在一個協(xié)整關(guān)系，即在研究的5變量之間存在一種長期均衡關(guān)系，系統(tǒng)遲早能將新息變化帶來的沖擊加以吸收，使系統(tǒng)維持在一個均衡的狀態(tài)下運行，協(xié)整方程為：ln=0.284390lnlab+0.0337830lncap0.067468lnkj0.099368lnny+9.889550由協(xié)整方程可以看出，投資每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值增長0.33個百分點；勞動力每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.28個百分點；科技投入每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.06個百分點；能源消費每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.09個百分點。由此可知，投資和南通工業(yè)增長存在長期的正向關(guān)系，投資對南通工業(yè)經(jīng)濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業(yè)經(jīng)濟增長存在長期的負向關(guān)系，與理論上不是很一致，這可能是與當(dāng)前此三因素對南通工業(yè)經(jīng)濟增長影響力弱有關(guān)。

（二）VAR模型估計

根據(jù)上面的分析，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，在滯后1階的情況下，對VAR（1）模型殘差進行JB正態(tài)性檢驗、LM自關(guān)檢驗和White異方差檢驗，顯示殘差服從正態(tài)分布、無自相關(guān)、不存在異方差，且所有特征根根模的倒數(shù)都小于1，說明VAR（1）模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。VAR（1）模型估計結(jié)果（如表3所示）。其中5個回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，這足以說明5個回歸函數(shù)的擬合程度很好。

（三）向量誤差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理證明了協(xié)整與誤差修正模型的必然聯(lián)系。

只在一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系，一定具有誤差修正模型的表達式存在，即可以建立誤差修正模型。建立在協(xié)整理論上的VEC模型既能反映不同經(jīng)濟序列間長期信息，又能反映短期偏離長期均衡的修正機制，是長短期結(jié)合具有高穩(wěn)定性和可靠性的一種經(jīng)驗?zāi)Ｐ停ㄈ绫?所示），VEM模型的穩(wěn)定性條件滿足自相關(guān)性檢驗、異方差檢驗和正態(tài)性檢驗要求。當(dāng)以lngy為因變量時，誤差修正系數(shù)為-0.177010，符合反向修正機制，表明每年實際的南通工業(yè)總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy為因變量的誤差修正模型表達式還反映：lnlab的短期變動對lngy存在正向影響，勞動力投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將增加0.01%；而lnkj的的短期變動對lngy存在反向影響，科技投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將降低0.07%；lncap的短期變動對lngy無影響。

（四）方差分解

方差分解的主要思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的部分，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性，（如表5所示）顯示的是南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的方差分解情況，可以看出能源消費（lnny）和科技投入（lnkj）對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響一直較弱。勞動力（lnlab）和資本投資額（lncap）則有不斷增強的趨勢，且構(gòu)成對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）最主要的兩個因素，其中資本投資額（lncap）影響最大。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)。具體地，其反映的是在擾動項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。為充分描述短期內(nèi)的動態(tài)效應(yīng)，本文采用累積脈沖響應(yīng)形式。從圖1來看，勞動力（lnlab）的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）有正向影響，即會導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值逐漸增加，最后在第9期以后穩(wěn)定在0.18左右。這說明勞動力（lnlab）對南通工業(yè)產(chǎn)值有長期的正效應(yīng)，這與協(xié)整方程得到的長期均衡關(guān)系表現(xiàn)不一致；資本投資額（ncap）的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）亦有正向影響，但較勞動力（lnlab）的影響更大，其導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值在第4期前增長迅速，然后增長趨緩，至第8期后穩(wěn)定于0.30附近。這亦反映出資本投資額（ncap）對南通工業(yè)產(chǎn)值有長期的正效應(yīng)；當(dāng)科技投入（lnkj）出現(xiàn)一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時，它在1～3期內(nèi)對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響經(jīng)歷了先負后正的過程，第4期到達峰值00.004附近，然后緩慢趨于0值，但這也與長期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果稍有不同；能源消費（lnny）的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）有負向影響。其導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值第2期到達峰值-0.007附近，然后緩慢趨于0值。總之，可看出上述四因素中，勞動力（lnlab）和資本投資額（ncap）對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響較大；科技投入（lnkj）和能源消費（lnny）的影響很小，這與前面方差分析中的結(jié)論一致。

三、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，有待進一步驗證。此處分別對序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列進行了格蘭杰因果檢驗，選取滯后1~6階。使用Eviews6.0軟件將存在單向或雙向因果關(guān)系的回歸結(jié)果整理（如表6所示)。水平上，lncap是lngy的格蘭杰原因。也就是說，短期內(nèi)資本投資對南通工業(yè)產(chǎn)值有促進作用。（2）當(dāng)滯后期為3、4階時，在10%的顯著水平上，lngy是lnkj的格蘭杰原因。

