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（一）外購或委托加工收回存貨的計量變化
1.規定商品流通企業的進貨費用計入存貨成本
原準則規定，商品流通企業存貨的采購成本包括采購價格、進口關稅和其他稅金等，在采購過程中發生的運輸費、裝卸費、保險費、包裝費、倉儲費等費用在其發生時確認為當期費用，運輸途中的合理損耗、入庫前的挑選整理費用等，直接計入當期損益。
新準則不再區分企業的性質是工業企業還是商品流通企業，存貨采購成本包括的內容都是一致的。根據新準則的要求，可以將在采購過程中發生的運輸費、裝卸費、保險費、包裝費等費用按照合理的分配辦法計入存貨成本。倉儲費（不包括在生產過程中為達到下一個生產階段所必須的費用）在發生時確認為當期損益，不計入存貨成本。在實務中，企業也可以先進行歸集，期末再根據所購商品的存銷情況進行分攤。對于已售商品的進貨費用，計入當期損益；對于未售商品的進貨費用，計入期末存貨成本。如果企業采購商品的進貨費用金額較小的，可以在發生時直接計入當期損益。
2.明確勞務成本可計入存貨成本
原準則未就為提供勞務而發生的相關費用是否應計入存貨成本予以規定。新準則明確規定：“企業提供勞務，所發生的從事勞務提供人員的直接人工和其他直接費用以及可歸屬的間接費用，計入存貨成本”。這一變化使得存貨的內涵不再局限于原材料、庫存商品等實物范疇。
3.放寬制造費用分配方法的選擇
原準則在規范確定存貨的加工成本時，列舉了可選用的制造費用分配的方法、聯產品加工成本可選用的分配方法，并規定了主副產品加工成本的分配方法。
新準則僅僅提出“企業應當根據制造費用的性質，合理地選擇制造費用分配方法”、“在同一生產過程中，同時生產兩種或兩種以上的產品，并且每種產品的加工成本不能直接區分的，其加工成本應當按照合理的方法在各種產品之間進行分配”，未在準則正文中對制造費用分配等方法進行列舉，企業可以根據自身業務的實際情況選擇適當的分配方法分配制造費用。
4.允許部分存貨的借款費用資本化
原準則不允許將存貨的借款費用資本化?！镀髽I會計準則第17號——借款費用》規定，符合資本化條件的資產是指需要經過相當長時間的購建或者生產活動才能達到預定可使用或者可銷售狀態的固定資產、投資性房地產、存貨等資產?？梢?，新準則擴大了應予資本化的資產范圍，某些特殊行業，如造船、飛機制造等機械制造企業，將允許用于存貨生產的借款費用資本化，計入存貨成本。
（二）其他來源存貨的計量變化
1.投資者投入存貨的成本必須公允
原準則規定，投資者投入存貨的成本，應當按照投資各方確認的價值確定?！镀髽I會計準則第1號——存貨》在這方面強調了公允價值的運用，規定投資者投入存貨的成本應當按照投資合同或協議約定的價值確定，但合同或協議約定價值不公允的除外。在投資合同或協議約定價值不公允的情況下，按照該項存貨的公允價值作為其入賬價值。
2.關于非貨幣性資產交換取得存貨的計量
原準則規定，非貨幣性資產交易一般不允許使用公允價值，通常不確認損益。換入的存貨按換出資產的賬面價值加相關稅費（減進項稅額）入賬；涉及補價的，還應加上支付的補價（支付補價方）或減去補價加上確認的營業外收入（收到補價方）。
根據《企業會計準則第7號——非貨幣性資產交換》，存貨的初始計量較為復雜，首先要對交易進行判斷，判斷非貨幣性資產交換是否同時滿足兩個條件：具有商業實質以及換入資產或換出資產的公允價值能夠可靠計量，同時，要看是否涉及補價。未滿足上述兩個條件的，換入的存貨按換出資產的賬面價值加相關稅費（減進項稅額）入賬；涉及補價的，還應加上支付的補價或減去收到的補價，不確認損益。滿足上述兩個條件的，換入的存貨按換出資產的公允價值加相關稅費（或減進項稅額）入賬；涉及補價的，換入存貨的成本與換出資產的賬面價值加支付的補價、應支付的相關稅費之和的差額計入當期損益，或換入存貨的成本加收到的補價之和與換出資產的賬面價值加應支付的相關稅費之和的差額計入當期損益。
3.關于債務重組取得存貨的計量
原準則規定，債權人因債務重組取得的存貨按重組債權的賬面價值和相關稅費計量，不確認損益。根據《企業會計準則第12號——債務重組》，以非現金資產清償債務的，債權人應當對受讓的非現金資產按其公允價值入賬。重組債權的賬面余額與受讓的非現金資產的公允價值之間的差額，計入當期損益。如果債權人已對債權計提壞賬準備，應先將該差額沖減壞賬準備，壞賬準備不足以沖減的部分，計入當期損益。
4.關于企業合并取得存貨的計量
與原準則相比，新準則新增了企業合并取得存貨的成本計量的規定。根據《企業會計準則第20號——企業合并》，企業合并分為兩類：一是同一控制下的企業合并，指參與合并的企業在合并前后均受同一方或相同多方最終控制且該控制并非暫時的。二是非同一控制下的企業合并，指參與合并的企業在合并前后不受同一方或相同的多方最終控制。兩種不同的企業合并下，存貨的計量有所不同：
（1）同一控制下的企業合并：其實質相當于企業集團內部的交易，所以，同一控制下的企業合并取得的存貨應按合并日在被合并方的賬面價值計量。
（2）非同一控制下的企業合并：這一合并下取得的存貨應按合并日存貨的公允價值計量，但前提是其所帶來的經濟利益很可能流入企業并且公允價值能夠可靠地計量。
二、發出存貨成本計算方法的變化
（一）取消了先進先出法
原準則規定，確定發出存貨的實際成本可以采用的方法有個別計價法、先進先出法、加權平均法、移動平均法和后進先出法等。
新準則考慮到后進先出法并不能真實地反映存貨的實際流轉，因此規定企業確定發出存貨的成本的方法有四種，分別是先進先出法、加權平均法（包括移動加權平均法）和個別計價法。企業不得采用后進先出法確定發出存貨的成本，這與國際準則的有關規定是一致的。
（二）取消了接受捐贈存貨成本的確定的相關說明
在原準則的基礎上，新存貨準則中刪去捐贈方提供了有關憑證和捐贈方未提供憑證情況下企業接受捐贈存貨成本確定的說明，因為在新準則體系中重新引入了公允價值計量屬性，接受捐贈及盤盈存貨的成本可通過相關存貨的公允價值加上相關的稅費確定，無需再做出專門的規定。
（三）細化了盤虧毀損存貨的處理
原準則規定：盤虧或毀損存貨造成的損失，應當計入當期損益。新存貨準則規定：企業發生的存貨毀損，應當將處置收入扣除賬面價值和相關稅費后的金額計入當期損益。存貨的賬面價值是存貨成本扣減累計跌價準備后的金額。存貨盤虧造成的損失，應當計入當期損益。
三、存貨期末計量的變化——取消了周轉材料的分期攤銷法
資產負債表日，存貨依舊應當按照成本與可變現凈值孰低計量，新準則中有關可變現凈值的確認方法與原準則的相關規定一致。變化在于，新準則進一步明確了低值易耗品和包裝物采用一次轉銷法或者五五攤銷法進行攤銷，并計入相關資產的成本或者當期損益，取消了分期攤銷法。
參考文獻：
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論文摘要：本文認為，相關性與可靠性共同決定了會計信息的決策有用性，兩者缺一不可，對兩者之間關系的合理判定直接影響到計量屬性的選擇。作為一種備受注目的計量屬性，公允價值是否同時具備相關性和可靠性質量特征，需要深入剖析公允價值的內涵，澄清公允價值計量的相關性和可靠性質量特征至關重要。
一、會計信息質量特征：相關性與可靠性
(一)相關性與可靠性的涵義關于會計信息的相關性，國際會計準則委員會(IASC)認為，當信息能夠通過幫助使用者評價過去、現在和未來事項或確認、更改他們過去的評價，從而影響到使用者的經濟決策時，信息就具有相關性。而美國財務會計準則委員會(FASB)的概念公告對相關性所下的定義為信息導致差別的能力，并把預測價值、反饋價值與及時性并列為相關性的標志。相關有一般相關與特殊相關之分。一般相關是指滿足現有的和潛在的投資者、雇員、貸款人、供應商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相關是指會計信息與某類信息使用者的特定決策相關。相關性也是相對的，在相關與不相關之間還存在著低度相關、高度相關等程度不同的相關。值得注意的是相關性是指會計信息在內容上與決策相關，不涉及信息的可靠與否。也即不具備可靠性的信息并不妨礙其相關性。如會計信息使用者需對某企業上年的盈利能力做出決策，那么該企業上年度的凈利潤就是與之相關的會計信息。雖然此數值可能是該企業利用虛假業務編造出來的，但這不影響凈利潤數值與特定決策的相關性。只能說明該凈利潤數值這一相關信息由于不具備可靠性而喪失了有用性。關于會計信息的可靠性，至今沒有一個權威的定義。IASC認為資料當其沒有重要差錯或偏向并能如實反映其所擬反映或理當反映的情況，而能供使用者作依據時，資料就具備了可靠性。而FASB把反映真實性、可核實性和中立性并列為可靠性的標志。其中反映真實性是可靠性的靈魂，而可靠性和中立性則是驗證可靠性應具備的條件。由此可見，可靠性是指會計信息能夠再現重大的財務關系。可靠性不同于真實性，真實性是完全的再現，而可靠性允許有誤差的幅度，是相對的，是否可靠還取決于會計信息允許包括誤差的程度，允許誤差的程度則決定于這種誤差不致于降低信息的有用價值。不影響決策的正確性。雖然估計和假設是會計所固有的，但并不會損害可靠性。國際會計準則委員會在《編制財務報表的框架》中提到，成本或價值在許多情況下都需要估計，合理的估計是會計報表編制工作的一部分，這并不會損害其可靠性。
