成长的力量作文篇1
窗外，天空阴沉沉的，犹如一场风暴即将来临，我坐在教室中，手紧紧的揪着衣角，手上冒出了点点细小的汗珠，老师正一脸严肃的发着考卷。一到要考好，一定要考好！我心中默念着。可上帝似乎并没有听到我的请求。当我拿着考卷，回到座位上，打开了那令我期盼又令我害怕的“判决书”一道道血琳琳的红叉，映入了我的眼帘我就像泄了气的皮球，失去了力量。
天空下起了大雨，房屋上的雨珠，滴落在大地上，勾勒出一阵阵美妙的音符。我望着窗外，于由远及近，由近及远。我踏上了回家的路途，一路上，雨点不时的从伞上滑落，几滴冰冷的雨珠静静的滑过我的脸颊。
大地依旧被雨点包裹着。回到家后，半掩着的房门隐约透出了点点光亮。我鼓起勇气，推开了房门，拿出了考卷，轻轻放在妈妈的面前。望着那殷红似血的分数张牙舞爪的狞笑着，如同皮鞭狠狠地抽打着我心头的创伤。泪水再一次挤满了眼眶，我不由的低下头，等待着暴风雨的洗礼。过了好久，妈妈一句话也没说，我抬头望了望她，岁月已无情地在她那蜡黄的脸上刻下深深的印迹，两鬓那星星点点的白发在风中舞动。此刻，我竟奇迹的发现，她的嘴角噙着一抹淡淡地微笑，我惊呆了，此刻她竟有如此美丽，似乎又让我找回了力量“孩子，有进步，继续努力。”那温柔的话语触动了我心中最柔软的地方，顿时，我泪如涌泉，紧紧的抱住了妈妈，而她，依旧是那抹淡淡的笑。
霎时间，我明白了人生的道路布满了荆棘，重要的是勇于面对挫折，而不是逃避。妈妈的笑把我人身道路上的荆棘，幻化成我成长的力量，而我之战在起点处。
成长的力量作文篇2
摘要本文采用文献资料法、观察法、专家访谈等研究方法，结合多年训练实践经验，从运动训练学的角度，对我国青少年中长跑运动员的力量训练进行了深入的分析探讨。从力量素质训练的特点、力量素质训练的作用等角度展开研究，并结合专项特点总结本项目训练相应原则与方法。力求为我国青少年中长跑运动员的科学化训练提供理论之借鉴。
关键词青少年中长跑力量素质
一、前言
中长跑是典型的周期性速度力量与技术相结合的体能类项目，其突出特征是高“速度”持续跑的专项速度、速度力量、速度耐力水平，这一特征要求运动员必须具有良好的专项力量素质和整体身体素质作为基础。自从1896年第一届现代奥运会设立800m、1500m为田径项目以来，中长跑便作为现代奥运会田径比赛的主要项目载入了田径运动史。经过一百多年的历史，中长跑在田径比赛项目、训练方法、技术特点等方面都有了很大的演变。我国中长跑运动员在青少年训练阶段中，主要只重视下肢前群肌肉的力量训练，忽视了下肢后群肌肉力量训练。只单一重视腹肌力量或腰肌力量的发展。而不能把两者结合起来发展，统计处理表明，青少年中长跑运动员的后抛铅球成绩与运动成绩的关系相当显著，这一练习是发展腰、腹肌的重要手段。那么我国青少年中长跑运动员要达到世界水平，仅依靠某一种能力特别强是不够的，必须有扎实的专项力量素质为基础。本文认为力量是身体素质的重要基础，扎实的力量训练，是专项基础的稳定的基本条件，是高水平专项训练的保证。
二、分析与讨论
（一）青少年中长跑运动员力量素质训练特点与作用
青少年处于生长发育阶段，此时肌肉的发育落后于骨骼的发育，肌肉纵向的增长快；体内血红蛋白、肌红蛋白含量少，无氧代谢能量储备不足；呼吸肌弱，呼吸表浅，频率快，呼吸调节机能差；骨骼肌含水分和有机物较多，无机盐较少，富有弹性和韧性，坚固性不足；关节面软骨组织相对较厚，关节囊韧带薄而松弛，伸展性好，活动范围大，柔韧性好，坚固性差，易弯曲变形、脱臼和损伤。
1.青少年力量素质训练特点
