經濟規模的定義

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經濟規模的定義范文第1篇

一、水資源承載力的大小

影響水資源承載力大小因素有很多，該模型中考慮經濟規模與人口規模兩個方面，所選指標如表

1.經濟規模

根據上表所選指標，該區域水資源經濟規模指數Fa表達式為：Fa =GDP/Wa

如果計算區域水資源承載的最大經濟規模Fam，其表達式為：Fam = （GDP/Wa） × Wc

Fam為區域水資源承載的最大經濟規模。

2.人口規模

根據上表所選指標，區域水資源承載的人口最大規模Fb表達式為：Fb = Wc / Wb

應用此模型，計算區域水資源所承載的經濟規模與人口規模，得出經濟發展、人類生存分別于水資源供應能力的關系。

二、水資源承載力的所處狀態

水資源承載力所處狀態的計算包括單項指標的計算、各層指標關系的計算以及綜合供需指數計算。本模型采用層次分析方法，先利用MATLAB等數據分析軟件計算各指標的權重，探究各層指標之間的關系，再利用供需平衡模型計算供需指數，分析水資源承載力的所處狀態。模型所選指標如下表：

1.消除各單項指標的量綱

利用表中提供的計算公式計算單項指標，得到基礎數據。

利用某地近n年數據定義各單項指標時間序列向量：x=（x（1），x（2），…x（n））

則稱映射f：xy

f（x（k））=y（k）=x（k）/x，k=1，2，…，n

為序列X到序列y的數據初值化變換，也即消除各單項指標的綱變量。下文中所用數據均采用此方法消除量綱，以后不再贅述。

2.各層指標關聯度及權重的計算

采用層次分析方法，對供應指數、社會需求指數、經濟需求指數、生態需求指數的單項指標進行層次分析，得到各單項指標的權重；再利用層次分析法求得社會需求指數、經濟需求指數和生態需求指數分別占影響水資源壓力指數的權重。

（1）構造判斷矩陣

以的單項指標W1 W2 W3 W4的權重計算為例計算，利用層析分析法，構造判斷矩陣。即每次取兩個因子Wi和Wj，以aij表示Wi和Wj對C1的影響大小之比，全部比較結果用矩陣A=（aij）n×n表示，稱A為C-W之間的成對比較判斷矩陣（簡稱判斷矩陣）。容易看出，若與對的影響之比為aij，則Wi與Wj對C1的影響之比應為aji =1/aij。

關于如何確定aij的值，引用數字1―9及其倒數作為標度。1表示兩個因素相比，具有相同重要性；5表示兩個因素相比，前者比后者明顯重要；9表示兩個因素相比，前者比后者極端重要；倒數，若因素i與因素j的重要性之比為aij，那么因素j與因素i重要性之比為aji =1/aij通過主觀比較得出矩陣aij的值（標度），從而得到判斷矩陣。

（2）判斷矩陣的一致性檢驗

根據矩陣一致性定理，對判斷矩陣的一致性檢驗的步驟如下：

①計算一致性指標CI

CI=（λmax-n）/（n-1）

λmax為判斷矩陣A的最大特征值，n為矩陣A的階；

②查找相應的平均隨機一致性指標RI。對n=，有：

③計算一致性比例CR

CR=CI/RI

當CR

根據（1）（2）可以得出C1分指標的權重，相似的，即可求得C2 C3 C4的分指標權重，再將C2 C3 C4作為分指標進行層次分析得出其權重。

本模型由于各指標確定，但兩兩指標的標度需主觀判斷，我們給出可供參考的幾個判斷矩陣：

判斷矩陣的一致性檢驗及求解權重的過程計算復雜，可由MATLAB進行計算既得到各單項指標所占的權重向量Q。

3.計算綜合評價值

各層指標的綜合評價值的求解公式為Y=∑I Qi Wi為第i個指標評價值， Qi為指標因子的權重。上述供應指數為C1，其綜合評價值為；需求指數為C2 C3 C4，其綜合評價值為Y2。

4.計算供需指數GX

根據供需平衡模型：GX= Y2/ Y1

當GX>1時，水資源的需求大于供應，說明水資源系統超載；當GX=1時，水資源的需求等于供應，說明水資源系統達到平衡，水資供需達到最大供需程度；當GX

四、區域供水能力的評判

通過已建數學模型以水資源承載力的大小來判定某地區的供應凈水的能力。

首先區域供水能力體現在該地區供水量所能承擔的最大經濟發展規模Fam和人口發展規模Fb。計算Fam和Fa與其實際經濟發展規模和人口規模的大小之比，水資源承載力的供需指數大小兩方面綜合分析評判區域供水能力。

參考文獻

[1] WANG You-zhen1，2，SHI Guo-qing1，WANG De-sheng3.Study on Evaluation Indexes of Regional Water Resources Carrying Capacity. Journal of Natural Resources，2005，20（4）：598～601.

經濟規模的定義范文第2篇

【關鍵詞】經濟結構；經濟增長；Cobb-Douglas生產函數

1.引言

當今的時代是人類歷史上發展最為迅速的階段。生產生活從以農業為主轉換到以工業為主，再到許多發達地區的以服務產業為主，每一個轉變都有著跨時代的意義。經濟的發展要以農業為生活物質基礎，以工業為生產物質基礎，才能夠達到穩定持續的增長，才能夠滿足進軍后工業時代的基本條件。

當代中國經濟飛速發展，接連十年以上經濟增長率始終保持在7%以上的高速率。而北京作為環渤海京津冀的中心城市之一，作為中國的經濟中心，肩負著成為世界中心城市的重要責任。2009年，北京人均GDP達到10000美元以上，經濟結構發生明顯轉變，是中國最先一批進入后工業社會的城市之一。研究其經濟結構與經濟增長的關系對促進中國其他城市的發展有重要意義。