(二)可靠性與相關性關系的合理判定由以上分析可見，可靠性與相關性是會計信息的兩個獨立的質量特征，在內涵上互不影響：信息是否相關不需要可靠來支持。信息是否可靠也與相關性毫不相干。但要達到會計信息有用性這一目標，會計信息必須同時具備相關性和可靠性，兩者缺一不可，否則會計信息就喪失了有用性。亦即相關又可靠的會計信息一定是有用的，而有用的信息肯定同時具備一定的相關性與可靠性。首先作為相對概念，在量的規定性上，相關性與可靠性并非總是在同一方向上影響信息的有用性，但又必須盡可能地統一于信息有用的目標之下。提高一定程度的相關性，在特殊情況下可以犧牲一定的可靠性，同樣，為了達到更高的可靠性，也可犧牲一定的相關性，只要能滿足對決策有用的目標即可，兩者的度可根據具體情況靈活把握。如預測性信息具有極高的預測價值，即相關程度很高，但由于其反映的是未發生的經濟業務，可靠性必然較差，只要編制該信息所依據的基本假設、所選用的會計政策及預測的編制基礎是合理的，就可達到信息使用者決策有用的目標，而不必強求該預測信息一定可以實現；而歷史成本信息，由于其具有可核實性這一其他計量屬性無可比擬的優點，可靠性較高，但由于其反應的是過去的交易和事項，與面向未來的決策相關性就差一些，但權衡利弊仍能滿足信息使用者的需要。這是在各界對歷史成本提出強烈批評的情況下，這一計量屬性仍未退出歷史舞臺的原因。其次，在考慮會計信息的決策有用性時，相關性與可靠性之間并不必然存在此消彼長，互相矛盾的關系，兩者必需兼顧。當一方提高時，在保證信息有用的前提下，允許另一方有所下降，但并不意味著一方的提高必然導致另一方的下降。應該遵循效益大于成本原則，追求會計信息的可靠性與相關性的共同提高，以便更大程度地滿足信息使用者的需要，這也是會計自產生以來的發展方向。如果一項會計創新，在導致所提供會計信息的可靠性與相關性比已有信息都有所下降的情況下，仍能在新的方面滿足信息使用者的需要，也是可行的。為了達到會計信息有用性這一目標，在不同的情況下，兩者各自的程度會在一定范圍內有所波動，但由于不存在此消彼長的關系，其間也就不存在誰更重要一些的問題，即不存在一定要犧牲一定程度的可靠性去換取更大的相關性，或一定要在保證相關的前提下，盡可能提高可靠性的問題，這都是實際工作中相關與可靠之間權衡的特殊情況，不具有一般性。
二、公允價值的內涵及其計量
(一)公允價值的定義IASC將其定義為：在一項公平交易中，熟悉情況、自愿的雙方交換一項資產或清償一項債務所使用的金額。FASB的定義是：公允價值，指在當前交易中，自愿的雙方買入(承擔)或賣出(清償)-項資產(負債)所使用的金額。我國會計準則的定義是：在公允價值計量下，資產和負債按照在公平交易中，熟悉情況的交易雙方自愿進行資產交換或者債務清償的金額計量。由此可見，公允價值的認定依據是市場上對資產或負債公平、自愿的交易金額，從本質上講，公允價值是一種基于市場信息的評價。
(二)公允價值的內涵及外延公允價值是很廣的概念范疇，并不僅是與其他計量屬性相并列的概念，可以說是其他屬性存在的基礎，即需要反映交易和事項內含的公允的價格，并同時兼具可靠性、相關性的信息質量特征。公允價值概念是會計環境變化的產物，絕不僅是現有會計計量屬性的簡單統一。一般認為，公允價值是與歷史成本相對立的復合計量屬性，這包括兩層含義：公允價值不包括歷史成本；公允價值可包括現行成本、現行市價、未來現金流量現值等，其與現行價值概念十分接近。但公允價值和歷史成本并不是對立的，因為歷史成本和公允價值在邏輯上是一致的。歷史成本(收入)作為已經發生的交換價格，是過去某個時點的公允價值。而現行成本、可變現價值、現行市價，以及短期的可變現凈值和以公允價值為計量目的的未來現金流量的現值，在沒有實際交換價格的情況下，通過模擬實際交換價格來實現公允價值的方式，也可以看做是公允價值的表現形式。因此，公允價值概念與上述各計量屬性之間的關系并不是必然的，是有一定條件的，只有符合公允價值定義、具有相關性和可靠性質量特征的上述計量屬性才是公允價值。
三、基于相關性和可靠性的公允價值信息質量
(一)公允價值的相關性公允價值反映的是在特定的時點和經濟狀態下，市場對資產或負債的定價，而公允價值的變化，也反映了市場對資產或負債所認可的價值變化。在完善的市場中，市場定價反映的是所有市場參與者對資產或負債價值的期望值，是統計上具有無偏性的指標，這個指標中包含了所有影響該資產或負債價值的信息。在知識經濟時代，大量新業務不斷涌現，企業的某些無形資產。如商譽、知識產權、人力資源、衍生金融工具等在現有的計量模式下遇到了難題，這些都影響了會計信息的相關性和有用性。而采用公允價值則能夠對這些資產進行確認和計量，以滿足投資者對這些與決策相關信息的需要。相比較而言，歷史成本反映的是在資產獲得時或者負債形成時市場對其價值的評價，而市場只有在資產轉讓或負債償還時才反映其價格的變化，即被確認為利得或損失。這種會計處理方法與瞬息萬變的金融市場是不相符的，更何況轉讓或償還并不是導致損失或利得發生的原因。
由于公允價值是以市場定價為基礎的，所以其決策價值要明顯優于歷史成本。首先，金融資產或金融負債的購買(或形成)時間和歷史成本都不會影響后續計量，只有報告日的市場條件、債務人的信譽等因素才會影響到公允價值。其次，公允價值也不會受資產或負債持有人及其持有目的等因素的影響，這樣可避免資產或負債計量中的一些武斷的標準并減少管理當局操縱會計數字的空間。與此相比，歷史成本計量屬性卻會使相同的金融資產變得不同，使不同的金融資產變得相同，甚至會誤導決策。再次，由于公允價值是市場的無偏定價，所以同一會計主體各個會計期間以及不同會計主體之間，計量技術都是一致的，使會計信息的可比性大大增強。在預測功能方面，由于公允價值能夠及時地確認市場條件變化所引起的資產、負債價值的變化，不斷滿足外部投資者對公司價值信息的需求，從而就具有歷史成本所不可比擬的預測價值。實證研究表明，公允價值具有相關性質量特征，如MaryE.Barthetal(1996)檢驗了美國1992年和1993年銀行的數據，樣本銀行占到了美國所有商業銀行總資產和總存款的90％。研究發現，商業銀行的股價確實會反映銀行披露的公允價值信息；商業銀行的健康狀況越差，投資者對銀行貸款定的權重越低；在披露公允價值的主要資產和負債中，尤其是貸款，公允價值對股價的解釋能力顯著優于歷史成本。這證明銀行金融工具的公允價值披露具有價值相關性。因此，公允價值與歷史成本相比，能更加準確地反映企業的財務狀況和經營成果，從而為信息使用者提供與決策更相關的信息。
關鍵詞：博士學位論文；優博；計量分析；洛特卡分布；相關性分析
中圖分類號：C961 文獻標志碼：A 文章編號：
10085831（2014）02009207
一、引言
作為“高層次創造性人才工程”重要組成部分的全國優秀博士學位論文（以下簡稱優博論文）的評選工作，已納入教育部《面向2 1世紀教育振興行動計劃》的第一項啟動項目，全國優秀博士學位論文評選是教育部學位管理與研究生教育司組織開展的一項工作，旨在加強高層次創造性人才的培養，鼓勵創新精神，提高研究生教育特別是博士生教育的質量。中國優秀博士學位論文評選是對博士培養質量進行監督和激勵的一項重要舉措，對培養和激勵創新精神，促進博士生培養質量提高具有積極的作用[1]。
根據《全國優秀博士學位論文評選辦法》，全國優秀博士學位論文入選名單經過推薦、初選和復評后產生。參評論文由學位授予單位向其所在?。ㄗ灾螀^、直轄市）學位委員會推薦；省級學位委員會對推薦學位論文進行初選。教育部學位管理與研究生教育司負責組織對初選出的論文進行復評，復評工作包括同行專家通訊評議和專家審定會審定。教育部學位與研究生教育發展中心受教育部學位管理與研究生教育司委托，承擔同行專家通訊評議工作。
二、歷年中國優秀博士學位論文評選結果數據統計分析
自1999年首次進行中國優秀博士學位論文評選以來，至2011年共進行了13次，共評選出中國156個高校/科研單位的優秀博士學位論文1 279篇，提名論文1 902篇，如表1所示[2]。根據《全國優秀博士學位論文評選辦法》中的說明，評選工作每年進行一次，每次評選出的全國優秀博士學位論文不超過100篇。評選工作進行13年來，評選結果平均為每年98.4篇，說明評選工作符合“科學公正、注重創新、嚴格篩選、寧缺毋濫”的原則。
2010年全國畢業博士生4.90萬人，評選出97篇全國優秀博士學位論文，僅占總數的0.2%。在評選第一年1999年，參評論文基數僅為8 957篇，評選出的100篇優秀論文占總數的1.1%。可見，雖然隨著國家博士生的逐漸擴招，每年的博士畢業論文數量急劇增加，2011年全國博士生招生達到6.38萬人，然而，論文評選依然不超過100篇，使得獲評難度急劇增大，獲評幾率大幅降低。
全國優秀博士學位論文評選的初衷在于加強高層次創造性人才的培養工作，鼓勵創新精神，然而可以預見，未來每年的參評論文基數將大幅上升，獲評論文將低于總數的0.2%，顯然這將大大降低參評博士生的熱情，無法起到鼓勵人才的作用。因此，建議能夠隨著博士生畢業人數的增長，將獲獎論文的數量控制在1%左右，保持與評選初年持平的水平。
三、歷年獲獎論文學位授予單位分析
（一）學位授予單位分析