也就是說，在中期內(nèi)，南通工業(yè)產(chǎn)值增長對科技投入的提高有促進作用。（3）當(dāng)滯后期為3階時，在5%的顯著水平上，lngy是lnlab的格蘭杰原因。也就是說，在中期內(nèi)，南通工業(yè)產(chǎn)值增長對勞動力投入的提高有促進作用。（4）當(dāng)滯后期為1、6階時，lnny是lnlap的格蘭杰原因。也就是說，在短期及長期內(nèi)，南通能源消費的提高對南通地區(qū)勞動力增長有促進作用。（5）當(dāng)滯后期為2、3階時，lnkj是lnny的格蘭杰原因。也就是說，在短中期內(nèi)，科技投入的增加對南通能源消費的提高有促進作用。（6）當(dāng)滯后期為1～6階時，lngy不是lnny的格蘭杰原因，lnny也不是lngy的格蘭杰原因。也就是說，南通工業(yè)產(chǎn)值的提高對南通能源消費的促進作用不明顯；同時南通能源消費增長對南通工業(yè)產(chǎn)值的促進作用也不明顯。

四、結(jié)論與研究啟示

（1）南通工業(yè)經(jīng)濟增長與勞動力投入、資本投資、能源消費及科技投入之間存在長期的均衡關(guān)系。其中資本投資每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值增長0.33個百分點；勞動力每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.28個百分點；科技投入每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.06個百分點；能源消費每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.09個百分點。由此可知，投資和南通工業(yè)增長存在長期的正向關(guān)系，也就是說，投資對南通工業(yè)經(jīng)濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業(yè)經(jīng)濟增長存在長期的負向關(guān)系，與理論上不是很一致，這可能需要進一步的研究與探尋。

（2）向量誤差修正模型（VECM）反映出，勞動力投入的短期變動對南通工業(yè)產(chǎn)值存在正向影響，勞動力投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將增加0.01%；而科技投入的的短期變動對南通工業(yè)產(chǎn)值存在反向影響，科技投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將降低0.07%；資本投入的的短期變動對南通工業(yè)產(chǎn)值無影響。此外，誤差修正系數(shù)為-0.177010，符合反向修正機制，表明每年實際的南通工業(yè)總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。

篇3

【關(guān)鍵詞】中國工業(yè)經(jīng)濟；動力機制轉(zhuǎn)換；分析與研究

在社會的發(fā)展中，工業(yè)的生產(chǎn)是國家經(jīng)濟的核心，在經(jīng)濟增長、勞動力轉(zhuǎn)移以及生產(chǎn)率等方面的提高有著十分重要的作用。有效的推動工業(yè)經(jīng)濟增長動力機制的轉(zhuǎn)換，是國家打造經(jīng)濟升級的關(guān)鍵所在。而我國的經(jīng)濟同我國的國情一樣都處于發(fā)展中階段，工業(yè)的內(nèi)外不條件在根本上已經(jīng)發(fā)生了變化，導(dǎo)致結(jié)構(gòu)失衡就成為了工業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展路上的阻礙。所以將工業(yè)經(jīng)濟增長動力體制進行有效的轉(zhuǎn)換，在一定程度上就可以實現(xiàn)新型驅(qū)動增長模式，從而為我國的經(jīng)濟發(fā)展建設(shè)再添光彩。

一、工業(yè)經(jīng)濟增長動力機制形成的原因

就現(xiàn)在的形式來看，中國工業(yè)經(jīng)濟投入主導(dǎo)的增長動力機制的根源就是政府的主導(dǎo)和投資驅(qū)動的增長。在隨著城市化建設(shè)的不斷發(fā)展，地方政府對當(dāng)?shù)氐耐恋刭Y源、礦產(chǎn)資源等方面都有了一定的控制，為了提高當(dāng)?shù)貐^(qū)域的經(jīng)濟增長的速度而下發(fā)了各種優(yōu)惠政策，希望能夠大力的引進投資來促進工業(yè)經(jīng)濟的增長，這樣就會更一步的突出了政府的主導(dǎo)能力以及投資驅(qū)動的工業(yè)增長方式的特點。因此就進一步形成了以資本要素投入主導(dǎo)型工業(yè)經(jīng)濟的增長方式。