2.研究內容和方法

本文運用規模報酬不變的Cobb-Douglas生產函數，利用EViews5.0軟件，建立數量模型，并對其進行計量經濟學和統計學檢驗，對北京經濟結構與經濟增長的關系進行研究，得出北京經濟結構變動對經濟增長的影響。

2.1 模型的建立

本文將從總供給的角度建立計量模型，研究經濟結構與經濟增長的關系。

首先，利用經濟學中一個規模報酬不變的Cobb-Douglas生產函數（1）式表示資本存量和勞動力是如何決定生產能力的。

（1）

Y——產出

K——資本存量

L——勞動

?——資本的產出彈性

ε——隨機擾動項，表示資本和勞動以外的其他生產因素對產出的影響

A——特定時期的技術結構特征

然后，將（1）式左右兩邊同除以L，得出人均產出函數：

（2）

再另y=Y/L ，k=K/L，得出規范式：

（3）

產業結構、投資結構和消費結構統一組成經濟結構，因此所建模型應表現出它們的變化是如何通過影響資本效率或經濟規模刺激經濟增長的。設定模型如下：

（4）

x1——產業結構特征，用第三產業就業人員比重×100代入

x2——投資結構特征，用基礎設施投資占固定資產投資的比重×100代入

x3——消費結構特征，用北京城市居民恩格爾系數代入，即北京城市居民食品支出/城市居民消費性支出×100

y——人均地區生產總值

k——人均資本擁有量

a1、a2、a3 ——產業結構、投資結構和消費結構變化對資本產出效率的邊際影響參數

b1、b2、b3 ——產業結構、投資結構和消費結構變化對經濟規模的邊際影響參數

最后，將（4）式左右兩邊同取對數，得出模型：

㏑y=㏑A+（a1x1+a2x2+a3x3）㏑k+（b1x1+b2x2+b3x3）+ε （5）

2.2 數據與初步模型計量結果

根據《2010北京統計年鑒》的數據，計算并整理得到1978-2009年的相關數據。

利用這些數據和EViews5.0軟件，對（5）式進行最小二乘法的回歸分析。

結果顯示，變量x1*log（k） 、x2*log（k）、x1、x2在5%的顯著水平下沒有通過t檢驗，模型存在自相關等缺陷，接下來要對其進行檢驗與改進。

2.3 模型檢驗

用懷特法（White）檢驗異方差，結果表明在60.29%的顯著性水平下接受不存在異方差的原假設。

用拉格朗日乘數法（LM）檢驗序列相關性（Obs*R2=10.12122；Probability=0.006342），LM統計量顯示，在5%的顯著水平下拒絕原假設，回歸方程的殘差序列存在序列相關性。

用ARMA模型消除序列相關，結果如下：

表1 模型計量結果eq11

變量 t值 概率

C 4.71 0.0001

X1*LOG（K） 2.21 0.0386

X2*LOG（K） -3.04 0.0064

X3*LOG（K） 9.44 0.0000

X1 0.06 0.9524

X2 3.56 0.0020

X3 -6.50 0.0000

AR（1） 8.77 0.0000

AR（2） -6.36 0.0000

MA（1） -9.40 0.0000

LM統計量顯示，在5%的顯著水平下接受回歸方程的殘差序列不存在序列相關性的原假設。

通過表1可以看出x1的t檢驗的概率大于0.05，為極不顯著，先去掉這個變量，（5）式變為：

㏑y=㏑A+a1x1*㏑k+a2x2*㏑k +a3x3*㏑k+（b2x2+b3x3）+ε （6）

得出如下回歸結果：

表2 模型eq12計量結果

變量 t值 概率

C 10.99 0.0000

X1*LOG（K） 8.90 0.0000

X2*LOG（K） -3.62 0.0016

X3*LOG（K） 11.71 0.0000

X2 3.82 0.0010

X3 -8.11 0.0000

AR（1） 9.04 0.0000

AR（2） -6.58 0.0000

MA（1） -9.93 0.0000

表2中，常數項、各個變量的t檢驗的概率均小于0.01，通過顯著性檢驗。

擬合優度檢驗，說明方程的擬合優度相當高。

F檢驗的概率約等于0，說明方程通過顯著性檢驗，該方程有意義。

觀察變量的簡單相關系數矩陣，用Klein判別法檢驗多重共線性，不存在，即沒有多重共線性。

再用方差膨脹因子VIF檢驗多重共線性，vifx1lk=22.79>10，vifx2=3.02，vifx2lk=43.82>10，vifx3=1.29，vifx3lk=9.05。x1*ln（k）與x2*ln（k）存在多重共線性。

結合testdrop檢驗：eq12.testdrop x1*log（k） ： p=0.000；eq12.testdrop x2*log（k） ： p=0.002。兩個變量都不能去掉。

用逐步回歸法篩選解釋變量（下式中c為常數項），

log（y）= c + x1*log（k） ---eq01，；

log（y）= c + x2 ---eq02，；

log（y）= c + x2*log（k） ---eq03，；

log（y）= c + x3 ---eq04，；

log（y）= c + x3*log（k） ---eq05，；

由于eq01的回歸系數最高，所以先選定變量x1*log（k），然后逐漸加入變量。

Eq01+x2*log（k），，AIC=-0.4660；

eq01+x2*log（k）+x3，，AIC=-0.5425；

eq01+x2*log（k）+x3+x3*log（k），，AIC=-1.4139；

eq01+x2*log（k） +x3+x3*log（k）+x2，，AIC=-1.4262。

但使x2*log（k）的系數變負，說明x2與x2*log（k）相互嚴重影響。若單獨去掉其中一個，回歸結果不如模型eq12。若都去掉，建立回歸方程eq13，與模型eq12作比較：

eq12 AIC=-2.314 DW=2.64 MAPE=9.80%

eq13 AIC=-1.927 DW=2.21 MAPE=9.72%

通過比較得出，兩模型各有優劣，難以決定取舍。

用ADF檢驗各個變量，發現lny、x1*lnk、x3*lnk、x3在10%的顯著水平下都是一階單整，x2與x2*lnk為0階單整。舍去x2與x2*lnk之后，lny與x1*lnk、x3*lnk、x3可能存在協整關系，用格蘭杰因果關系檢驗，結果顯示，在10%的顯著水平下，x1*lnk、x3*lnk、x3對Lny存在格蘭杰因果關系。