中國優秀博士學位論文的參評單位包括全國所有具有博士學位授權資格的單位，即高校、中國科學院、中國社會科學院以及其他部委所屬科研院所等。截止2010年底，全國共有培養研究生單位797個，其中高等學校481個，科研機構316個。至2011年，1 279篇獲獎論文共來自156個高校/科研單位，對其中“985工程”、“211工程”高校的獲獎論文數進行比較分析，可以一定程度上反映中國高等教育政策對高校研究生教育和科研工作的影響效果。獲獎總數排在前十位的單位如表2所示。
中國科學院共有44個下屬科研院所獲評優博論文，總數達184篇，占獲獎論文總數的14.39%，并且相比排在第二和第三位的清華大學和北京大學，其獲獎總數都在2倍左右。分析其原因，一方面因為中國科學院博士生培養規模龐大，2011年共有4 832人獲得博士學位，相比其他高校和科研單位，評選基數較大；另一方面，中國科學院擁有320余位兩院院士、4 200余名博士生導師，其以研究所為基礎的高水平導師隊伍和一流科研實踐條件，為培養優秀博士生提供了肥沃的土壤。
在排名前十位的單位中，除中國科學院外，全部
是國家“985工程”一期大學。這一方面說明“985工程”一期建設高校都是國內高水平研究型大學；另一方面，也體現了“985工程”大學依托其優勢學科創新平臺項目，為國家高精尖人才培養做出了卓越的貢獻。
在156個學位授予單位中，包含了 39個“985工程”高校（共39所），和89個“211工程”高校（共113所），也就是說，包括了全部“985工程”高校以及78.76%的“211工程”高校，39所“985工程”高校共產出優博論文768篇，加上中國科學院的184篇，這40所高校/科研單位共產出952篇優博論文，相當于25.64%的學位授予單位產出了74.43%，大致符合“二八率”的分布，說明中國優秀博士生的培養已經形成了由“985工程”高校和中國科學院共同組成的核心群體。
（二）學位授予單位的洛特卡分布統計
（四）各一級學科歷年獲獎論文導師與學位辦評議組成員相關性分析
將歷年獲獎論文的數據，按照一級學科進行統計，統計出各一級學科獲獎論文的總篇數，以及其中指導老師是學位評議組成員的文章數量。同樣將數據導入Excel軟件，選擇Pearson（皮爾生）函數對兩組數據進行相關性分析，得到相關系數r為0.836，大于0.8，說明各一級學科歷年獲獎論文導師與學位辦評議組成員同樣呈現出高度的相關性。
將其中指導教師是學位評議組成員的文章數量與總篇數進行比重分析，按照所占比重降序排列，比重大于等于50%的學科如表6所示。
在85個獲得優博論文的一級學科中，歷年獲獎論文導師與學位辦評議組成員相關性平均為32.74%，也就是說，對于所有一級學科而言，將近1/3的獲獎論文來自評議組成員指導的博士。并且，超過50%的一級學科有20個，有4個一級學科相關性達到100%，分別為公共管理、軍制學、社會學和圖書館、情報與檔案管理。相比按照學科門類統計得到的相關性，以一級學科進行分類統計得到的相關性更加明顯。顯示出一些學科獲獎論文成果高度集中在評議組成員指導的博士中。
通過以上分析可以看出，無論是對于學科門類或者一級學科，歷年獲獎論文導師與學位辦評議組成員都呈現出高度的相關性。這在一定程度上說明了中國博士培養的學科發展的不均衡性。尤其是對于學位辦評議組成員占獲獎論文導師比重超過50%的一級學科，杰出的研究人員呈現出高度的集中性，形成了該領域的核心團體。然而，指導教師與評議組成員的高度相關性也反映出優勢資源的高度集中，甚至在一定程度上抑制了百家爭鳴的良好學術發展氛圍。另一方面，中國優秀博士學位論文的評選結果已經普遍作為高校對博士生培養單位以及指導教師績效評價的重要指標，那么如果能夠建立更加有效的評選機制，避免指導教師與評議組成員高度的相關性，將能夠大大增強評選的信度。
六、結論與思考
中國優秀博士學位論文評選的初衷在于建立有效的監督和激勵機制，提高博士生教育的整體質量，鼓勵創新，促進高層次創新人才脫穎而出。然而通過以上統計和分析結果，反映出中國學科發展不均衡、資源配置不合理，以及優秀博士學位論文評選機制存在的問題，值得廣泛的關注和思考。參考文獻：
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Quantitative Analysis of National Excellent Doctoral Dissertations
QIU Junping， ZHAO Yuehua
（Wuhan University， Wuhan 430072， P. R. China）
Abstract：
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關鍵詞：經濟集聚；經濟增長；空間計量模型
一、引言及文獻綜述
縱觀世界經濟的發展歷史，經濟的空間集聚是一種普遍存在的現象，正如克魯格曼所言：“經濟活動最突出的地理特征是什么?一個簡短的回答肯定是集中”。與經濟的空間集聚相伴而生的是區域經濟增長的非均衡化以及地區差距的擴大。作為中國經濟增長最快、最具活力的省區之一，江蘇省內部表現出很強的經濟集聚趨勢，同時一直受到經濟發展不平衡問題的困擾，地區間差距在最近20年迅速擴大。集聚是否是導致地區經濟增長差異的重要因素?本文擬對這一問題進行實證研究。
長久以來，經濟增長與經濟集聚的研究幾乎互不相關。然而，現實表明，經濟活動的空間聚集與經濟增長是很難被分割的兩個過程。20世紀90年代后期，一些新經濟地理學領域內的學者開始嘗試整合新經濟地理學與新增長理論，在統一的理論框架下探討集聚與增長之間的相互作用，其中開創性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他們通過強調技術外溢和空間集聚的相互作用，為解釋經濟集聚和經濟增長之間的內在聯系提供了一個非常清晰和簡明的理論分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基礎上通過改進研發部門的生產函數和熟練工人的動態遷移過程，給出了一個數學分析更加容易、分析結果更加具體的整合模型。Dupont(2007)也在集聚與內生增長的框架下，分析了經濟一體化過程對區域差異和不平等的影響。他們的研究表明：集聚對于整體的經濟增長是有利的，地理位置會影響到經濟增長。
伴隨著理論研究的深入，經濟學家開始針對經濟集聚與經濟增長之間的關系展開實證研究。許多研究驗證了集聚的增長促進效應。如Ciccone(2002)使用5個歐洲國家NUTS第3級地區的數據分析了就業密度對于平均勞動生產率的影響，發現制造業與服務業活動的集聚的確對區域經濟的增長具有正面效應。Henderson(2003)使用70個國家1960-1990年的面板數據，發現城市首位度(一國最大城市份額)在低收入國家有利于經濟增長。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地區1980-2000年的數據，探討了區域內經濟活動空間集中對增長績效的影響，發現生產活動的內部空間分布越不平衡的地區增長越快。但也有部分研究得出了與理論預測相反的結論，如Sbergami(2002)使用6個歐盟成員國1984～1995年的跨國面板數據對經濟增長率和經濟集聚相互關系進行實證檢驗，研究結果發現。高技術行業、中等技術和低技術行業的集聚對于經濟增長率的影響都是負面的。㈣更為復雜的是，空間集聚對經濟增長的影響可能是非線性的，在發展的早期階段，集聚促進增長；但當達到某個收入水平后，集聚對經濟增長就沒有作用，甚至有害于經濟增長。這一假說得到了Brulhart和Sbergami(2009)的驗證，他們利用跨部門OLS和動態面板GMM估計方法研究了一國經濟活動的空間集聚對國家層面增長的影響，發現只在經濟發展的某一水平集聚才能推動GDP增長，關鍵水平約為人均10000美元。
針對中國的經濟集聚與經濟增長問題，范劍勇(2004)認為，中國現階段仍處于“產業高集聚、地區低專業化”的狀況，國內市場一體化水平總體上仍較低，且滯后于對外的一體化水平，這一現狀使得制造業集中于東部沿海地區，無法向中部地區轉移，進而推動地區差距不斷擴大。㈣張艷、劉亮(2007)運用工具變量法，基于中國城市的面板數據實證檢驗了經濟集聚對于城市人均實際GDP的影響，結果發現，經濟集聚具有內生性，它對于城市經濟增長具有顯著的促進作用。張卉、詹宇波、周凱(2007)構造了產業間集聚指數和產業內集聚指數，并以此作為解釋變量實證檢驗了中國產業集聚與勞動生產率和經濟增長的內在關系。他們的研究發現，產業內集聚和產業間集聚都對中國經濟增長存在顯著影響。吳利學、傅曉霞(2008)以規模報酬遞增為基礎構建了一個包含集聚經濟的生產函數，分析了城市化和市場化對中國各地區集聚經濟效應的影響，他們的實證研究發現，中國各地區集聚經濟效應顯著，且集聚經濟效應在地區經濟增長中作用明顯。馬君潞、郭威(2007)通過對我國分省面板數據的實證分析表明，提升一個地區吸引外商直接投資的能力很大程度上取決于該地區的集聚經濟環境，因此，積累集聚經濟優勢是吸引外資、促進區域經濟增長的途徑之一。
在這些實證分析中，雖然有的研究也考慮到了不同地區差異的影響并以地區虛擬變量來衡量，但從本質上看，區域總是被當成一個獨立的個體進行分析，區域間潛在的相互影響往往被忽略。事實上，任何一個地區的經濟都不可能獨立存在，它總是與其他經濟體存在著千絲萬縷的聯系。但在多數研究中，這一觀點都還沒有被正式引入模型進行實證分析。