二、我國目前工業(yè)經(jīng)濟增長動力機制的缺點

1.降低了增長效率，阻礙了市場經(jīng)濟的發(fā)展

地方政府為了給工業(yè)投資提供價格獲得更低的資源，就給予了更多的優(yōu)惠政策，這樣長期以往就會嚴重阻礙的工業(yè)經(jīng)濟的增長效率。然而對工業(yè)投資進行地區(qū)性的財務(wù)補貼或是提供一些惠民政策，就會導(dǎo)致地區(qū)行產(chǎn)能過剩的問題加重，使地區(qū)資源的負載壓力過大，工業(yè)生產(chǎn)性資源在整個工業(yè)產(chǎn)業(yè)中是配置效率有所降低。另外，地方性補貼的競爭和資源低價競爭就會給一些效率較低的企業(yè)獲得重新生存發(fā)展的機會，就使得本應(yīng)該被競爭淘汰的企業(yè)的生存提供了一定的空間，就在根本上阻礙了企業(yè)在市場競爭競爭力上的優(yōu)勢，所以說，這種方式不僅使好的資源得不到有效的利用，而且從一定的角度上來講對資源也是一種嚴重的浪費。

2.降低工業(yè)內(nèi)的資源配置

在工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展中，與上述引進各類工業(yè)等現(xiàn)象相反的一種極端方式就是政府抑制或直接淘汰那些效率相對較低的企業(yè)。政府部門對資源要素有一定的控制力，在一定程度上還可以決定土地礦產(chǎn)等資源在工業(yè)內(nèi)部或是企業(yè)之間的分配和調(diào)動，另外政府部門還可以在具有新工藝、新技術(shù)的企業(yè)中進行重點的扶持和幫助，進而就加快了一些效率較低或是生產(chǎn)方面落后企業(yè)的滅亡速度。這種做法不僅違背了市場經(jīng)濟發(fā)展的原則，還造成了不顧自身發(fā)展情況而盲目的去追求新工藝、新技術(shù)的現(xiàn)象，將一些市場中的需求商品逐步歸類為淘汰商品，不能夠很好的根據(jù)需求生產(chǎn)的發(fā)展呢原則進行工業(yè)的生產(chǎn)，就在一定程度上阻礙了市場競爭力的發(fā)展，降低了工業(yè)內(nèi)的資源配置，從而加重了產(chǎn)能過剩的問題。

三、工業(yè)經(jīng)濟增長動力機制的缺點的建議和對策

1.政府要對市場制度進行合理的完善

政府在下發(fā)一系列政策時，首先要理清工業(yè)與市場之間的關(guān)系，同時也要加快要素市場的改革，將原有的政府主導(dǎo)要素分配的局面進行有效的改革，使市場在要素資源的配置中 發(fā)揮出重要的作用。其次要推進地區(qū)的制度，明確土地產(chǎn)權(quán)，根據(jù)國家的相關(guān)國定對土地的管理進行合理有效的完善，防止要素的價格不合理等現(xiàn)象的發(fā)生。

2.建立公平合理的市場競爭環(huán)境

政府要讓市場發(fā)揮出優(yōu)勝劣的作用，積極的創(chuàng)建公平合理的市場競爭環(huán)境，就使企業(yè)在不斷創(chuàng)新中改進其生產(chǎn)效率。要想提高政府的管理效率，就要將一些不必要的審批和程序取消，讓不同規(guī)模的企業(yè)也要擁有合理公平的競爭機會。與此同時，要保障企業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，并且要完善知識產(chǎn)權(quán)的保護制度。從而在一定程度上加大對知識產(chǎn)權(quán)的執(zhí)行力度。政府還要防止在地方保護主義的存在，確保企業(yè)能夠得到公平競爭的機會，也使市場的公平競爭環(huán)境更加的和諧，企業(yè)的發(fā)展在其作用下更加輝煌。

四、結(jié)束語

在我國經(jīng)濟發(fā)展不斷加快的同時，工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展也在不斷的進行更新。我國的工業(yè)作為我國經(jīng)濟發(fā)展的主體，其發(fā)展的好壞就直接影響了我國經(jīng)濟的發(fā)展?fàn)顩r，在其中起到了重要的作用。工業(yè)企業(yè)要想能虺ぴ兜姆⒄梗就要適應(yīng)當(dāng)代的經(jīng)濟發(fā)展需求，將原有的工業(yè)經(jīng)濟增長動力機制進行一定的創(chuàng)新。就目前而言，政府主導(dǎo)以及投資驅(qū)動的工業(yè)經(jīng)濟增長方式才是阻礙工業(yè)增長效率的根源。所以，政府必須在市場方面建立相應(yīng)的制度管理體系，讓市場在其中發(fā)揮決定性的作用，從而促進技術(shù)的創(chuàng)新。

參考文獻：

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[2]原磊. 推動中國工業(yè)經(jīng)濟增長動力機制的轉(zhuǎn)換[J]. 中國發(fā)展觀察，2014，07：16-19.