檢驗殘差的單整性，uroot（n） e13：p=0.08

表明以上變量之間存在（1，1）階協整，不是虛假回歸。

（6）式變為：㏑y=㏑A+a1x1*㏑k +a3x3*㏑k +b3x3+ε （7）

用Chow檢驗驗證回歸模型結構的穩定性。結果顯示，F統計量的概率接近0，說明存在顯著的結構變化。但結構變化后的判定系數為0.988，并沒有提高。1978-1992的MAPE=4.72%，1993-2009的MAPE=3.61%，優于原來的9.72%。所以，回歸模型需要分段。

我們主要需要后半段的回歸方程，所以只研究1993年-2009年的部分。回歸結果如下：LM檢驗p=0.668>0.05，不存在序列相關性；DW=1.9955，近似于2，不存在自相關；各個自變量在5%的顯著水平下均通過檢驗；回歸定義錯誤檢驗（誤設定檢驗），RESET（1）——F檢驗的p=0.5678，不存在誤設定；，擬合優度較高。

最終得出體現北京市經濟結構特征的生產函數的估計模型：

其中，A==22.7544

3.結論

產業結構x1對資本效率k的彈性為0.00529，表明北京第三產業就業人員比重與資本效率成正相關，也就是北京第三產業就業人員比重增大，會導致資本效率的提高。x1對經濟規模的影響不顯著。這是由于近年來北京的產業結構調整主要是第二產業向第三產業轉移，第三產業勞動生產率略高于第二產業，第三產業不再依賴規模擴張來提高勞動生產率，技術密集度與資本密集度都得到了顯著的提高。

投資結構x2 對資本效率k的彈性影響不顯著，表明北京基礎設施投資占總投資比重與資本效率沒有太大關系。x2 對經濟規模的影響也不顯著，表明北京基礎設施投資占總投資比重與經濟規模無太大相關性。這是因為政府的投資對民間投資具有一定的擠出效應，表現在兩個方面：其一，政府投資無法直接進入到實物的生產中，不能立刻產生效益；其二，政府資金的投入會導致中小企業無法獲得資源，造成擠出效應。且該效應的影響過于廣泛，使得基礎設施投資實際應帶來的影響被掩蓋了。

消費結構x3 對資本效率k的彈性為0.012525，表明北京食物消費占總消費比重與資本效率成正相關，但由于食物占比越低，消費結構越優化，所以消費結構的優化與資本效率成負相關，即食物消費占比下降、消費結構優化，反而會降低資本效率。x3 對經濟規模的彈性為-0.04588，表明北京食物消費占總消費比重與經濟規模成負相關，即食物消費占比下降、消費結構優化，可以擴大經濟規模。

當北京第三產業就業人員增加1%、食品消費占比增加1%時，資本的產出彈性將分別增加0.529×10-2、1.2525×10-2個百分比，消費結構調整對資本效率的影響最大；食品消費占比減少1%時，經濟規模將擴大4.588×10-2個百分比，消費結構調整對經濟規模影響最深。

當前應該提高第三產業比重和食品以外消費品的資本效率，優化消費結構，擴大經濟規模。

參考文獻：

[1]北京市2010年度統計年鑒.http：///tjnj/2009-tjnj/.

[2]段霞.建設世界城市要注意發展的階段性特征.中國城市發網，2010-03-25.

[3]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].清華大學出版社.

[4]龔仰軍.上海經濟發展中的產業結構優化研究[J].上海財經大學學報，2003，05.

[5]李霞.產業結構與經濟增長的關系[J].唯實，1998（8，9）.

[6]全球城市競爭力報告（2009-2010）新聞通稿.

[7]深圳產業結構調整正在強力推進[N].深圳特區報，2008-09-03.

[8]首都中長期人才發展規劃綱要（2010-2020年）.http：///a/20100803/000077.htm.

[9]汪紅麗.經濟結構變遷對經濟增長的貢獻——以上海為例的研究1980-2000[J].上海經濟研究，2002（8）.

經濟規模的定義范文第3篇

我國臺灣地區臺北市這幾年通過“通信安全會報”大力推動信息安全工作，各下屬機關紛紛將資源投資在信息安全防護上。但是幾年下來，很多單位在預算有限的情況下，往往投資了信息安全，就沒辦法做其他信息系統，讓不少政務單位陷入“巧婦難為無米之炊”的境地。

臺北市信息中心主任張俊鴻對此表示，除了系統開發、維護、信息安全防護等工作，信息中心要做的工作還相當多，受限于資源，信息外包是政務單位必然的選擇。

在判斷信息系統該不該外包時，張俊鴻認為，可以從3個角度去衡量，包括重要程度、成本與經濟規模，以及是否為核心能力。毋庸置疑，重要系統肯定自己維護。以政務機關來說，像行政、民政、工商稅務處等與個人隱私息息相關的系統，安全性要高，保密性更高，這些比較難外包。

信息外包是必然選擇

至于成本與經濟規模，一個系統如果能夠讓盡可能多的單位使用，經濟規模就最大，所花經費除以單位數后就知道劃不劃算，臺北市有數百個政務單位，每個單位的單位成本都必須受到控制。

臺北市信息中心有信息工作人員30~40名，服務對象卻包括400多個各級機關單位和學校。其中，行政體系有3~4萬人，學校規模更為龐大，除教職員還有約7~8萬名學生，信息人員與服務人數比例明顯懸殊，與信息化先進標準2.5％~5％的比例相比少一半以上。張俊鴻表示，政務信息單位普遍缺乏人力與預算，外包成為必然的考量。