空間計量經濟學是在橫截面或面板數據中研究經濟單位的空間相互作用，近年來越來越受到學術界的關注。一些學者開始運用空間計量方法，明確將地理空間因素考慮到經濟集聚與經濟增長的實證研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省級橫截面數據，從空間經濟學的視角研究了中國經濟增長問題，并指出中國區域經濟增長的來源主要是非農業勞動力增長率、制造業產出、資本積累和實際的外商直接投資。林光平、龍志和及吳梅(2005)采用空間計量經濟方法，研究我國28個省(市、區)1978～2002年間人均GDP的盧收斂情況，認為隨著經濟體制改革的深入，地區間的空間相關性對各地區經濟增長的作用越來越大，我國地區間經濟存在收斂性，但是它的估計值表現出增大的趨勢?！眳怯聒Q(2007)運用空間計量經濟學模型，對2000年中國2030個縣域的增長集聚與差異進行了空間計量分析，結果表明，中國縣域經濟增長不僅與人力資本、城市化、工業化、信息化等因素密切相關，而且與相鄰縣域的經濟增長之間存在一定的空間依賴性。㈣符淼(2009)采用空間計量分析方法對技術傳播的空間模式進行了實證研究，發現技術和經濟活動都存在局部集聚，技術集聚度高于經濟集聚，且兩者的集聚度隨時間增強，地理分布高度一致。隨地理距離快速下降的技術溢出效應是導致局部集聚和東西部發展不均衡問題的原因之一。
針對江蘇經濟表現出來的空間集聚現象與地區差距問題，本文擬采用空間計量經濟模型，對江蘇省縣域經濟集聚與經濟增長的關系進行實證檢驗。
二、江蘇省縣域經濟活動的空間相關性
首先，畫出江蘇省2007年縣域人均GDP的空間分布四分圖(圖1)。按照人均GDP的大小，65個縣域被平均分為4組，以顏色的深淺代表相應縣域的人均GDP的大小。由圖1可見，江蘇省縣域層次的經濟活動在地理分布上是極不均衡的，呈現出蘇南一蘇中一蘇北梯度遞減模式。并且鄰近區域的經濟指標水平基本相近，具有明顯的集聚特征。
接著，通過計算縣域人均GDP的MoransI指數對其空間相關性進行檢驗。Moran''''sI是最常用的檢驗空間自相關性的統計指標。利用GeoDa0.9.5軟件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上顯著，表明江蘇省縣域經濟的分布的確存在明顯的空間相關性。
進一步，作出江蘇省2007年縣域人均GDP空間自相關聚類圖(圖2)，圖中HigllHigh部分表示人均GDP高的地區被人均GDP高的地區所包圍，Low-Low部分表示人均GDP低的地區被人均GDP低的地區所包圍。這種分布顯示出江蘇省縣域經濟之間存在著正的空間自相關性，形成了某種空間“俱樂部”現象。人均GDP水平較高的縣域(H-H地區)集中分布在蘇南地區，而人均GDP水平較低的縣域(L-L地區)則分布在蘇北地區，地區之間經濟增長差異顯著。
由此可見，我們觀測到的截面區域之間在地理上是一些明顯具有空間依賴性的經濟實體，誤差項獨立的假設在統計上被拒絕了，也就是說，OLS估計的結果是不可信的。因此，這里將地理空間維度引入研究中來，采用空間計量經濟學模型來估計經濟集聚對經濟增長的影響是十分有必要的。
三、變量選取、數據來源與模型設定
(一)變量選取與數據來源
本文關心的問題是經濟集聚是否會促進經濟增長，因此，在進行實證檢驗時，需要對經濟增長和經濟集聚分別進行度量。本文選取人均GDP的自然對數來衡量縣域經濟的增長。由于各地區在人口和面積方面相差很大，因此選取人均GDP為測度指標來衡量地區經濟發展差異，具有一定的客觀性。關于經濟集聚，本文選取第二產業區位熵、第三產業區位熵和城市化三個指標來衡量經濟集聚的程度。i地區i產業的區位熵定義如下：其中：Eij表示j地區i產業的產值，∑iEij表示i產業在整個區域的總產值，∑jEij表示j地區的總產值，∑i∑jEij表示整個區域的總產值。因此，該指標的分子是j地區的i產業占整個區域該產業總產值的份額，分母是j地區的總產值占整個區域總產值的份額，通過兩者的比來評價i產業在j地區的集聚程度。區位熵小于1說明該產業的集聚化水平比較低，區位熵等于或大于1說明該產業的集聚化水平較高。區位熵越大，說明該地區的這一產業在整個區域范圍內的集聚程度越高。
本文中令i=1，2，3，分別表示三次產業；j=1，2，…，65，分別表示江蘇省65個縣域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(這里省略了下標)分別表示江蘇省每個縣域第一、二、三產業的區位熵，度量了三次產業在該地區的集聚程度。由于經濟的集聚主要體現在第二產業和第三產業，所以選擇第二產業區位熵和第三產業區位熵作為衡量經濟集聚程度的兩個解釋變量。
此外，城市的出現也是經濟集聚的一種表現。經濟學家長久以來一直強調城市在經濟增長中的作用，更準確地講，城市己被看成一種主要的社會制度。城市化是一個國家、地區社會經濟發展尺度的體現，城市化不但表現為人口向城鎮聚集和非農人口上升，還表現為人們生產與生活方式、社會結構、價值觀念由農村向城市文明升級轉化的過程。因此，本文希望就城市化與經濟增長之間的關系進行實證檢驗，這里用非鄉村人口在總人口中的比重來衡量各地區城市化的程度。本文采用2007年江蘇省65個縣級行政區域的橫截面數據，所有統計資料均來自《江蘇統計年鑒(2008)》。
(二)模型設定
1經典線性回歸模型
基于以上考慮，本文首先構建經典線性回歸模型如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)
其中，PGDP表示縣域人均GDP水平，是本文的被解釋變量，LQ2和LQ3分別表示第二產業和第三產業區位熵指標，URBAⅣ是城市化指標，三者用來表示經濟集聚，是本文關心的解釋變量。
2空間計量經濟模型
針對經典線性回歸模型(1)，可以通過兩種不同方式引入空間依賴性。相應地，空間計量模型有兩種設定形式：
第一，空間滯后模型(SLM)，在解釋變量中增加一個空間滯后變量，模型的形式為：
InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空間權重矩陣；W_PGDP是空間滯后變量，定義為W_PGDG=WlnPGDP；P是空間自回歸系數；ε是誤差項；其他變量的含義與原來相同。
第二，空間誤差模型(SEM)，通過誤差項引入空間相關性，即假設誤差項是空間相關的。如果誤差項是一個空間自回歸過程，則模型具體形式如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空間誤差自回歸系數，Wε是空間滯后誤差項。
3空間計量模型的選擇
Anselin(2005)提出，可以根據拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相應的穩健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在兩種空間計量模型之間進行選擇。首先判斷LM-Lag和LM-Error的顯著性，如果兩者中只有一個是顯著的，那么就選擇相對應的模型，即如果LM-Lag顯著就用空間滯后模型，LM-Error顯著就用空間誤差模型。如果兩者都顯著，則需進一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error的顯著性，選擇Robust指標中更顯著的那一種模型。是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，下文中根據判別指標的具體情況而定。
四、實證檢驗與結果分析
為了進行比較，首先給出經典線性回歸模型的OLS估計結果，見表1。由表1的檢驗結果可以看出，OLS估計的F統計量達到117.193，模型整體上非常顯著。擬合優度為0，8521，說明擬合程度一般，可能與忽略了空間依賴性有關。LQ2、LQ3和URBAN系數的符號都與預期一致，均為正；LQ2、LQ3在1％的水平上顯著，URBAN在5％的水平上顯著。自然對數似然函數值(Loglikelihood)、赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)作為衡量模型擬合優度的指標，在下文中與空間計量模型的估計結果進行比較。
接下來，采用GeoDa0.9.5軟件對OLS估計的殘差進行空間依賴性檢驗。這里使用的江蘇省縣域地圖數據來自中國分縣行政區劃界線數字化地圖，①空間權重矩陣采用的是一階Rook鄰接矩陣。檢驗結果見表2。表2顯示，Moran''''sI指數在1％的概率上顯著，說明OLS估計的殘差存在明顯的空間自相關性，經典線性回歸模型可能存在模型設定不恰當的問題。因此，這里采用OLS估計是不合適的，需要將截面單元之間的空間相關性引入模型中。具體是采用空間滯后模型還是空間誤差模型，可以根據拉格朗日乘子檢驗的結果來決定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上顯著，因此需要進一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上顯著，而RobustLM-Error在10％的水平上顯著，相比之下，RobustLM-Lag的顯著性更強。因此，根據上文中提到的標準，選擇空間滯后模型(2)更為合適。空間計量模型如果仍采用最小二乘法估計，系數估計值會有偏或者無效。這里用極大似然法(ML)進行估計。結果見表3。