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篇4

【關(guān)鍵詞】工業(yè)經(jīng)濟；影響因素；協(xié)整分析

近年來，國內(nèi)不少學(xué)者從不同角度對工業(yè)經(jīng)濟增長的影響因素進行了分析研究，主要集中于以下三方面：（1）外向經(jīng)濟對工業(yè)經(jīng)濟增長影響研究；（2）制度變遷及政府行為對工業(yè)經(jīng)濟增長影響研究；（3）傳統(tǒng)要素（勞動力、技術(shù)進步等）對工業(yè)經(jīng)濟增長作用研究。綜合來看，盡管學(xué)術(shù)界在理論上對工業(yè)經(jīng)濟增長影響因素的判別及其影響等方面取得不少共識，但在具體分析時仍存在許多差異，如在工業(yè)經(jīng)濟增長模型的選擇和檢驗方面，不同的指標(biāo)及模型就會產(chǎn)生不同的結(jié)論。本文擬選取勞動、資本、能源及科技進步作為影響工業(yè)經(jīng)濟增長的四因素，建立工業(yè)經(jīng)濟增長與上述影響因素關(guān)系的多變量協(xié)整模型，進行南通工業(yè)經(jīng)濟增長與其影響因素的長期均衡和短期波動的實證分析。

一、變量及變量的平穩(wěn)性檢驗

為了考察南通工業(yè)經(jīng)濟增長與勞動、資本、能源消費、科技進步四影響因素之間協(xié)整關(guān)系，本文首先擇取自1978～2009年間的南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值及其指數(shù)、工業(yè)從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資完成額、發(fā)電量、各類專業(yè)技術(shù)人員數(shù)（相關(guān)數(shù)據(jù)均來自各年《南通統(tǒng)計年鑒》）；其次將南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值、全社會固定資產(chǎn)投資完成額按1978年不變價格進行調(diào)整；最后對各變量取自然對數(shù)，從而完成對各數(shù)據(jù)的預(yù)處理工作。

一般地，在分析經(jīng)濟變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系時，只有在檢驗變量的平穩(wěn)性后，才可進一步進行協(xié)整分析。如前所述，各經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)在經(jīng)過價格指數(shù)化處理后，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別取其對數(shù)。南通地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資完成額、發(fā)電量、各類專業(yè)技術(shù)人員數(shù)之對數(shù)值分別記為lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分別使用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。ADF檢驗滯后期選取原則是采用降階搜索法，在保證殘差不相關(guān)前提下，采用AIC與SC準(zhǔn)則，兩者最小時的滯后長度為滯后期。對于回歸中是否包括常數(shù)項和線性趨勢項的處理方法，一般地，在回歸中首先包含常數(shù)項和線性趨勢項，如果參數(shù)檢驗顯著，應(yīng)在回歸模型中包含，否則應(yīng)排除之。具體檢驗結(jié)果（見表1）。

通過檢驗可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均為一階單整的時間序列，其一階差分序列在10%的顯著水平上為平穩(wěn)序列。滿足變量協(xié)整的條件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表1ADF單位根檢驗結(jié)果

注：表示對變量進行一階差分；ADF（c，t，k）中的c為截距項，t為趨勢項，k為滯后階；*、**、***分別為檢測值在10%、5%、1%水平上顯著。

二、協(xié)整分析及檢驗

（一）協(xié)整檢驗

協(xié)整分析是用于非平穩(wěn)時間序列變量組成的關(guān)系中長期均衡參數(shù)估計的技術(shù)。目前最常用的協(xié)整分析方法是Engle-Granger（EG）兩步法和Johnsen和Juselius（JJ）的極大似然法。一般地，對多變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗應(yīng)采用Johnsen檢驗法（即JJ檢驗法）。因使用JJ方法建立的VAR模型對滯后期的選擇比較敏感，故采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來確定最佳滯后階數(shù)，經(jīng)采用降階搜索法依次驗證，發(fā)現(xiàn)當(dāng)P=1時AIC和SC值最小，故可確定滯后期為1。在滯后期確定后，再對協(xié)整中是否具有常數(shù)項和時間趨勢進行驗證，然后再對數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果（見表2）。