尤其是政務單位的信息預算普遍太低，只占整體預算的1.3％，網絡、系統、硬件、耗材、信息安全等林林總總加起來，要做的事情很多，每個人每年平均只分到20000元新臺幣（折合5000元人民幣），每個月不到2000元新臺幣，人力、物力不足是政務信息外包的主因。

舉例來說，美國政府前4年大幅度增加IT外包預算。2002年，他們的IT外包費用為66億美元，到2007年預計150億美元，以年均18%的增長率劇增。布什政府2004財年的IT預算為593億美元，這意味著需要雇用和培訓IT人員來管理5000個數百萬美元的技術項目。

2003財年(從2002年10月開始)，美國政府的IT預算是526億美元，用來支持核心業務。2004財年政府的IT預算是593億美元。與此同時，美國各方面積極為電子政務外包服務提供相應的法規環境，并表示將營造對外包服務商更為有利的環境。

在臺北，目前所有的公共信息網、電子公務系統等通用信息系統一定外包，以創造經濟效益最大化，但是多個系統跨平臺連結的問題也跟著浮現，終于在2005年委托廠商開發單一進入系統，采取賬號密碼與身份認證卡并行制作為人員賬號與權限管理。

張俊鴻表示，每臺PC都配備卡片閱讀機，采用身份認證卡固然方便，因為每次進入系統都要插入卡片，操作上太麻煩，所以就規定員工早上來先以身份認證卡錄入，上班時間就以賬號密碼登入，但下班時間過后賬號密碼權限自動消失，必須重新以身份認證卡進入，員工還可以自己上系統檢查每天登錄的次數與紀錄。

外包勢在必行

核心能力方面，則要看單位規模，以及具不具備培養人才的能力，如果員工離職，是不是有辦法遞補？自己做是不是能比廠商做得更好？像是信息安全的部分，張俊鴻便認為外包比較有效益。

他表示，信息安全工作固然重要，但技術變化快速且門檻高，顯然信息安全不是政務機關的核心能力。由專業廠商來做會比自己做得好，各單位自己做也不具經濟規模，委托外面的專業團隊來做是很自然的選擇。

“除非由上級出面，成立一個專門服務所有政務機關的信息安全團隊，以集中控制、集中訓練、集中研發的方式，開始培養專門的組織團隊，當這個團隊可以做得比外面廠商好時，信息安全才有可能變成政務單位的核心能力。當服務范圍擴及所有政務機關，經濟規模達到一定程度時，單位成本就自然降低。”他說。然而，目前政務部門還沒有辦法做到這樣的程度。

目前臺北市政務信息安全的相關工作中，幾千臺、幾萬臺個人計算機的終端管理就是一筆不小的支出，像是PC的防毒、防黑客、防木馬、防垃圾郵件，再加上賬號密碼與存取權限的管理、系統的單一嵌入等，要做的事情相當多，都不是幾萬、幾十萬元可以做到的，預算有下限，很難真正做到滴水不漏。現在已經將部分客戶端的防毒、防黑客業務外包，正在逐步加強服務器端的安全性，讓終端設備的信息安全投入成本降低。

據了解，在美國，越來越多的機構和部門也將其非核心業務以服務合同的方式外包出去，以尋求優質的專業服務提高工作效率。美國人將這種外包服務稱為“可管理的服務”，委托方通過單一的合同方可以獲得多種IT服務。這種服務可以將委托方從信息系統的運行與維護中解放出來，使它們能夠集中精力完成自己的核心業務。

建設一個大規模的軟、硬件結合的系統，購買支持設備來運行這個系統，不僅需要花費大量的一次性投資，同時需要建立一支費用昂貴的專業隊伍，還需要每年投入大量的運行費用。而外包服務不僅可以節約大量的初始投資，而且像使用水、電、煤氣、道路交通等公用設施一樣方便，委托方購買的是一種服務。顯然，從經濟、效能的角度考慮，IT服務外包將是大勢所趨。

不斷監控滴水不漏

對于政務信息安全工作的范圍界定，張俊鴻有不同的看法，像政務網站的安全防護，因為是民眾最常接觸的一塊，又等于是門面，一旦被黑客入侵或被惡作劇更改，很容易被視為信息安全防護不周。

政務單位最常見的就是網站被黑，政務網站被張俊鴻視為是民眾的公布欄兼留言板，要讓民眾自由出入及公開發言。

“但現在大家都過度夸大了網站被黑事件。只為了守護網站門面而大大增加信息安全支出成本，究竟有沒有矯枉過正？網站安全重要還是信息重要？都是很值得大家深思的問題。”他說。因此，臺北市將網站的安全控制中心（SOC）全權外包，希望通過專業廠商進行7×24小時的安全監控與實時響應。張俊鴻表示，與系統安全整體投資相比，網站的信息安全花費算是少的。

他指出，一旦網站門面被擅自更改，快速恢復與實時應變都遠比重重安全防護重要，交由專業團隊處理就能達到實時發現、實時響應。網站就是要讓民眾網站進出，重要系統都在內部，受到防火墻與VPN的基本保護。

不過，他也強調，以SOC的服務來看，廠商必須建立具有經濟規模的服務團隊，具有服務一定數量廠商的能力，通過經濟規模降低每一個用戶所需支付的費用，才能讓SOC更加平易近人，不然一般企業或政務機關仍然無法負擔。

外包SLA評估

扣點扣錢作為把關

另外，既然要外包，如何評估廠商服務品質（SLA），臺北市有行之有效的一套做法：先是將外包分為專業型與服務型，通過不同的差錯扣錢制度來監督外包廠商，一旦外包廠商出現服務瑕疵就扣點、扣錢。續約評估則是透過每年固定的使用者滿意度調查及監督委員會評分，兩者相加如果超過80分就可以續約。