首先，通過似然比檢驗比較原模型(不考慮空間因素的經典回歸模型)與各擇模型(空間滯后模型)空間自相關系數的漸進顯著性。表3中SLM模型的LR值為25.4468，在1％的水平上顯著，再次證明該模型中空間依賴性的存在。進一步，三個經典檢驗是漸進一致的，但在有限樣本中，應該滿足Wald>LR>LM。本文中，Wald值為28.4089，LR值為25.4468，LM-lag值為24.3492，與預期的順序一致，說明SLM模型符合ML估計的漸進性質，模型的設定是比較合理的。
其次，根據Loglikelihood、AIC和SC比較SLM模型和經典線性模型OLS估計的擬合優度。Loglikelihood越大，模型的擬合效果越好。而AIC和SC則相反，值越小，表示擬合效果越好。由表3可見，SLM模型的Loglikelihood值為-1.3229，大于OLS估計的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估計的相應值，說明SLM模型的擬合程度優于原經典回歸模型，引入空間效應使模型的解釋力有了明顯增強。
最后，對SLM模型估計的系數進行分析?？臻g滯后變量WLNPGDP的空間自回歸系數在1％的水平上顯著，表明縣域人均GDP增長在地理空間的鄰接上表現出了較強的溢出效應。縣域經濟增長集聚的空間相互作用或影響的途徑可以通過鄰接地區而相互傳遞。三個衡量經濟集聚的解釋變量LQ2、LQ3和URBAN的符號均為正，與我們的預期一致，且均在1％的水平上顯著，這一結果支持了經濟集聚對于經濟增長具有促進作用的結論。具體而言，LQ2的回歸系數為2.3931，說明第二產業的區位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約2.39％；LQ3的回歸系數為1.7357，說明第三產業的區位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約1.74％。LQ2和LQ3的系數比OLS估計中兩者的系數均有所降低，說明OLS的估計結果可能存在向上偏誤。URBAN的回歸系數為0.0105，說明非鄉村人口在總人口中的比重增加1％，則縣域人均GDP可以增加約0.01％。與OLS估計結果相比，城市化指標的顯著性有了明顯提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。總體看來，第二產業的集聚對于區域經濟增長的影響最為明顯。
五、結論及政策含義
(一)主要結論
1江蘇省縣域經濟具有顯著的空間依賴性，鄰近區域的經濟增長相互影響，但這種影響以回浪效應為主，擴散效應不足，因此導致蘇南蘇北地區經濟差距加大。由于地理區位、經濟基礎、經濟結構、發展政策等方面所具有的優勢，蘇南地區集聚了大量資本、技術和人才，具有規模經濟效益，自身增長迅速，成為江蘇地區的“增長極”。政府希望通過增長極地區的優先增長帶動周邊更多地區的經濟發展，發揮增長極的擴散效應。然而事實上，至少到目前為止，該增長極體現出的回浪效應——即吸引其他地方的資本、人才和技術，削弱周邊地區的經濟增長實力——遠大于其擴散效應，從而導致發達區域更發達，落后區域更落后。因此，為了防止在這種累積循環因果作用下區域間差距的無限擴大。需要政府創造條件，引導回浪效應向擴散效應的轉化。
2以產業集聚和城市化為特征的經濟集聚對于經濟增長具有積極作用，但這種影響是地方性的，隨空間距離的增加而衰減。根據內生增長理論和新經濟地理學理論，知識溢出是解釋集聚和區域增長關系的重要概念之一。經濟活動的空間集中會有效地促進知識溢出，推動技術進步，實現經濟增長。在產業活動空間集中的區域或人口密度多樣化的城市中，知識、人才在不同企業和區域的流動以及與不同群體的互動交流，促進了知識的傳播擴散，進而促進技術進步。同時，企業在地理空間上的鄰近不僅為面對面的交流提供了便利，而且有利于企業間前向后向的市場聯系，更有利于勞動力的進一步集聚以及知識溢出。但是，知識空間溢出具有局域性特征，其影響隨地理距離的增加而迅速衰減。陋瑚因此，蘇南地區通過知識溢出產生的正外部性難以擴散到更遠的蘇北地區，導致南北差距加大?？梢?，如果希望通過集聚促進落后地區的經濟增長，需要充分考慮到地理空間的因素。
(二)政策建議
1促進要素向蘇北地區的流動，使回浪效應過渡為擴散效應?？梢酝ㄟ^加強蘇南地區與蘇北地區間的統籌規劃，打破地方壁壘，改善蘇北地區的投資環境、貿易條件、市場條件，創造良好的人才吸引機制，鼓勵資本、人才等生產要素不斷由蘇南向蘇北地區流動，充分發揮增長極的擴散效應。
1.1公允價值計量可能會降低會計信息的可靠性公允價值是參與交易的雙方對市場價值的一種判斷，而市場環境是復雜多變的，有的會計事項可以確認或尋找相類似的交易價格，有的卻無法尋找而只能估計由于存在商業秘密的保密原則，信息阻斷等因素，公允價值的取得和公允性判斷難度較大，這在一定程度上影響會計數據的客觀性，進而其可靠性也大為減弱。新準則對公允價值的估價沒有給出具體的方法，并且沒有區分不同公允價值的公允性等級在我國的新準則體系中，雖然《基本準則》第四十三條規定在運用公允價值計量時，應當保證所確定的會計要素金額能夠取得并可靠計量，但是對于如何保證公允價值的可靠性沒有一個統領的表述。
1.2應用公允價值計量可能成為企業盈余管理提供便利盈余管理是指企業的管理者為實現企業或個人利益，在會計準則允許的范圍內，主要通過會計政策和會計估計的選擇，從而使企業盈余達到預期目的。會計準則和盈余管理既是制約和反制約的關系，也是利用與反利用的關系。會計準則在主觀上制約著盈余管理行為，但盈余管理在客觀上促進會計準則的不斷改進和完善。會計準則天生不是盈余管理的動因，但會計準則天生會成為管理當局進行盈余管理所借用的工具。所以，會計準則的科學性、嚴密性和彈性如何，無疑對企業管理者利用其進行盈余管理的深度、廣度和頻度是有很大的影響。盡管會計準則的制定者也懂得這一關系，但會計準則并非完全為了防止盈余管理而制定的，新會計準則正是在考慮其科學性、實用性進而擴大會計選擇和職業判斷的范圍，還是制止盈余管理而壓縮會計選擇和職業判斷的范圍的矛盾中產生的。新會計準則在這種矛盾中適當調整了會計選擇的范圍和職業判斷的內容，但客觀上仍為新的盈余管理手段的運用提供了契機。新會計準則更多地體現了和國際會計準則的趨同，增強會計信息相關性的同時，也適當增大了會計政策的選擇和會計職業判斷的空間，從而客觀上增大了企業在某些方面進行盈余管理的機率。
1.3會計人員的素質可能影響公允價值計量的合理運用公允價值存在著缺乏可靠性的致命弱點，在操作上很大程度地受到主觀因素的影響。會計人員素質較低便成為影響公允價值確定的又一重要因素。會計人員的素質包括道德素質和業務素質。在當今這樣一個經濟快速發展的社會，人的趨利動機越發明顯，在利潤所帶來的巨大誘惑面前，會計人員往往容易喪失道德水準和職業良知，對資產進行虛假評估或不愿意披露詳細、真實的信息，低估損失，高估收益，甚至故意以欺詐、舞弊等手段，使會計信息歪曲反映經濟活動和會計事項，職業道德素質偏低嚴重影響會計信息質量。會計人員整體業務素質偏低，合理估計和判斷能力較差，也影響會計估計的合理性。從目前出臺的新會計準則看，部分準則存在一些高難度動作，如購買法、計稅基礎、資產重組等，除計稅基礎外，大部分是與公允價值有關，公允價值究其本質是估計值，會計人員不但是報表的編制者，在新會計準則下還應是估價師，但在我國現階段這種較高素質的會計人員數量并不很多，嚴重影響著公允價值計量的合理運用。
2新會計準則下公允價值計量問題的解決方案
2.1加快市場體系建設，為應用公允價值營造良好的外部環境公允價值計量植根于完善的市場環境，建立統一充分競爭的交易市場是引入公允價值計量屬性的前提。就目前我國的市場環境而言，急需完善資本市場，擴大債券市場、票據市場、外匯市場、黃金等貴金屬市場，建立充分競爭的生產要素交易市場，尤其是房地產市場和金融工具交易市場。同時，要打破行業壟斷，降低金融、電信、能源、電力等行業的準入條件，允許私營、民資進入金融、保險等領域；打破分業經營的限制，鼓勵混業經營，引入充分的市場競爭機制。
公允價值計量一般采用市價法、類似項目法和估價技術法。市價法是指將資產和負債的市場價格作為其公允價值的方法。類似項目法是指在找不到所計量項目的市場價格的情況下，通過參考類似項目的市場價格來確定所計量項目的公允價值的一種方法。估價技術法是指當一項資產或負債不存在或只有很少的市場價格信息時，采用一定的估價技術對所計量項目的公允價值做出估計的方法。這三種方法運用時首選市價法，因為公開的市場價格是最公允的。賠償制度、處罰制度，這些措施能相對有效地保證財務信息的可靠性。因此，為了保障公允價值計量“公允”的使用，我們也需要比照發達國家的做法制定相應的制度，采用加大違法成本的辦法來阻止企業的違規違法行為，以有效的防范造假現象的發生，促使企業自覺按照公允價值確認、計量和報告企業經營和財務狀況。