表2 Johnsen協(xié)整檢驗結(jié)果

*、**、***分別為檢測值在10%、5%、1%水平上顯著。

由（表2所示）檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在一個協(xié)整關(guān)系，即在研究的5變量之間存在一種長期均衡關(guān)系，系統(tǒng)遲早能將新息變化帶來的沖擊加以吸收，使系統(tǒng)維持在一個均衡的狀態(tài)下運行，協(xié)整方程為：

ln= 0.284390ln lab + 0.0337830ln cap0.067468lnkj

0.099368ln ny+9.889550

由協(xié)整方程可以看出，投資每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值增長0.33個百分點；勞動力每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.28個百分點；科技投入每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.06個百分點；能源消費每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.09個百分點。由此可知，投資和南通工業(yè)增長存在長期的正向關(guān)系，投資對南通工業(yè)經(jīng)濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業(yè)經(jīng)濟增長存在長期的負向關(guān)系，與理論上不是很一致，這可能是與當(dāng)前此三因素對南通工業(yè)經(jīng)濟增長影響力弱有關(guān)。

（二）VAR模型估計

根據(jù)上面的分析，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，在滯后1階的情況下，對VAR（1）模型殘差進行JB正態(tài)性檢驗、LM自關(guān)檢驗和White異方差檢驗，顯示殘差服從正態(tài)分布、無自相關(guān)、不存在異方差，且所有特征根根模的倒數(shù)都小于1，說明VAR（1）模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。VAR（1）模型估計結(jié)果（如表3所示）。其中5個回歸函數(shù)的可決系數(shù)分別達到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，這足以說明5個回歸函數(shù)的擬合程度很好。

表3VAR(1)模型的估計結(jié)果

（三）向量誤差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理證明了協(xié)整與誤差修正模型的必然聯(lián)系。只在一組變量之間存在協(xié)整關(guān)系，一定具有誤差修正模型的表達式存在，即可以建立誤差修正模型。建立在協(xié)整理論上的VEC模型既能反映不同經(jīng)濟序列間長期信息，又能反映短期偏離長期均衡的修正機制，是長短期結(jié)合具有高穩(wěn)定性和可靠性的一種經(jīng)驗?zāi)Ｐ停ㄈ绫?所示），VEM模型的穩(wěn)定性條件滿足自相關(guān)性檢驗、異方差檢驗和正態(tài)性檢驗要求。當(dāng)以lngy為因變量時，誤差修正系數(shù)為-0.177010，符合反向修正機制，表明每年實際的南通工業(yè)總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy為因變量的誤差修正模型表達式還反映：lnlab的短期變動對lngy存在正向影響，勞動力投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將增加0.01%；而lnkj的的短期變動對lngy存在反向影響，科技投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將降低0.07%；lncap的短期變動對lngy無影響。

表4VEC模型整體效果檢驗及l(fā)ngy誤差修正系數(shù)

（四） 方差分解

方差分解的主要思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的部分，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性，（如表5所示）顯示的是南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的方差分解情況，可以看出能源消費（lnny）和科技投入（lnkj）對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響一直較弱。勞動力（lnlab）和資本投資額（lncap）則有不斷增強的趨勢，且構(gòu)成對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）最主要的兩個因素，其中資本投資額（lncap）影響最大。

表5lngy序列的方差分解

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述一個內(nèi)生變量對誤差的反應(yīng)。具體地，其反映的是在擾動項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。為充分描述短期內(nèi)的動態(tài)效應(yīng)，本文采用累積脈沖響應(yīng)形式。從圖1來看，勞動力（lnlab）的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）有正向影響，即會導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值逐漸增加，最后在第9期以后穩(wěn)定在0.18左右。這說明勞動力（lnlab）對南通工業(yè)產(chǎn)值有長期的正效應(yīng)，這與協(xié)整方程得到的長期均衡關(guān)系表現(xiàn)不一致；資本投資額（ncap）的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）亦有正向影響，但較勞動力（lnlab）的影響更大，其導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值在第4期前增長迅速，然后增長趨緩，至第8期后穩(wěn)定于0.30附近。這亦反映出資本投資額（ncap）對南通工業(yè)產(chǎn)值有長期的正效應(yīng)；當(dāng)科技投入（lnkj）出現(xiàn)一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時，它在1～3期內(nèi)對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響經(jīng)歷了先負后正的過程，第4期到達峰值00.004附近，然后緩慢趨于0值，但這也與長期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果稍有不同；能源消費（lnny）的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）有負向影響。其導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值第2期到達峰值-0.007附近，然后緩慢趨于0值。總之，可看出上述四因素中，勞動力（lnlab）和資本投資額（ncap）對南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的影響較大；科技投入（lnkj）和能源消費（lnny）的影響很小，這與前面方差分析中的結(jié)論一致。