他認為SLA是一種警示作用，目的在協助廠商提升自己服務的能力，并不是真的要把廠商的錢扣光。因為張俊鴻相信“一件事情要做超過21次，才會變成本能”的理論，不管是信息人員、外包廠商，如果沒有機會作業超過21次，如何要求他們完全不犯錯？

政務安全認證

亟需分層落實

張俊鴻認為，信息安全是一個政策，但什么是信息安全的范圍？這牽涉到所謂A、B、C、D分級的定義，這樣的安全分級，究竟是該級機關的系統安全層級，還是網站安全層級？被分成不同層級的機關，到底該做哪些信息安全工作？目前還沒有被明確定義出來，確實也很難定義。

經濟規模的定義范文第4篇

關鍵詞：碳足跡；影響因素分析； Lasso；K折CV驗證

中圖分類號：F062.2文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2014）09-0124-05

Analysis of the Factors Influencing Carbon

Footprint Based on LARSLasso Method

TANG Jianrong， DENG Lin

（School of Business Jiangnan University，Jiangsu Wuxi 214122）

Abstract： This paper used LARS to realize the Lasso process to get the weight of each factors choose from 12 possible factors and the normal Lasso estimation model. The results show that：the energy structure is the main reason for the formation of carbon footprint； population， economy of scale and energy intensity are significant factors influencing the carbon footprint； city level， population structure， industrial structure， the metastasis of carbon footprint， the proportion of clean energy and the public transportation development level is an important factor affecting the carbon footprint of the influence； the rate of economic development and the consumption level of residents is not significant.

Key words： carbon footprint； analysis of influence factors； Lasso； K foldCV

引言

全球氣候問題已經引起了國際社會的廣泛關注，人類生產、消費、流通等活動所產生的碳足跡（Carbon Footprint）對氣候和環境的影響愈見明顯。碳足跡是人類生態足跡的重要內容，如果任其發展并因此阻斷了經濟增長和生態環境的天然聯系，則會沉沒我們的生態方舟，因此，重新構架全球經濟的發展模式，科學測定人類碳足跡并分析其動因，進而形成一種以生態法則為導向、以有效控制碳足跡為目標的經濟發展方式是一項重要且迫切的任務。

國內外關于碳足跡影響因素的分析主要基于STIRPAT和LMDI模型。朱勤等對STIRPAT模型進行擴展，應用嶺回歸方法分析人口、消費及技術因素對碳排放的影響，統計實證結果表明，擴展的STIRPAT模型對中國國情有較高的解釋力，居民消費水平、人口城市化率、人口增長速度三個因素對我國碳排放總量的變化影響顯著[1]；楊建云運用LMDI模型，依據2001～2010年的數據，分析了能源結構、能源強度、勞動效率、人口數量對河南省碳排量的影響，結果顯示，人均GDP提高、經濟活動增加是導致河南省碳排量增加的首要因素[2]。

各種研究表明，影響因素的甄別篩選至關重要，全面納入可能的影響因素，可以提高分析的準確性，但同時也會導致數據的高維化，從而引起多重共線性和數據分析難度加大。傳統的統計回歸方法無法處理數據的多重共線性問題，而變量選擇方法對高維數據的處理分析缺乏準確性和高效性，對碳足跡的影響分析也顯得蒼白無力，因此本文運用Tibshirani提出的一種有偏估計方法Lasso（Least absolute shrinkage and selection operator）[3]對數據進行分析，該方法將模型系數的絕對值之和作為懲罰項來壓縮模型系數，以盡可能小的誤差將不顯著因素的系數壓縮為0，從而達到顯著變量選擇的目的，在此過程中，它可以同步實現對參數的估計，且其逐步回歸過程可以很好地處理數據多重共線性。

通過評價指標文獻的比較分析，結合指標的重要性、數據獲取的科學性和全面性以及碳足跡影響的特點，選出12個碳足跡的可能影響因素，基于1996～2011年相關數據，運用LARS-Lasso算法實現變量選擇過程，同時得到標準的Lasso參數估計模型，并據此分析顯著因素對碳足跡的影響，為制定控制碳足跡的有效政策提供參考。

1LARS-Lasso算法

設X為自變量，Y為因變量，n次取樣得到觀測數據的標準化值為（X，Y），其中X為n×p矩陣（n>p），Y為n×1矩陣，X的第i個觀測值Xi=（Xi1，Xi2，…，Xip）T，i∈[1，2…n]且各觀測值相互獨立，Y=（Y1，Y2，…，Yn）T。則Y對X的線性回歸模型為：

yi=αi+βjxij+εi（1）

其中εi～N（0，σ2），=，對標準化的數據=0，因此α=0，進一步整理式（1）得到：

Y=βX+ε（2）

根據Lasso的定義，要篩選出顯著性的變量，就要在式（2）基礎上加上一定的約束條件，令約束范式表達式為：

式（3）中，t≥0，是一個調和參數（Tunning Parameter），Lasso過程就是通過不斷調整t的值，使得整體回歸系數變小，壓縮不顯著變量的系數，直至為0。

需要注意的是，假設0j為無約束最小二乘問題的解，那么當t>0j的時候，約束是沒有意義的，因此把式（3）中約束條件兩邊同時除以0j，令s=t0j，s∈[0，1]，則：

式（4）中的s是選擇最終模型的標準參數[4]。

Lasso實質是二次規劃的求解問題，Bradley Efron提出的LARS（Least Angle Regression，最小角回歸）算法[5]可以很好地解決Lasso計算問題。對LARS方法進行一點變動，限定每次只有一個變量進入或剔出模型，從而得到LARS-Lasso的解路徑，并通過確定式（4）中參數s擇定最佳模型。采用Efron和TibShirani提出的交叉驗證法（CV） [6]來確定參數s定義統計量：