2.2完善公司治理結構，為公允價值應用創造良好的內部環境公允價值運用中的真正公允必須解決人為操縱問題。運用公允價值計量的先天不足主要在于我國目前公司治理結構方面的缺陷。公司治理簡單地說是處理公司內部人與外部人之間的利益沖突。內部人由于掌握了外部人所不知的內部信息而會取對自身有利卻不惜傷害外部人利益的決策。我國的上市公司國有股一股獨大、所有者缺位導致上市公司“內部人控制”程度相當高，他們為了實現自身的利益，進行上市公司與其大股東之間不正常的關聯方交易。公允價值成了關聯方之間達成的隨意價格。在上市公司粉飾經營業績報告、偽造盈利的行為中，公允價值則成了一個法寶。這些行為極大地擾亂了資本市場的秩序，降低了資本使用效率。因此，關鍵的措施是盡量完善我國公司的治理結構。讓更多的投資者參與到資本市場，實現產權多元化以弱化內部人控制程度。只有這樣，才是公允價值能在我國合理運用的根本保證。
2.3加快制定公允價值估價技術的操作指南由于未來現金流量的現值最能反映形成市場價格的各種因素，因此，現值法是目前被廣泛應用的評估公允價值的方法。當無法獲取市價時，就需要應用現值技術來計算其公允價值。提高公允價值計量屬性的可操作性，是要使其在具體實務運用上既便于操作，同時又能很好地解決具體問題。因此，筆者建議有關部門制定一套如何采用現值技術估計公允價值的操作指南，在指南中盡可能詳盡地規定有關現值的確認、計量和報告問題。例如，在估計某一資產或負債的公允價值時，指南中應明確規定在什么情況下使用現值，對于未來現金流量的估計，折現率的選擇以及折現方法的選擇都應該有明確的規定。操作指南制定得越詳細，就越能為在市場信息不夠充分的情況下應用公允價值提供必要的理論依據和指導方法。
2.4全面提高會計人員素質，樹立正確的思維觀念如果會計界缺乏高素質的會計人員，那么公允價值如何正確的運用就得不到根本性的保證，提供高質量計信息只能是一句空話。。因此，不斷加大教育投入，培養具有公允價值觀念，懂理論會實務，職業道德高尚的會計人員是公允價值得以全面使用的必備條件，也是降低公允價值計量成本，應用公允價值的需要。首先，要提高會計人員的職業道德，依靠“德治”來防止會計舞弊；其次要提升會計人員的業務素質，加大會計人員的教育培訓投入，使會計人員對新準則中的公允價值有正確的理解，樹立正確的思維觀念，提計人員的實際操作能力，培養具有較高專業水平的會計人員，有助于公允價值在操作層面上的推廣。
非壽險責任準備金中的責任是指保險公司對被保險人或保單持有人的未了責任,準備金是保險公司因承保保險業務而提取的基金,或者說是對因承保保險業務而引起的將來負債或已有負債的提取保險公司的保費收取在先,賠款支付和費用發生在后,所以保險公司要設置一定儲備基金以應付未來的保險責任
按照中國保監會《保險公司非壽險業務準備金管理辦法》的規定,非壽險責任準備金包括:未決賠款準備金和未到期責任準備金
1.未決賠款準備金未決賠款準備金是指保險公司在會計期末對已發生保險事故應付未付賠款所提取的一種資金準備,一般包括已發生已報案未決賠款準備金已發生未報案未決賠款準備金和理賠費用準備金已發生已報案未決賠款準備金是指為保險事故已經發生并已向保險公司提出索賠,而保險公司尚未結案的賠案而提取的準備金;已發生未報案未決賠款準備金是指為保險事故已經發生,但尚未向保險公司提出索賠的賠案而提取的準備金;理賠費用準備金是指為尚未結案的賠案可能發生的費用而提取的準備金
2.未到期責任準備金未到期責任準備金,是指保險人為尚未終止的非壽險保險責任提取的準備金,包括保險公司為保險期間在一年以內(含一年)的保險合同項下尚未到期的保險責任而提取的準備金,以及為保險期間在一年以上(不含一年)的保險合同項下尚未到期的保險責任而提取的長期責任準備金
二未決賠款準備金的確認與計量
1.已發生已報案未決賠款準備金已發生已報案未決賠款準備金評估最常應用的技術是逐案估計法,即由經驗豐富的理賠人員對每一個已報案賠案的未決賠款成本進行估算,同時要考慮索賠自身的特點經濟環境等的變化在進行會計處理時,需要精算部門分別提供再保前和再保后的未決賠款準備金數據
2.已發生未報案未決賠款準備金對已發生未報案未決賠款準備金評估,通常采用鏈梯法案均賠款法準備金進展法賠付率法和B—F法等通過上述精算方法可以先計算出各事故年的終級損失,從終級損失中減去已決賠款,即得出未決賠款準備金的估計值,然后從未決賠款準備金的估計值中再減去已發生已報案未決賠款準備金金額,就得到了已發生未報案未決賠款準備金
借:提取未決賠款準備金——已發生未報案未決賠款準備金32109
貸:未決賠款準備金——已發生未報案未決賠款準備金323109
3.理賠費用準備金對于保險事故,保險公司除應支付給被保險人按照合同約定的賠償外,還應支付結案過程中發生的理賠費用,所以保險公司應當提取理賠費用準備金其中,直接發生于具體賠案的損失檢驗費律師費等為直接理賠費用,應提取直接理賠費用準備金;而不是直接發生于具體賠案的理賠費用為間接理賠費用,應提取間接理賠費用準備金
(1)直接理賠費用準備金評估直接理賠費用準備金的常用方法是比例法,該方法假設直接理賠費用與相應的賠款之間存在著一種相對穩定的比例關系,并且該比例關系的發展規律在過去和將來是一致的
借:提取未決賠款準備金——直接理賠費用準備11089
貸:未決賠款準備金——直接理賠費用準備金11089
(2)間接理賠費用準備金間接理賠費用準備金評估,需要首先確定間接理賠費用與已決賠款的經驗比率,然后假設間接理賠費用在立案時發生50%,其余50%在剩余的理賠過程中發生按照上述假設,就可以根據下述經驗公式估計間接理賠費用準備金:
間接理賠費用準備金=(已發生已報案未決賠款準備金×50%已發生未報案未決賠款準備金)×間接理賠費用與已決賠款的經驗比率
借:提取未決賠款準備金——間接理賠費用準備金
貸:未決賠款準備金——間接理賠費用準備金
三未到期責任準備金的確認與計量
未到期責任準備金作為保險公司履行未來賠付責任的資金準備,任何一家保險公司都要按照規定計提而且保險公司在評估未到期責任準備金時,還要對其進行充足性測試,如果未到期責任準備金不能滿足未來賠付費用等的需要時,還必須提取保費不足準備金未到期責任準備金的評估方法通常分為比例法和風險分布法其中比例法又可以分為1/24th法1/365th法等,主要適用于被評估險種或險類的風險分布比較均勻的狀況;而風險分布法分為七十八法則逆七十八法則流量預期法等,主要適用于保險期間較長的險種下面分別就上述方法予以介紹:
1.月平均估算法(1/24th法)
月平均估算法的理論依據是假定一個月所有承保的保險單是30天內逐日開出的,并且保險單數量保額保費服從均勻分布,這樣可以近似的認為所有的保單從月中開始生效,即對于每張保單當月僅能賺得半月的保費對一年期的保單,當月已賺保費僅是年保費的1/24
以一年期的保單為例,采用1/24th法評估未到期責任準備金,每年末的12月31日,可以根據下表所示的未賺保費因子來評估:
(1)2005年12月該公司提取的再保前的未到期責任準備金計算如下:
P12=1248*1/241296*3/241200*5/24…1164*23/24=1115.5
則2005年12月提取未到期責任準備金的會計分錄如下:
借:提取未到期責任準備金1115.5
貸:未到期責任準備金1115.5
(2)2005年12月該公司再保后的未到期責任準備金計算如下:
A12=998.4*1/241036.8*3/24960*5/24…913.2*23/24=892.4
2005年12月該公司應收分保未到期責任準備金計算如下:
應收分保未到期責任準備金=P12-A12=223.1
則2005年12月應收分保未到期責任準備金的會計分錄如下:
借:應收分保未到期責任準備金223.1
貸:提取未到期責任準備金223.1
2.逐日估算法(1/365th法)1/365th法是以日為基礎逐單評估未到期責任準備金的一種方法,所以又稱逐日估算法1/365th法是根據有效保單的天數來計算未到期責任準備金的,將所有保險期間在一年以下(包括一年)保單的未到期責任準備金進行加總,即可得到短期險未到期責任準備金;將所有保險期間在一年以上保單的未到期責任準備金進行加總,即可得到長期險未到期責任準備金通常情況下,保險公司采用1/24th法,1/365th法或者其他更為謹慎合理得方法評估未到期責任準備金特別是對于機動車輛法定第三者責任保險,根據《保險公司非壽險業務準備金管理辦法實施細則》規定,必須采用1/365th法評估其未到期責任準備金,而且采用1/365th法,其精確程度明顯要比1/24th法高得多
1/365th法未到期責任準備金計算公式為:
未到期責任準備金=保單未賺保費天數/保險期間涵蓋天數×保費收入
3.七十八法則與逆七十八法則對于某些特定的險種,隨著承保時間延長,風險逐漸降低或增大此時保險公司考慮近似選用七十八法則與逆七十八法則,評估未到期責任準備金例如,對于個人抵押商品住房保證保險,由于貸款余額的減少,風險分布呈現遞減的趨勢,可考慮采用七十八法則;而對于車輛保修期延長保險的風險在承保期內逐漸增加,則考慮采用逆七十八法則
七十八法則的計算公式為:
12
P12=∑（13-N）*XN/78
N=1
逆七十八法則的計算公式為:
12
P12=∑N*XN/78
N=1
N——表示月份數
P12——表示年底提取的未到期責任準備金
X——表示年度各月的保費收入
上述公式適用于一年期保單,分母78=1211…1;如果為兩年期的保單,分母則是2423…1=300
1)該公司2004年12月31日提取的再保前未到期責任準備金計算如下:
12
P12=∑(13-N)*XN/78=1233.1
N=1
借:提取未到期責任準備金1233.1
貸:未到期責任準備金1233.1
2)該公司2004年12月31日提取的再保后的未到期責任準備金計算如下:
12
S12=∑(13-N)*ZN/78=986.5
N=1
應收分保未到期責任準備金=P12-S12=246.6
借:應收分保未到期責任準備金246.6
貸:提取未到期責任準備金246.6
4.流量預期法流量預期法是以承保業務的實際風險分布為基礎計算未到期責任準備金的,這需要根據歷史經驗數據,對風險分布狀況和已賺保費比例分布進行估計
5.保費不足準備金按照保監會第13號令《保險公司非壽險業務準備金管理辦法(試行)》中第12條規定:保險公司在提取未到期責任準備金時,應當對其充足性進行測試未到期責任準備金不足時,要提取保費不足準備金因此,在按前述方法評估未到期責任準備金后,保險公司還需要預期未來發生的賠款與費用,就是用未到期責任準備金去乘以估計的賠付率與費用率,扣除投資收入的差額,與未到期責任準備金的賬面余額進行比較,檢查未到期責任準備金是否足夠充分并且按照《保險公司非壽險業務準備金管理辦法實施細則》的規定,未到期責任準備金的提取金額應大于或等于以下兩者中的較大值:
I.預期未來發生的賠款費用及再保支出的余額;
II.在準備金評估日假設保單退保時的退保金額
從會計核算的角度來看,保險公司提取責任準備金的目的是為了按照權責發生制的基本原理來核算損益反映盈虧,而從保險公司經營的角度來看,準備金評估的準確性將會影響公司的經營策略產品設計償付能力以及公司之間盈利能力的可比性等等因此,保險會計對保險負債的確認與計量,尤其是對責任準備金的確認與計量應遵循謹慎的估價原則目前,各家保險公司也在通過不斷努力,尋求適合于自己保險公司實際情況的責任準備金的計提方法,力求計提的責任準備金充分合理筆者希望通過本文能為保險公司的準備金核算提供一些有益的探討
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[關鍵詞]石油行業；下游行業；需求因素
石油是現代工業和現代文明的物質基礎，是國民經濟不可或缺、無法替代的重要能源和工業原料，國民經濟對石油具有很強的依賴性。石油一方面直接影響著一國經濟的發展速度，另一方面影響著國家的經濟安全。如果石油供應緊張，供不應求，勢必成為遏制一國經濟發展的“瓶頸”。石油既是能源，又是基礎原材料，下游的石油加工、化學原料及制品和交通運輸等各行業對其有很高的依存度，因此石油資源對我國整個經濟都具有較大的影響力。圖1反映了單位石油產量所支持的GDP總量，可以發現石油對整個經濟的支持度不斷提升，從2001年的每萬噸支持6億元GDP，到2006年上升為支持13億元GDP。該指標反過來也說明了我國獲得單位GDP所消耗石油數量的下降，即我國正趨向于節能經濟和發展多種能源，這種趨勢自最近石油價格持續上漲變得更加鮮明。由以上的分析能看到石油行業對我國整個國民經濟的發展具有重要的影響，已經成為我國國民經濟發展的支柱產業。因此，本文通過建立石油及其下游行業的向量自回歸模型，來研究石油供需平衡以及石油下游行業需求對石油行業的沖擊效應，并提出相應的政策建議，以保障石油行業對我國經濟增長的平穩支持。
一、參變量的選取
石油行業是一個傳統的垂向行業，我們根據《2005年按行業分能源消費量統計表》，選取石油加工及煉焦業、化學原料及化學制品制造業、化學纖維制造業和交通運輸設備制造業四個下游行業來對石油行業進行需求狀況分析。從表1可以看到，石油加工及煉焦業消費了原油總量的72.26％，包含交通運輸、倉儲和郵電通信業的交通運輸設備制造業消耗了大量的石油衍生能源，化學原料及制品制造業也在能源消費中占據重要地位，因此我們選擇石油行業及其主要的下游行業的銷售收入數據作為各行業的需求變量，所選變量簡稱見表2。
從表3的結果可以看出變量oil、coki、chem、tran、fiber均僅有一個單位根，這說明他們都是一階單整過程I(1)。可以對它們進行Johanson檢驗，從表4的檢驗結果可以看出：所選用的5個變量之間滿足協整關系。這說明，所選的各下游行業的銷售收入與石油行業的銷售收入之間在短期內由于隨機干擾，偏離均值，但在長期具有均衡關系。
2模型構建。向量自回歸(VAR)模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到有多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。我們主要利用石油行業及其主要下游行業的銷售收入建立了相應VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。
用Eviews5．0對系統Y進行VAR分析，估計結果如下：
由上式大體可以看出，石油行業銷售收入主要受其自身滯后期值的影響，另外，石油加工及煉焦業銷售收入和化學原料及化學制品制造業銷售收入的滯后期值對它也有一定的影響，而交通運輸設備制造業銷售收入和化學纖維制造業銷售收入對它基本上沒有影響或者說影響極為微弱。為了進一步說明各個變量間的相互作用，我們根據上面對Y1的VAR分析結果繼續進行脈沖響應分析。
我們分別給石油各下游行業銷售收入一個單位大小的沖擊，得到關于石油行業銷售收入的脈沖響應函數圖。在下圖2－5中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位：月度)，縱軸表示石油行業銷售收入(單位：億元)，這幾個圖中曲線表示了脈沖響應函數，代表了石油行業銷售收入對其相應下游行業銷售收入的沖擊的反應。虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。
從圖2中我們可以看出，當在本期給石油加工及煉焦業銷售收入一個正沖擊后，石油行業銷售收入在第2期達到最高點，之后的幾期內小幅度上下波動，從第5期以后開始穩定增長。這表明石油加工及煉焦業受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給石油行業，給石油行業帶來同向的沖擊，沖擊效應在第2期達到最大，之后逐漸回落，在第5期之后趨于穩定。即石油加工及煉焦業銷售收入的正向沖擊對石油行業銷售收入具有顯著的促進作用，并且這一顯著促進作用具有較長的持續效應，可見石油加工及煉焦業的快速發展將帶來石油消耗的增長。
從圖3中我們可以看出，當在本期給化學原料及化學制品制造業銷售收入一個正沖擊后，石油行業銷售收入在第1期有個小幅度負向的波動，從第2期開始變為正向波動，在第6期達到最高點。之后的2期小幅度上下波動，從第8期以后開始穩定增長。這表明化學原料及化學制品制造業受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給石油行業，在第1期會給石油行業帶來反向的沖擊，從第2期開始，經市場傳遞作用，又給石油行業帶來同向的沖擊，沖擊效應在第6期達到最大之后，逐漸回落，在第8期之后趨于穩定。即化學原料及化學制品制造業銷售收入的正向沖擊對石油行業銷售收入具有顯著的促進作用，并且這一顯著促進作用具有較長的持續效應。具體地說，化學原料及化學制品制造業銷售收入增加會在8期后對石油行業的銷售收入產生穩定的拉動作用，反之化學原料及化學制品制造業銷售收入的降低也會在8期后給石油行業帶來負面的沖擊。
從圖4中我們可以看出，當在本期給交通運輸設備制造業銷售收入一個正沖擊后，石油行業銷售收入在前7期內會有小幅度的負向波動。從第8期以后開始穩定回升變為正值，直至平坦，波動幅度不大。這表明交通運輸設備制造業受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給石油行業，在前7期會給石油行業帶來小幅度的負向沖擊，從第8期開始變為對石油行業同向的沖擊并趨于穩定。交通運輸設備制造業銷售收入增加會在8期后對石油的銷售收入產生正向的沖擊，反之交通運輸設備制造業銷售收入的降低則會在8期后給石油行業帶來負向的作用，但波動幅度不是很大。可見，交通運輸設備制造業的快速發展對石油消耗的增長有一定的帶動作用，但帶動作用不是很大。
從圖5中我們可以看出，當在本期給化學纖維制造業銷售收入一個正沖擊后，在第1期，石油行業銷售收入為負向的波動。從第2期開始，化學纖維制造業銷售收入的提高將帶動石油行業銷售收入的提高。由圖5可知，石油行業銷售收入在前5期內有上下波動；從第6期以后開始穩步回升直至平坦。這表明化學纖維制造業的某一沖擊從第6期開始也會給石油行業帶來正向的沖擊，但沖擊力度不大?；瘜W纖維制造業銷售收入增加會在6個月后對石油的銷售收入產生正面的沖擊，反之化學纖維制造業銷售收入的降低則會在6個月后給石油行業帶來負向的沖擊，波動幅度雖不是很大，但比交通運輸設備制造業對石油行業的沖擊幅度略高。正是由于化學纖維制造業銷售收入的正向沖擊對石油行業銷售收入具有較小幅度的促進作用，并且該促進作用具有較長的持續效應，因此，我們可以通過推動化學纖維制造業的發展帶動石油行業的發展。