力量是指人体运动活动中克服内部和外部阻力的能力。这种能力的表现形式包括最大力量、爆发力量、速度力量和力量耐力等。青少年各年龄阶段都可进行力量练习，但采用的方法和手段要与成人有区别。青少年时期，由于肌纤维较细，蛋白质含量较少，中枢神经系统的协调功能还欠完善，肌肉群的活动不协调，加之青少年肌肉长度的发育领先宽度和体重的发育，所以，力量素质较差。因此我国在青少年力量练习中，采用负荷较轻、动作较快的练习方式，或中等负荷的练习，适宜做速度性力量练习，以提高神经系统对肌肉运动单位的动员能力，改善肌肉协调工作的能力，避免过重的负荷练习和过长时间的静力紧张练习，以防引起关节损伤，抑制骨骼生长。
2.青少年力量素质训练作用
中长跑项目力量素质训练的作用有别于短距离跑项目：（1）发展中长跑需要的一般力量：改善中长跑运动员的一般身体素质。（2）发展中长跑需要的力量耐力：适合多种中长跑比赛距离的臂、腿力量耐力。（3）速度力量：发展速度力量，对于中跑运动员尤其重要。力量训练的目的是为速度和耐力打好基础，良好的力量素质（尤其是爆发力素质）是发展速度与力量耐力的前提，因此中长跑运动员应重视力量的训练。并结合青少年以及中长跑专项的特点，在保证体重不增加或少增加的情况下提高运动员的相对力量。
（二）青少年中长跑运动员力量素质训练方法
训练学理论把运动员的力量素质训练分为最大力量、速度力量、爆发力量、专项力量和力量耐力五种性质的力量，。青少年时期骨胳肌肉正是发育时期，由于青少年运动员骨骼的化学成分中有机质多，弹性好，可塑性大，易变形，力量和坚固性较差，因此在训练中负荷量不易过重，同时由于肌肉的增长落后于骨骼，为适应骨骼的增长，肌肉必然要向长发展，因此肌纤维比较细长，横断面较小，故肌肉力量和耐力较差，所以在进行少年力量训练时，必须充分考虑此时期的生理特点，合理选择训练方法与手段，科学地安排训练负荷，切不可成人化，以便影响他们身体的正常生长发育。
1.青少年最大力量及其训练
最大力量是指肌肉通过最大随意收缩抵抗无法克服的阻力过程中所表现出的最大力值。最大力量取决于传人肌肉的神经冲动的强度和频率，取决于肌肉收缩的内协调和关节角度的变化，改善和提高青少年中长跑运动员的最大力量有2种途径：（1）依靠改善肌肉的内协调和肌肉间协调来增加力量；（2）依靠肌肉体积的增大来增加力量。中长跑运动员需要的力量一般只能采取用第1种途径来发展，在进行最大力量训练时肌肉收缩一次只有50%一60%的肌纤维参与工作。通过最大力量的40%一50%负荷力量练习，逐步加快动作频率，同时逐步增加重复次数，就可能大大提高肌肉纤维参加工作的数量，同时既提高了肌肉的协调性，又不增加肌肉的重量，对提高青少年中长跑运动员的速度是非常有益的。
2.青少年爆发力量及其训练
爆发力量是指运动员在最短的时间内肌肉收缩时表现出来的力量。发展爆发力量对中长跑运动员是非常需要的。爆发力量有利于运动员反应速度的改善，有利于整体速度力量水平的提高，由于青少年本身力量比较差，对于青少年中长跑运动员爆发力训练，一般多采用最大力量的70%一90%的重量练习，用极限或接近极限的速度完成动作，其用力结构与专项技术用力结构一致效果更好。如果采用跟成年组训练一样的方法，第一、影响青少年中长跑运动员的生长发育；第二、青少年中长跑运动员虽然会有明显进步，但是无法保持太久或者上升空间不会很大。
3.青少年速度力量及其训练