2指標選擇及數據來源

2.1指標選擇

2.1.1碳足跡測定

本文將1996～2011年各一次能源消費總量折合成標準煤參考系數，計算累加的碳排放量，以此核算碳足跡（CFP），這里所述的一次能源只包括煤炭、石油、天然氣三大主要能源，其核算公式[8]為：

表1數據顯示：1996～1998年，碳足跡持續下降，1999年后碳足跡逐步增加， 2002～2007年碳足跡上升速度明顯加快，此后增速有所減緩，但2011年又出現了顯著增長。從碳足跡變化趨勢可以看出，碳足跡變動趨勢與中國社會、經濟發展狀況密切關聯。

212驅動因素分析

很多學者對碳足跡的影響因素進行了歸納，本文在前人研究基礎上，從以下4個方面考慮可能的影響因素。

（1）經濟方面。包括經濟發展速度、經濟規模、產業結構、碳足跡轉移程度。工業革命以來，第二產業主導世界經濟迅速發展，經濟規模不斷擴大，隨之產生的污染問題日趨嚴重，經濟發展狀況、產業結構對碳足跡的影響可見一斑；引入碳足跡轉移程度分析是否存在“碳轉移”，這在中國發展過程中，尋求經濟發展和節能減排平衡點、維護自身發展權益有一定作用。

（2）人口方面。包括人口數量、人口結構、城市化水平、居民消費水平。生活消費能源在能源消費中占有很大比重，人是生活能源消費的主體，而且現實生活中，城市人口、勞動適齡人口的生活能源消費量遠超農村人口、嬰幼兒和老年人。因此人口數量、居民消費水平、城市化水平和人口結構會對碳足跡產生影響。

（3）能源方面。碳足跡主要來源于能源消耗過程，可見能源對碳足跡的影響不可忽視，本文從能源結構、清潔能源比重以及能源強度三個角度考慮其對碳足跡的影響。

（4）政府方面。減少碳足跡與政府政策指向和大力扶持緊密相關，本文用公共交通發展水平衡量政府對節能減排的扶持力度。

綜合上述4個方面的分析，初步構造指標體系，如表2所示。

22數據來源

依據表2中各變量的描述，查閱1996～2012年《中國統計年鑒》國民經濟核算、人口、對外經濟貿易、能源、價格指數、城市概況、資源和環境等分類統計數據，對原始數據進行計算和整理，得到各自變量的具體數據。

3LARS-Lasso實證研究

31數據預處理

觀測各自變量與因變量CFP之間的散點-擬合線圖，結果表明：變量A1、A4、P1、P2、P4、T3與CFP有明顯的線性關系，而變量A2、A3、P3、T1、T2、G2與CFP之間的線性關系有待考證。

根據式（1）定義，Lasso標準模型是線性的，為消除可能存在的非線性關系，本文對原始數據取對數，而LARS算法對數據默認的標準化處理可以進一步消除可能存在的異方差。

33參數的確定

本文運用K折CV驗證確定改進的調和參數s，即將樣本數據等分為K份，依次以第k份數據作為測試樣本，用于計算CV殘差，k=1，2，…，K，剩余K-1份數據作為訓練樣本，用于擬合模型。Lasso問題的CV驗證，通常令K=10， CV圖如圖2所示。

圖2橫坐標為壓縮系數即參數s，縱坐標為CV值，根據具體CV演算表得到minCV（s）=1943794×10-4時，s=076767677，觀察圖1可知s介于第11步和第12步之間。

Lasso模型的驗證參數為R2和Cp，其中R2是Lasso回歸模型的擬合系數，越接近1，模型的擬合優度越高，而Cp值是Lasso判定系數，其數值定義為：

34模型構建與分析

根據已確定的參數s、圖1解路徑和式（4），得到Lasso標準化回歸模型的系數解（精確到小數點后四位）如表4所示。

根據表4數據，經濟規模（A4）、居民消費水平（P3）的系數被壓縮至0，從模型中剔除，其他10個變量均被選入，其中清潔能源比重與碳足跡呈負相關影響，其余變量均為正相關影響，據此得到Lasso標準模型為：

lCFP=0773×lnA1+0027×lnA2+0015×lnA3+1046×lnP1+0096×lnP2+0080×lnP4+1187×lnT1-0009×lnT2+0702×lnT3+0003×lnG2（10）

據此分析各變量對碳足跡的影響。

（1）能源結構是形成碳足跡的主要動因。石油能源是目前人類生產消費的物質基礎，也是產生碳排放的罪魁禍首，而不同能源的能源效率和潔凈程度有著天壤之別，煤炭能源效率和潔凈程度最差，但煤炭是中國最大的能源礦種，其在中國能源消費的主導地位短期內不會有所改變，煤炭消費比重越高，能源結構越差，碳足跡就越大。

（2）人口數量、經濟規模和能源強度是影響碳足跡的直接原因。人口數量的擴大必然會導致社會生產與消費的增加，能源消耗也會水漲船高，因此人口增長越快，碳足跡提升越快；工業革命以來，環境污染問題愈發嚴重，目前中國經濟發展難以脫離工業，工業發展污染大，加之政府難以監管到位，經濟規模越大，污染越嚴重，碳足跡亦隨之提高；能源強度反映的是能源技術發展水平，能源強度越大，同等能耗產生的碳足跡也水漲船高。

城市化水平、人口結構是助長碳足跡的重要因素。城市人口和勞動適齡人口的生活能源消耗相對較大，一方面，其相對高碳的消費模式和生活方式會引起家庭碳足跡的增加；另一方面，城市規劃不合理，管理缺乏統籌性，低碳建筑拘于紙上談兵，造成城市碳足跡居高不下。

（4）產業結構、碳足跡轉移狀況對碳足跡有一定影響。第二產業的主體工業尤其是重工業對環境的污染顯而易見，因此產業結構對碳足跡的正向影響是符合實際情況的。碳足跡轉移狀況對碳足跡影響系數為00153，是正相關關系，證明發達國家對中國確實存在碳轉移。