3下游行業的貢獻率分析。脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量帶來的影響，但是并沒有確定各變量具體影響力，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻率，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。
在這里我們僅考慮各下游行業需求沖擊對石油需求的前期的相對方差貢獻率RVCii(s)，當i＝1時的經濟意義為：如果RVc1(s)較大時，意味著第一個行業需求沖擊對石油需求的影響大；相反地，RVc1(s)較小時，可以認為第j個行業需求沖擊對石油需求的影響小。下面分別給出各下游行業銷售收入的變化對石油行業銷售收入的方差分解。
下面做圖比較各下游行業對石油行業變化的貢獻程度，我們在此將分析時段定為36期。
由圖6中我們可以看出，石油行業銷售收入對其自身的一個標準差信息立刻有較強反應，第2期石油行業銷售收入的響應最大，此后對其自身的波動逐漸減小并趨于穩定?；瘜W原料及化學制品制造業對石油行業的貢獻率，最大在43％左右，其對石油行業的貢獻率是逐漸遞增的，在30期左右達到40％。石油加工及煉焦業對石油行業的貢獻率也比較大，從第5期開始達到頂峰，在37％左右，此后趨于穩定。而化學纖維制造業對石油行業的貢獻率比較小，在第6期達到最大值，最大時僅為7％。交通運輸設備制造業對石油行業的貢獻率最小，不到1％。
可見，化學原料及化學制品制造業對石油行業的貢獻率最大，我國化學原料及化學制品制造業得到了快速的發展，這也為石油行業的發展起了推動作用；石油加工及煉焦業的快速發展帶動了能源需求，主要是石油的需求，這使其對石油行業的貢獻率較大；化學纖維制造業以及交通運輸設備制造業對石油行業的貢獻率都比較小，但是這兩個下游行業的發展對石油行業也有一定的帶動作用。
三、結論
關鍵詞：能源環境經濟增長回歸分析循環經濟
經濟、能源消耗及環境現狀
近幾年來，江蘇省經濟發展速度相當快。江蘇正處于工業化加速和經濟高速發展的階段，全省的國內生產總值每年以超過10%的速度在增長，但是江蘇省的增長速度普遍比國家的經濟增長速度快。從1990～1993年，江蘇省的GDP增長率每年都在上升，到1993年達到最大值，其具體值為22.02%。1993年后，其增長率有所下降，但總的來說，其增長速度還是比較大的，均超過了全國的平均增長速度。
伴隨著經濟的高速發展，能源的消費量也是相當大的，江蘇省的能源消費量逐年遞增，并呈加快趨勢。1999年，江蘇省的能源消費總量是5960.14萬噸標準煤，而到2007年則快速增長到18031.67萬噸標準煤，是1999年的三倍多。同時，電力的消費量也在增加，其年增長率變化較大，最大已達22.1%。隨著經濟的高速發展，對各種能源的消耗量也將不斷增加。但是，由于江蘇省自身產能水平極低，供需缺口很大。而且，由于電力供應不足，江蘇省在過去幾年普遍出現了拉閘限電的現象，許多企業被迫調整廠休，避峰讓電，這在一定程度上阻礙了江蘇經濟的發展。因此，能否很好地解決能源供需矛盾，將成為影響江蘇省經濟能否持續高速健康發展的關鍵。
在環境污染方面，這里主要分析工業廢水的排放情況。工業廢水的排放量從總體上來說也在不斷增加。1996年排放量最低，為85481萬噸，2007年則上升為192426萬噸，這對環境造成了很大的影響。因此，在經濟高速增長的背后卻是以環境污染為代價的，這與可持續發展思想是相違背的。
能源、環境對經濟增長的實證分析
雖然社會能源的種類很多，但是一個經濟系統中的各種能源投入，其初始狀態通常是煤、石油、天然氣及水電四種能源。而環境污染包括大氣污染、水污染、固體廢物污染、噪聲與振動危害及其他。本文僅以全省工業廢水排放量（FS）表征環境污染程度。并以能源消費量（NY）和廢水排放量為自變量，全省生產總值（GDP）為因變量，建立如下計量模型進行研究：
Y=β0+β1X1+β2X2+μ
其中，Y、X1、X2分別表示GDP、NY、FS，μ為隨機項。
本部分收集了江蘇省1990～2007年的全省生產總值（人民幣億元）、能源消費總量（萬噸標準煤）、工業廢水排放量（萬噸）等有關數據。所選數據全部源于1997～2008年各年的《江蘇統計年鑒》。由于從年鑒上得到的全省生產總值是按當年實際價格計算的，各年的數據不具可比性，因此本文用以1985年為基期的居民消費價格指數對其進行修正，以便使所得結果比較客觀準確。
根據以上建立的模型，對所收集的數據運用計量經濟學軟件Eviews3.0進行線性回歸，根據回歸結果，建立了如下回歸方程：
Y=-554.7009+0.307044X1+0.001697X2
(-13.29282)(52.36129)(3.287607)
R2=0.998840，F=5594.677
統計學檢驗、計量檢驗。從回歸結果看，擬合優度R2接近于1，解釋了總離差的99.884%。同時，在給定5%的顯著性水平下，各變量的參數估計都通過了t檢驗，F值也大于其臨界值，這說明回歸方程的總體顯著性水平較高，擬合得很好，而且變量電力消耗量、工業廢水排放量與經濟增長存在著顯著的線性關系。此外模型不存在多重共線性，自相關及異方差。因此，回歸方程是總體線性顯著的，它能正確地反映能源、環境對江蘇省經濟增長的影響。
經濟意義分析。從回歸方程可以看出，β1為0.307044，這說明在其他條件不變的情況下，隨著能源投入的增加，江蘇省的生產總值將不斷增加。能源多消耗1萬噸標準煤，全省的生產總值將增加0.307044億元，這種正向的相關關系與實際也是相符的。能源是一國經濟增長最為重要的物質基礎，沒有能源的提供與利用就不會有經濟的增長和發展，更談不上整個社會的發展與進步。但是從另一方面，也說明了江蘇經濟的發展在很大程度上依賴于能源的供應。然而，由于江蘇省“無油、缺煤、少電”，資源匱乏，95%以上消耗的能源都要從省外調入。因此，江蘇省不適合發展高能耗項目的產業模式，需對產業結構進行調整。
另外，β2為0.001697，說明江蘇的經濟發展與環境污染存在著正相關關系。因此，可以說,江蘇省經濟的增長是以犧牲環境、污染環境為代價的。在我國，普遍采用GDP或GDP的增長率來評價一個地區的發展成就，用產值和經濟增長率對各級政府的政績進行考核，這就導致了在經濟發展過程中，片面地追求經濟的高速發展，而不惜以環境污染為代價。由此所產生的惡果也最終將對經濟產生“報復”。因為環境污染的加劇，又不斷會拉大治理環境污染的費用支出。
同時，運用Eviews軟件計算各變量之間的相關矩陣，得出能源消耗與環境污染之間存在著較大的相關關系，其相關系數為0.79059。這說明能源的高消耗是造成環境污染的一個重要因素。因此，要改善環境，就要從減少能源的消耗入手，不斷提高能源的效率，從而促進經濟的增長。
綜上所述，江蘇經濟的增長是以能源的大量消耗和環境污染為代價的，同時江蘇省資源不太豐富，不斷拉大的供需缺口將成為經濟發展的“瓶頸”，而且環境污染最終也將對經濟的發展產生負面影響，這是一種不可持續的發展，是一種極不和諧的經濟增長方式。能源、環境與經濟協調發展的建議
（一）優化江蘇省的產業結構
推進產業優化升級，進行產業結構調整，調整輕重工業的比重，大力發展輕工業，向結構輕型化發展。限制高耗能、高耗材、高耗水行業的發展。必須建立標準化的定量技術指標，在水泥、鋼鐵等行業，堅決淘汰浪費資源、污染環境的落后工藝、技術、設備和產品。從而促進能源、環境與經濟的協調發展。
（二）優化江蘇省的能源結構
首先要加快江蘇省的電源電網建設，并大力推行電力需求側管理，以緩解電力供需矛盾。其次要積極開發水電，利用江蘇抽水蓄能的豐富資源，重點考慮建設一批調峰能力強的中型水電和抽水蓄能電站。再次要優化發展煤電，推行高效潔凈燃燒技術和提高技術設備水平，以提高煤炭等一次能源的使用效率。最后要利用江蘇省具有引進天然氣港口和良好住址的條件，大力發展天然氣，并加快對風電、潮汐發電等適合江蘇省情的新能源項目的建設。從而提高經濟發展的效率，降低環境污染。
（三）依靠科技進步大力發展循環經濟
循環經濟把經濟活動組織成一個“資源—產品—再生資源”的循環式流程，從而使物質和能源能夠得到合理和持久的利用。循環經濟在環境保護上表現為污染的“低排放”甚至“零排放”，并把清潔生產、資源綜合利用、生態設計和可持續消耗等融為一體。同時，循環經濟還能拉長生產鏈，推動環保產業和其他新型產業的發展，增加就業機會，促進社會發展。此外，循環經濟在不同層面上將生產和消費有機地聯系起來。因此，發展循環經濟符合江蘇省的省情，我們要依靠科技進步，大力發展循環經濟，將經濟增長方式從粗放型向集約型、消耗型向循環型、投資推動型向創新推動型經濟轉變，實現江蘇經濟向高級化發展。
（四）完善綠色GDP指標體系
江蘇省作為全國“綠色GDP”核算的試點之一，首次也是全國首家向社會公開通報了全省生態公益林的建設與監測效益。但是，江蘇試點的并不代表全面計算完整意義上的綠色GDP，最多只能稱之為“淺綠色”GDP。而且在已有的工作中還有很多不足，如現有核算只是對當年流量的核算，對歷史造成的污染治理成本如何估價，懸而未決；污染損失的口徑范圍也沒有明確等。因此，要不斷著力于提高全民，特別是一些領導干部對綠色GDP的認識觀念，提高綠色核算技術，構建科學完整的環境資源統計指標體系，并制定出與綠色GDP核算相關的法律制度，以摸索并完善綠色GDP核算體系。
參考文獻：
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