速度力量是指运动员肌肉收缩的力量与收缩的速度综合到一起的特殊力量，又是中长跑运动员需要而不可缺少的力量。在中长跑比赛中，速度力量训练是非常重要的。一般来说800m-1500m跑运动员具有出色的腿部力量和良好的肌肉耐力，5000m-10000m运动员具有良好力量和理想的肌肉耐力。对于中长跑项目来说，决定专项运动成绩的主要因素是速度力量、速度和速度耐力水平。速度耐力是基础，速度是核心，速度力量和力量耐力是保证。强调在有氧代谢训练后有氧与无氧混合训练，最后进行atp-Cp和无氧糖酵解代谢为主的大强度速度力量训练，全面提高运动员在训练和比赛中各种系统的供给能力，提高能量输出功率和运动员在疲劳状态下的速度力量能力，是当今中长跑训练的主流。青少年运动员发展速度力量，一般多采用最大力量的30%-50%，逐步提高完成动作的速度，逐步增加练习次数和组数，这既有利于爆发力量的改善，又利于速度力量耐力的改善，更有利于青少年中长跑运动员专项运动能力的提高。我国目前所采用方法一般为持续训练法、重复训练法和间歇训练法。（例如：负重快速挺举、利用橡皮胶带的快速摆腿、摆臂练习、短距离快节奏跳跃练习等）中长跑项目对速度的要求较高，那么中跑项目对速度的要求更高。而速度力量对速度起着非常重要的作用。因此，要高度重视速度力量的训练。
4.青少年力量耐力及其训练
力量耐力是指运动员克服外部阻力时肌肉连续工作坚持尽可能长的时间或重复尽可能多的次数的能力。发展力量耐力的方法主要是通过增强肌肉中毛血管的数量和肌红蛋白的含量，改进输氧功能，提高糖酵解的能力和增大运动员承受最大氧债的能力。力量耐力虽然与速度项目和力量项目有一定的关系，应用最多的是耐力项目。在训练实践中，多采用克服体重来完成的，这也符合青少年的生理特点。我们一般采用的方法主要有：（1）负重越野跑，负重的最大值不得超过体重浮动参数――即运动员一个年度内的最大体重和最小体重之差值。（2）长时间连续跳跑练习。要求保持动作的快频率、快节奏、逐步增加跳的距离。（3）综合力量练习。例：高抬腿跑―后蹬腿跑―跨步跑―单足跳―屈膝（触胸）双足跳―蛙跳―单或双脚跳绳等。（4）跳台阶练习。（5）举重。
肌肉耐力转化期为6周，每周安排2次，每次课持续40min～60min。主要发展运动员原动肌肌肉（力量）耐力，采用循环法或间歇法，负荷强度为30%～50%1Rm，每组重复40～60次，或4min～10min。每个练习完成1～2组，组间休息1min～2min，动作连贯，节奏平稳，重复完成。肌肉耐力转化期主要手段有：提铃至胸、俯背起、仰卧两头起、负重提膝、腿弯举、半蹲、负重后蹬、提踵、低强度跳跃练习。
5.青少年专项力量及其训练
中长跑运动员的肌肉专项力量训练应考虑三个方面。第一，发展哪一种性质的力量，例如，中长跑运动员主要是发展快速力量还是力量耐力等。第二，发展什么部位的力量，例如，中长跑运动员主要是发展大腿前、后肌群力量、腰部肌群和上臂肌群力量等。中长跑运动员所需要的是爆发力、快速力量的耐久力和神经控制肌肉迅速收缩与放松交替的能力。由于力量素质差，就限制了他们专项成绩的提高。同时力量素质的好坏决定了腿的后蹬技术。我国中长跑运动员腿的后蹬技术在最后400m出现后蹬无力、后蹬与摆臂脱节等问题都与力量训练有关。腿的后蹬效果取决于髋膝的伸肌和屈足肌的快速收缩力量。第三，特别重视速度力量训练的后效应。大量的速度力量训练会对运动员支撑器官的机能状态和专项速度力量训练水平产生暂时的不良影响。因此，在中长跑训练中，速度力量对专项成绩具有重要作用，但速度力量的集中强化训练一般不能超过12周，尤其是青少年运动员，这应该引起教练员的高度重视。
三、结论与建议
（一）要培养高水平的中长跑运动员，必须坚持全面提升身体素质。只有在青少年时期打好扎实的身体素质基础，才能够在成年时期创造优良的运动成绩，延长运动寿命。
（二）根据当今中长跑运动的特征和发展趋势，必须突出以速度为核心的速度耐力和速度力量的专项素质训练，才能取得最好的运动训练效果。
（三）身体素质训练要和技术训练、战术训练、心理训练紧密结合，才能有效地促进整体运动能力的提高。