（5）低碳能源、公共交通對碳足跡的影響不可忽略。積極發展低碳能源，逐步優化能源結構，可以有效減少碳足跡；清潔能源比重的系數較小，僅為-00093，這是因為近16年低碳能源消費比重較小（59%～86%），但隨著消費比重逐步增加，其作用亦會水漲船高，因此必須高度重視；系數為00033，與研究預期背道而馳，一方面是因為當前國內公共交通工具大多是燃油車，能耗高、污染大；另一方面，公共交通發展遠跟不上經濟發展的腳步，居民生活水平不斷提高，而公共交通卻難以滿足居民需求。盡管如此，通過推進公共交通工具電氣化、改善公共交通網絡等一系列政策，必定可以發揮其抑制碳足跡增長的效用。

（6）經濟發展速度和居民消費水平對碳足跡的影響尚未顯現。中國經濟發展有著明顯的區域化差異，發達區域對GDP貢獻大，經濟發展速度快，且基本形成第三產業主導經濟發展的格局，因此經濟發展速度對于碳足跡的影響較小。城市居民恩格爾系數近16年來最小值為357%，遠高于發達國家水平，說明生活必需品是中國居民消費的主體，因此對碳足跡的影響不顯著。

4碳減技術路徑及政策建議

綜上所述，可以從碳足跡的10個顯著影響因素著手，兼顧兩個尚不顯著的影響因素，有力控制碳足跡增長。在發展過程中，要引導產業結構和能源結構的調整，推動新能源發展；不斷改革能源利用技術，提高能源效率；大力發展循環經濟，讓“靜脈”產業為經濟發展注入新鮮活力；呼吁國際社會重視“碳泄漏”，保障自身發展權益；控制人口增長，鼓勵低碳生活；重視綠色城市建設，提高節能設施覆蓋率；合理運用政府政策，推動關鍵鏈管理。

（1）構建智慧增長戰略。注重城市經濟、社會、環境之間的和諧發展，強調已開發區域的整合利用和緊湊式發展，關注各利益主體的訴求與合作，成功實現我國智慧增長。伴隨著人口膨脹、城市擴張，我國固有的矛盾以及發展中的問題也水漲船高，城市化是發展所需，低碳化是大勢所趨，要注重培養大眾消費思想低碳化，倡導全民生活方式節能化，合理控制人口增長速度，積極穩定推動城市發展，構建低碳新興城市，實現城市整合利用和緊湊式發展；逐步實現國家能源消費從傳統煤炭礦種為主向現代石油和天然氣礦種為主的結構轉變，提高能源利用率，扶持新能源技術開發，優化能源結構，協調發展智慧經濟。

（2）重視碳足跡轉移。工業制成品出口額對碳足跡的影響不容忽略，發達國家憑借其技術壟斷，高污染的產業轉移到發展中國家，中國成為發達國家最大的“碳轉移”基地；我國要發展，同時也要吸取發達國家的經驗，舍棄犧牲環境的不合理發展模式，引導國際貿易低碳化，呼吁國際社會關注發達國家對我國的“碳泄漏”實情，為自身發展爭取更多的機會和權益。

（3）推動關鍵鏈管理。設計嚴格的排污機制，落實碳稅、碳排放交易政策，架構合理的碳排放認證、審核機制，建立體制健全的碳排放交易市場，充分運用財政政策控制碳足跡的增長；合理規劃環境污染治理，推行“預防為主，治理為輔，防治并舉”的上下游產業鏈發展戰略；大力推動公共交通發展，建立高效快捷的公共交通體系，促進公共交通工具電氣化，倡導選用公共交通和零污染的交通工具。

（4）發展“非蔓延式經濟”。發展與環境協調的非蔓延式經濟，逐步淘汰落后的生產技術，制定嚴格的企業排污制度法規；推動資源回收利用的“靜脈”產業發展，將“城市礦山”化廢為寶，促進循環經濟發展；大力發展服務業，有計劃地減少國民經濟對工業的依賴，需要注意的是，第二產業對于一個國家而言不可或缺，只有通過技術改革、合理規制來減少工業污染，才能標本兼治。

中國是一個發展中大國，發展是第一要務，合理協調經濟、環境與社會之間的關系也刻不容緩。處于后哥本哈根時代，我們不僅要承擔起減少碳足跡的責任，也要呼吁國際社會正視發達國家的“碳泄漏”問題，為自身發展爭取到更多權益和空間；積極轉變對外貿易形式，集中精力發展自身，突破“中國制造”瓶頸，努力打造“中國創造”國際新形象，從根本上減少自身資源消耗，從而控制碳足跡的增長。

參考文獻：

[1]朱勤，彭希哲，陸志明，于娟.人口與消費對碳排放影響的分析模型與實證[J].中國人口資源與環境，2010.2：98-102.

[2]楊建云.基于LMDI方法的河南省碳排放分析[J].經濟論壇，2012，8：21-24.

[3]Robert Tibshirani. Regression Shrinkage and Selection Via the Lasso[J].Journal of the Royal Statistical Society，1996，58（1） ：267-288.

[4]周瑋.變量選擇中的LARS算法機器在國民經濟中的應用[D].山東：山東大學，2011.

[5]Efron B， Hastie T， Johnstone I， et al.Least angle regression[J]. Annals of Statistics， 2004，32（2）：407-499.

[6]Efron B， Tibshirani R.An Introduction to the Bootstrap[M].London：Chapman and Hall，1993.