圖1 南通工業(yè)產(chǎn)值（lngy）的脈沖響應(yīng)圖

三、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何，有待進一步驗證。此處分別對序列l(wèi)ngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列進行了格蘭杰因果檢驗，選取滯后1~6階。使用Eviews6.0軟件將存在單向或雙向因果關(guān)系的回歸結(jié)果整理（如表6所示)。

表6Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

注： *、**、***分別為檢測值在10%、5%、1%水平上顯著。

根據(jù)（表3所示）可知：（1）當(dāng)滯后期為1階時，在10%的顯著水平上，lncap是lngy的格蘭杰原因。也就是說，短期內(nèi)資本投資對南通工業(yè)產(chǎn)值有促進作用。（2）當(dāng)滯后期為3、4階時，在10%的顯著水平上，lngy 是lnkj的格蘭杰原因。也就是說，在中期內(nèi)，南通工業(yè)產(chǎn)值增長對科技投入的提高有促進作用。（3）當(dāng)滯后期為3階時，在5%的顯著水平上，lngy是lnlab的格蘭杰原因。也就是說，在中期內(nèi)，南通工業(yè)產(chǎn)值增長對勞動力投入的提高有促進作用。（4）當(dāng)滯后期為1、6階時，lnny是lnlap的格蘭杰原因。也就是說，在短期及長期內(nèi)，南通能源消費的提高對南通地區(qū)勞動力增長有促進作用。（5）當(dāng)滯后期為2、3階時，lnkj是lnny的格蘭杰原因。也就是說，在短中期內(nèi)，科技投入的增加對南通能源消費的提高有促進作用。（6）當(dāng)滯后期為1～6階時，lngy不是lnny的格蘭杰原因，lnny 也不是lngy的格蘭杰原因。也就是說，南通工業(yè)產(chǎn)值的提高對南通能源消費的促進作用不明顯；同時南通能源消費增長對南通工業(yè)產(chǎn)值的促進作用也不明顯。

四、結(jié)論與研究啟示

（1）南通工業(yè)經(jīng)濟增長與勞動力投入、資本投資、能源消費及科技投入之間存在長期的均衡關(guān)系。其中資本投資每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值增長0.33個百分點；勞動力每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.28個百分點；科技投入每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.06個百分點；能源消費每增加1個百分點，則南通工業(yè)產(chǎn)值減少0.09個百分點。由此可知，投資和南通工業(yè)增長存在長期的正向關(guān)系，也就是說，投資對南通工業(yè)經(jīng)濟增長具有拉動作用。但勞動力、科技投入、能源消費與南通工業(yè)經(jīng)濟增長存在長期的負向關(guān)系，與理論上不是很一致，這可能需要進一步的研究與探尋。

（2）向量誤差修正模型（VECM）反映出，勞動力投入的短期變動對南通工業(yè)產(chǎn)值存在正向影響，勞動力投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將增加0.01%；而科技投入的的短期變動對南通工業(yè)產(chǎn)值存在反向影響，科技投入的增長率每增加1%，南通工業(yè)產(chǎn)值的增長率將降低0.07%；資本投入的的短期變動對南通工業(yè)產(chǎn)值無影響。此外，誤差修正系數(shù)為-0.177010，符合反向修正機制，表明每年實際的南通工業(yè)總值與其長期均衡值的偏差中的17%被修正。

（3）通過方差分解分析，可以看出能源消費和科技投入對南通工業(yè)產(chǎn)值的影響一直較弱。而勞動力和資本投資額則有不斷增強的趨勢，且構(gòu)成對南通工業(yè)產(chǎn)值最主要的兩個影響因素，其中資本投資的影響最大。通過脈沖響應(yīng)分析，可以看出，勞動力對南通工業(yè)產(chǎn)值有長期的正效應(yīng)，這與協(xié)整方程得到的長期均衡關(guān)系表現(xiàn)不一致；資本投資對南通工業(yè)產(chǎn)值亦有長期的正效應(yīng)，且較勞動力的影響更大；科技投入的正向沖擊在1～3期內(nèi)對南通工業(yè)產(chǎn)值的影響經(jīng)歷了先負后正，然后緩慢趨于0值。這也與長期協(xié)整關(guān)系的結(jié)果稍有不同；能源消費正向沖擊，對南通工業(yè)產(chǎn)值有負向影響，導(dǎo)致南通工業(yè)產(chǎn)值第2期到達峰值-0.007附近，然后緩慢趨于0值。總之，可以看出上述四因素中，勞動力和資本投資對南通工業(yè)產(chǎn)值的影響較大，而科技投入和能源消費的影響很小，這與方差分析中的結(jié)論一致。