（四）制定身体素质综合发展水平的评价标准、身体素质发展均衡程度的评价标准、身体素质综合发展水平与专项成绩相适应程度的评价标准，为教练员明确训练方向、确定训练重点、科学规划青少年中长跑运动员身体素质训练提供了理论依据。
参考文献：
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成长的力量作文篇3
一、引言
我国是一个农业大国，确保农业经济快速稳定地增长不仅是解决“三农”问题的突破口，更是关系到国计民生的大事。改革开放以前，农业生产发展缓慢，1950—1978年的29年间，农业总产值年增长在10％以上的有5年，负增长的有5年，增长速度低于2％、基本上处于停滞的有3年。改革开放以来，家庭联产承包责任制的推行以及农业科技的进步，使得农业发展步伐增快，我国的农业生产取得了令人瞩目的成就。农业生产总值由1978年的1397.00亿元增长到2009年的8565.33亿元(以1978年为基期的可比价计算)，年平均增长率为6.05%，年增长率在5%以上的年份有18年。对农业经济增长及其影响因素进行深入分析，不仅在理论上有助于我们深刻理解农业增长的决定力量，而且对促进农民增收、加快现代农业发展以及全面实现我国建设小康社会的目标有着极其重要的现实意义。
二、文献综述
影响农业经济增长的因素有很多，Kalirajan、Chen指出要素投入增长和生产率增长是促进农业经济增长的主要途径。关于分析农业经济增长影响因素的方法，林毅夫等人通过采用oLS建立以C-D生产函数为基础的线性模型来估计农业增长的影响因素，王红玲和徐桂祥提出了一种适于广义农业范围的农业经济增长因素分析的统计方法，并以我国“八五”时期的农业生产为例进行实证研究。在理论方面，张红宇、秦德文和等许多学者都做过一定的研究；在实证方面，靳光华和孙文生、魏朗、曹协和、杜红梅和安龙送、杜江和刘渝、乔榛、朱希刚等众多学者使用时间序列、截面或面板数据，运用不同的分析方法，研究了农业资本、农业财政支持、农村金融、农业贸易、人力资本投资、制度变迁、技术进步等因素对我国农业经济增长的影响。本文旨在借鉴吸收前人研究成果的基础之上，通过对我国1978—2009年农业发展的时间序列数据进行实证研究，找出影响我国农业经济增长的主要因素，以期为今后农业经济的发展提供一些思路和建议。
三、理论模型的构建
（一）模型构建的依据要素投入量的增加和要素生产率的提高是经济增长的源动力，而生产函数反映了生产过程中投入要素与产出量之间的技术关系，所以本文亦采用生产函数模型对影响农业经济增长的因素进行分析。在农业中，土地、劳动力和资本为三大主要的投入要素，因而农业的柯布道格拉斯生产函数模型为:（式略）其中，K、L、n分别为资本、劳动力和土地，a代表技术进步，αi（i=1,2,3）分别为资本、劳动力和土地的投入产出弹性。除了这三大投入要素外，农业生产还受到诸多因素如气候等的影响，因此需增加一些控制变量，现在对Ⅰ式进行适度扩展，构建新的农业生产函数：（式略）其中，Xi（i=1,2，，n）为控制变量，βi为各控制变量对产出的影响系数。为了便于估计，现对Ⅱ式两边取对数，得到如下函数形式：（式略）