經濟規模的定義范文第5篇

關鍵詞：人民幣國際化；經濟社會轉型；互動分析

一、經濟社會轉型的涵義

改革開放三十年來，中國經濟社會轉型取得了舉世矚目的成就。經濟社會的轉型不僅體現在經濟體制改革、轉變經濟發展方式、政治體制改革和法律體制改革上，還表現在構建和諧社會、鍛造與強化公民認同、國家認同、世界公民意識等方面。當前收入差距、地區差距、城鄉差距逐漸拉大，教育、醫療等社會公共事業滯后，看病難、看病貴、上學難、上學貴的問題，還有資源能源消耗過大，環境污染嚴重的問題，這些問題的集中出現和解決，必然觸及經濟體制、文化體制和社會管理體制的方方面面。至此，經濟社會轉型也需不斷向前推進。

二、人民幣國際化進程及展望

對貨幣國際化的定義，學術界至今各執一詞。如果參照 Hartmann(1998)對此的解釋，人民幣國際化就意味著人民幣被除中國之外的國家或地區的個人或機構接受并用作交換媒介、記賬單位和價值儲藏手段。

從目前的情勢來看，在亞洲貨幣中，人民幣所具有的優越條件還是足以使人對其國際化的前景充滿信心。其中，我國政治穩定，國際地位不斷提高國際影響不斷擴大。除此之外，我國經濟持續增長，2010年經濟規模已成為全球第二，金融市場不斷開放和完善。

三、人民幣國際化對經濟社會轉型的影響

（一）人民幣國際化將促進資本市場的發展

人民幣國際化的條件之一就是需要發達的資本市場。人民幣國際化之后，各種以人民幣計價的金融商品充斥市場，非居民將擁有更多的人民幣金融產品，利率也將市場化。而資本市場在不斷交易中和政府的放開中繼續發展。擁有了發達的資本市場，刺激了直接融資的發展，國內各種資金通過虛擬市場紛紛投向效應高的實體企業，促進了市場的優勝劣汰。同時，中小企業籌措資金的路徑擴大，不再存在籌資難的問題，有助于整個民族企業的戰略發展，有效改進國內的經濟發展經濟結構，推動國家的經濟社會轉型。

（二）人民幣國際化倒逼經濟結構轉型

因為經濟不轉型、出口的問題不解決，仍然是處于低產業化。而在人民幣國際化過程中，（和訊財經原創）匯率將面臨更大的彈性。當前中國人民幣匯率低估，如果人民幣國際化，匯率隨市場而變化。一些出口企業在人民幣升值情況下無利潤可圖的情況下，被迫選擇加大產品開發力量，投入相應的科研，注重知識產權的構建。此外，中國需要通過匯率的改變，向世界發出信號，中國的出口產品不再依靠勞動力的低價和資源的粗放型開發，而是產品里所包含的技術成分。如此的話，經濟發展方式有可能從粗放型轉為簡約型。

（三）人民幣國際化后有利于國內的企業實行走出去戰略

當前，我國的一些企業面臨產能過剩的尷尬局面，但從某一程度來說，這種企業的核心技術在世界占據了遙遙領先的地位。如果這樣停滯不前的話，是一種資源和效率的浪費。而這種情況下，人民幣國際化有利于企業對外投資，收購和兼并國外的一些公司企業，在世界各地開發新市場，提高資金和技術的使用效率，形成開放性經濟體。

四、經濟社會轉型對人民幣國際化的促進

(一)經濟社會轉型給人民幣國際化提供發達的金融市場

貨幣的國際化某種程度上取決于該貨幣發行國是否存在資本控制，是否具有一定深度和廣度的金融市場。經濟社會轉型中不僅有經濟結構的發展，隨之產生的還有金融體制的轉型。隨著金融體系的改革和完善，中國將擁有發達的金融市場。歷史經驗表明，發達的金融市場是一種貨幣成為國際載體貨幣的關鍵因素。布雷頓森林體系的崩潰并沒有終結美元作為國際貨幣的地位，原因之一是，相比歐洲和日本，美國擁有世界上最發達和最廣泛的金融市場。

（二）經濟社會轉型能促進人民幣資本項目的可兌換

經濟社會轉型的目標是保持宏觀經濟的穩定和高速增長，構建多樣性、合理性的經濟結構、財政收支和國際收支平衡。微觀層面上來說，經濟社會轉型希望國內經濟有一個良好的產業基礎，擁有在國際市場具有競爭力和研發能力的獨立自主、產權明晰、具有良好的公司治理結構與核心競爭力的現代企業。而擁有了這些，資本市場的開放，才不會對國內企業產生巨大的沖擊和風險。也只有擁有這些，才不會有大規模的資本流入流出，保證資本項目可兌換的平穩運行。

(三)經濟社會轉型通過適當的渠道對外提供人民幣

經濟社會轉型的最終目的是保持經濟穩定增長。只有經濟不斷持向前增長，經濟規模不斷擴大，才能使人民幣的流通范圍不斷擴大，更多人選擇人民幣為貿易計價貨幣。較大的經濟體往往為其貨幣提供了較大的經濟基礎，因此很容易使其貨幣的使用產生規模利益；較大的經濟體也容易避免外界對本國經濟的影響和沖擊，且更有可能為貿易投資者提供安全的庇護所。從歷史上看，也往往經濟規模龐大的國家，其貨幣才更有可能成為國際貨幣。一國經濟規模過小，對全球經濟的影響有限，使得各國貿易商沒有廣闊、便捷的途徑獲取其貨幣。另外，其貨幣規模也不足以支撐起整個世界貿易的貨幣用量。所以經濟社會的轉型有助于人民幣擴大流通范圍，為人民幣國際化打下堅實基礎。

此外，經濟社會轉型必然以制造業為主的經濟結構向服務業、制造業并重的結構調整，以出口低端產品的結構向出口高附加值產品調整，經濟增長模式就此擺脫投資和貿易驅動。在確立了以消費驅動為主導的經濟增長模式的條件下，平衡國際收支就不會流于空談。而在我國資本市場尚未開放的條件下，以進口作為對外提供資金的主渠道更有價值。因為鼓勵進口原材料和低端產品，削減貿易順差，實現國際收支大體平衡，有利于充分利用中國的人口優勢和市場優勢，更好地保護我國脆弱的生態環境，實現科學發展觀。

參考文獻：