（4）本文研究有以下幾點不足，首先表現(xiàn)在影響南通工業(yè)經(jīng)濟增長的因素選擇方面，僅限于勞動力、資本、能源和科技四因素，此外還可考慮對外貿(mào)易、對外直接投資、工業(yè)結(jié)構(gòu)等的變動對南通工業(yè)經(jīng)濟增長的影響。如能先針對這些因素的差異具體分析，后再擇優(yōu)選擇，分析結(jié)果的準(zhǔn)確性或可提高；其次在科技投入和能源消費的指標(biāo)數(shù)據(jù)選擇方面，用各類科技人員總數(shù)來表示科技投入和用年發(fā)電量來表示能源消費顯然說服力不夠充分；最后在模型的選擇方面，僅限于南通工業(yè)經(jīng)濟與其影響因素之間的協(xié)整分析，如能開展基于南通工業(yè)經(jīng)濟增長各因素貢獻率的實證研究，分析的結(jié)果可能更有說服力。

參 考 文 獻

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[3]蘇輝．南通開放型經(jīng)濟與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J]．消費導(dǎo)刊．2009（22）

[4]蘇輝．南通經(jīng)濟開放度評析[J]．企業(yè)導(dǎo)報．2009（22）

篇5

受國際金融危機的影響,我市工業(yè)經(jīng)濟遇到了前所未有的困難。為了進一步貫徹落實國務(wù)院、省政府促進工業(yè)經(jīng)濟增長的一系列措施，結(jié)合我市實際，現(xiàn)就扶持工業(yè)企業(yè)平穩(wěn)較快發(fā)展提出如下意見：

一、加強工業(yè)經(jīng)濟運行監(jiān)測和服務(wù)。市經(jīng)委和相關(guān)部門要加強工業(yè)經(jīng)濟運行監(jiān)測，對所有規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的增減因素和項目建設(shè)情況要進行逐一調(diào)查分析，建立臺賬。切實做好經(jīng)濟形勢預(yù)測預(yù)警工作，加強信息，為企業(yè)提供決策咨詢服務(wù)。進一步改善安商服務(wù)，要從服務(wù)企業(yè)外部環(huán)境拓展到為服務(wù)企業(yè)內(nèi)部管理，幫助企業(yè)開展稅務(wù)、財會、金融、經(jīng)濟法規(guī)等知識培訓(xùn)輔導(dǎo)，幫助建立現(xiàn)代企業(yè)制度。確定30家重點企業(yè)，由市領(lǐng)導(dǎo)和專班進行跟蹤協(xié)調(diào)服務(wù)。引導(dǎo)中介服務(wù)機構(gòu)進入行政服務(wù)中心集中辦公，完善“一條龍”服務(wù)機制。

二、加大重大項目和新項目規(guī)劃建設(shè)力度。根據(jù)國家產(chǎn)業(yè)政策，積極幫助企業(yè)向上爭取項目和資金，市發(fā)改委、市經(jīng)委、市科技局要指導(dǎo)企業(yè)進行項目策劃和制作。積極圍繞國家和省級重大科技專項、中小企業(yè)創(chuàng)新基金、重大新產(chǎn)品開發(fā)、創(chuàng)新能力建設(shè)、重大裝備升級改造、企業(yè)融資擔(dān)保補貼、企業(yè)技改貼息、產(chǎn)學(xué)研合作等項目進行申報，通過新增一批重大產(chǎn)業(yè)項目，加快企業(yè)技術(shù)改造、創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。

支持企業(yè)新上項目和技改擴能。對企業(yè)竣工投產(chǎn)的新上項目和技改擴能項目，按設(shè)備固定資產(chǎn)實際到位額5‰的標(biāo)準(zhǔn)給予獎勵。對企業(yè)成功引進戰(zhàn)略投資伙伴且新增注冊資本達3000萬元以上的，市政府給予5萬元的獎勵。鼓勵企業(yè)設(shè)立技術(shù)研發(fā)中心，加強研發(fā)體系建設(shè)，提高研發(fā)水平，開發(fā)一批具有自主知識產(chǎn)權(quán)、擁有核心競爭力的產(chǎn)品。企業(yè)申報國家級和省級技術(shù)研發(fā)中心并通過驗收的，由市財政分別給予20萬元、10萬元的獎勵。