（二）变量的选取、设定考虑到数据的可得性，农业总产出Y以每年实现的农林牧渔业总产值表示，此外，本研究对物质性投入变量和非物质性投入变量（即控制变量）做如下的选取。1．物质性投入变量本文选取每年第一产业就业人数和农作物总播种面积作为劳动力投入L和土地投入n的指标，农业资本分为农业固定资本和流动资本，而农业固定资本和流动资本投入以农业机械和化肥为主，因此在本文的分析中，选取农业机械总动力和化肥施用量作为农业资本投入K的指标。2.非物质性投入变量（1）有效灌溉率：农村基础设施对农业生产有很大的影响，其中最重要的基础设施之一就是灌溉设施，其值等于有效灌溉面积除以农作物总面积。（2）气候：农业生产受气候因素影响极大，而我国地域辽阔，自然灾害频繁，因此引入气候指标，用每年农作物成灾面积与农作物总面积的比例来反映。（3）农业产业结构调整：在发展中国家，畜牧业正起着越来越重要的作用，农业产业结构调整对农业经济增长将会产生深远影响。该指标用畜牧业占农业总产值的比重来反映。（4）农村劳动力文化程度：人力资本投资能够促进经济增长已得到越来越多学者的认可，农村劳动力文化素质的提高将推动农业经济的增长。本研究用每一百农村劳动力中初中及初中以上文化程度劳动力所占比重来反映这一指标。综上，结合Ⅲ式，本研究最终估计所采用的农业生产函数模型为：（式略）其中，K1、K2、L、n分别为农业机械总动力、化肥施用量、第一产业就业人数和农作物总播种面积；Xi（i=1,2,3,4）分别表示有效灌溉率、农作物成灾面积占农作物总面积的比例、畜牧业占农业总产值的比例及初中以上文化程度劳动力所占比例。αi（i=1,2,3,4）和βi（i=1,2,3,4）为投入的产出弹性和各控制变量对产出的影响系数，α0=lna，μt为随机扰动项。
四、数据的搜集、处理
（一）数据的来源农林牧渔业总产值、农业机械总动力、化肥施用量、第一产业就业人数、农作物总播种面积、有效灌溉面积、农作物成灾面积、畜牧业产值等变量数据来源于《新中国成立60年农业年鉴》和《2010中国统计年鉴》，每一百农村劳动力文化程度分布情况数据来源于《1985-2010中国农村统计年鉴》。
（二）数据的处理农林牧渔业总产值按照农林牧渔业总产值指数换算为按1978年不变价计算的可比价格数据；根据相应数据计算有效灌溉率、农作物成灾面积占农作物总面积比例及畜牧业产值占农业总产值比例；由于反映农村劳动力文化程度的数据只能获得从1984到2009年的数据，因此用线性趋势模型推测出1978-1983年初中以上文化程度劳动力所占比例，补齐残缺数据。
五、计量模型的估计
（一）方法的选取本文拟采用普通最小二乘法(oLS)对模型进行回归，为保证oLS回归结果的有效性，需对各时间序列数据进行平稳性检验，只有当各序列均为平稳时间序列或非平稳性序列均为同阶单整序列且存在协整关系时，才可运用oLS进行线性回归。1.变量的单位根检验本文选用增广迪基—富勒(aDF)检验来对各变量及它们的差分序列进行单位根检验，（表略）各原序列在10%的水平下均为不平稳序列，而一阶差分后在10%的水平上均平稳，所以这些序列都是一阶单整序列，2.协整检验由变量的单位根检验可知各原序列为同阶单整序列，现需检验模型中被解释变量与解释变量之间是否存在协整关系。通过上文的iV式进行oLS估计得到残差序列et，对et进行aDF检验以判断协整关系是否存在（表略），残差序列et的aDF值大于各显著性水平下的检验临界值，这说明et不含单位根，为平稳性序列。因此，被解释变量与解释变量之间存在长期的均衡关系，满足oLS线性回归的条件，可以进行线性回归。
（二）模型估计现用eviews4.0软件对方程Ⅳ进行oLS估计，估计结果（表略）
六、模型估计式的检验