三、加大財政扶持力度。市政府2009年多方籌措1億元資金，設(shè)立專項扶助資金，支持工業(yè)企業(yè)發(fā)展。把國家、省扶持我市的縣域經(jīng)濟發(fā)展專項資金、工業(yè)生產(chǎn)調(diào)度資金、技改貼息資金和市中小企業(yè)發(fā)展專項資金、產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展專項資金、科技三項資金盡早投放企業(yè)，充分發(fā)揮資金的使用效益。

四、加大對工業(yè)企業(yè)的信貸投放。各金融機構(gòu)要認真貫徹落實適度寬松的貨幣政策，建立健全金融機構(gòu)貨幣政策執(zhí)行效果綜合評價制度，切實加大對工業(yè)企業(yè)的信貸支持力度，不斷創(chuàng)新信貸融資品種，拓寬融資渠道，認真落實銀企對接長效活動機制，2009年要為工業(yè)企業(yè)貸款12億元以上。各金融機構(gòu)要按企業(yè)擴規(guī)和生產(chǎn)經(jīng)營的實際需要及時放貸，其中在第一、二季度按企業(yè)實際需求貸款額至少發(fā)放80%以上。在2009年財政預(yù)算中設(shè)立金融機構(gòu)工業(yè)信貸獎勵專項資金，對金融機構(gòu)新增工業(yè)貸款按年度進行考核獎勵。金融機構(gòu)新增工業(yè)企業(yè)項目貸款另按實際額度的2-5‰給予獎勵。積極組建中小企業(yè)貸款公司，拓寬民間融資渠道，為企業(yè)提供短期貸款服務(wù)。

五、積極為中小企業(yè)提供融資擔(dān)保。市財政籌措3000萬元專項資金注入興天擔(dān)保公司，積極引導(dǎo)社會資本入股興天擔(dān)保公司，將興天擔(dān)保公司的資本金增加到1-1.2億元，使其融資擔(dān)保能力達到5-6億元。支持興天擔(dān)保公司加強與農(nóng)發(fā)行、信用社及其他商業(yè)銀行的合作，逐步建立利率、收益風(fēng)險共擔(dān)機制。興天擔(dān)保公司要積極為中小企業(yè)提供融資理財、管理咨詢和融資擔(dān)保服務(wù)，切實解決中小企業(yè)融資難的問題。

六、嚴格執(zhí)行扶持企業(yè)發(fā)展的稅收征管政策。嚴格兌現(xiàn)政府承諾，對享受稅款先征后返優(yōu)惠政策的企業(yè)，財政部門要按期足額返還應(yīng)返稅款。認真做好國家出口退稅政策調(diào)整工作，積極爭取退稅指標(biāo)，簡化程序，加快工業(yè)企業(yè)退稅辦理進度。認真貫徹落實國家增值稅轉(zhuǎn)型政策。對投資強度大、貢獻大的企業(yè)在土地使用稅征收上給予一定的優(yōu)惠獎勵。企業(yè)符合法定減免、緩征條件的，積極向省主管部門申報、爭取。

七、強化危困企業(yè)職工的社會勞動保障服務(wù)。落實300萬元以上再就業(yè)資金，用于對企業(yè)員工進行技能培訓(xùn)。建立企業(yè)間勞動力短期流動和轉(zhuǎn)移機制，千方百計為困難企業(yè)的困難職工提供救助，確保不出現(xiàn)大面積下崗失業(yè)。

八、切實減輕企業(yè)負擔(dān)。各地、各部門要牢固樹立“產(chǎn)業(yè)第一，企業(yè)至上”的觀念和過緊日子的思想，同企業(yè)一道共度難關(guān)。將以往實行“一卡制收費”和核準(zhǔn)制管理的企業(yè)范圍由重點企業(yè)延伸到規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)，并嚴格執(zhí)行各項費收政策，該降低的一律降低，該取消的一律取消。市財政、國稅、地稅、勞動保障等部門要制定高效快捷的操作辦法，盡快落實國家、省扶持企業(yè)發(fā)展的各項財稅和勞動保障政策。

涉及企業(yè)辦理他項權(quán)證的的審批事項，一律進市行政服務(wù)中心。企業(yè)在辦理資產(chǎn)評估時，土地、房產(chǎn)等評估機構(gòu)要嚴格按照市政府關(guān)于調(diào)整房地產(chǎn)評估收費標(biāo)準(zhǔn)和規(guī)范貸款抵押登記及土地分割辦證行為的規(guī)定收取評估費。用已評估過的資產(chǎn)作抵押辦理新的貸款時，若抵押物權(quán)屬、性質(zhì)沒有發(fā)生變化，金融機構(gòu)和抵押登記機關(guān)不得要求企業(yè)重新評估。