（一）理论检验根据表4的回归结果，农业机械总动力和化肥施用量的投入以及农作物总播种面积的增加都促进了农业总产出的提高，各物质投入的回归系数即投入产出弹性也具有良好的解释力。第一产业就业人数对农业产出的影响为负，这与我国农村拥有大量的农业剩余劳动力的发展现状相符。以农作物成灾面积所占比例表示的气候因素对农业产出产生了负的影响，以畜牧业产值占农业总产值比例表示的农业产业结构调整和以初中以上文化程度劳动力所占比例表示的农村劳动力文化程度对农业产出都有促进的作用，它们的回归系数大小也符合经济理论的实践。而作为反映我国农业基础设施建设和农业技术进步指标的有效灌溉率这一指标，本应对农业经济的增长是有促进作用的，但在这里的回归系数符号却为负，究其原因，可能是因为相比与农业的快速发展，农业基础设施的投资和建设相对滞后，1978-2009年我国有效灌溉率的均值也仅为32.98%，再加之许多陈旧的基础设施得不到及时的修理和更新，致使其对农业产出产生了负的影响。
（二）功能检验从估计的回归结果来看，调整的可决系数R2达到了0.998564，回归方程可以在1%的显著性水平下通过F检验，这说明回归模型的总体线性关系显著，解释变量总体对被解释变量有很强的解释能力。解释变量初中及以上文化劳动力所占比例、化肥施用量、第一产业就业人数、农作物成灾面积所占比例和农业机械劳动力的回归系数分别能在1%、5%、5%、5%和10%的显著性水平下通过t检验，这些解释变量能较好地解释对被解释变量的影响。而农作物总播种面积、有效灌溉率和畜牧业产值所占比例的回归系数未能通过t检验。
（三）计量经济学检验1．异方差检验运用怀特(white)检验法检验模型是否存在异方差，（表略）。由white统计量(obs*R-squared)的p值可知，其值大于我们常设定的显著性水平，因此无法拒绝同方差性的原假设，即表明模型不存在异方差性。2.序列相关检验由表4的估计结果知Dw检验值为1.793，在5%的显著性水平下，恰落在临界值dL=0.904和dU=2.102之间，因此无法判断模型是否存在一阶自相关。下面用拉格朗日乘数(Lm)检验法检验模型是否存在一阶序列相关性，由Lm统计量(obs*R-squared)的p值可知，其值大于我们常设定的显著性水平，因此模型不存在序列相关性。3.多重共线性检验为了检验模型是否存在多重共线性，现对解释变量之间的相关系数做一个计算，见表7。由此表不难看出，多个解释变量之间的相关系数达到了0.9以上，这说明模型存在着一定程度的多重共线性。考虑到未能通过t检验的变量X1、X3和n，恰好与其它变量之间存在着较强的相关性，现采用逐步回归法交替逐步剔除引起多重共线性的解释变量，并观察拟合优度和各参数统计值的变化情况，以确定最终的估计方程。本研究所确定的最终估计式是：（式略）
七、模型估计结果的经济分析
（一）物质性投入要素的影响回归方程Ⅴ显示，农业机械总动力和化肥施用量的投入会显著促进农业产出的增长，其产出弹性分别为0.194和0.172，即农业机械总动力的投入每增加1%将使农业产值增长0.194%，化肥施用量的投入每增加1%将使农业产值增长0.172%。这告诉我们，利用机械、化肥等体现现代技术的投入品可以改进耕地质量，提高农业劳动生产率和土地生产率；第一产业就业人数已经阻碍了农业经济的进一步增长，因此，加快农村剩余劳动力转移已成为当前农村工作一个亟待解决的问题；回归结果还显示，农作物耕地面积并不是影响农业产出的主要因素，这说明在我国单纯依靠扩大农作物耕地面积来增加农业总产值的做法已变得不再有效，但这并不意味着耕地已变得不重要，土地是农业生产的前提和保障，加之我国已基本触及耕地资源的底线，因此我们要保护好现有的耕地，通过各种技术手段，以期在有限的耕地上创造出更多的财富。
（二）非物质性投入要素的影响正如所预期的那样，气候和农村劳动力的文化程度会对农业经济增长有重要的影响。回归结果显示，自然灾害成灾面积占耕地总面积的比例每增加1个百分点，农业产值将减少0.003亿元。可见，科学合理地预测自然灾害的发生并提高应对这些灾害的能力，是减少农业损失、稳定农业经济增长的重要保障；而农村劳动力中初中及初中以上文化程度比例每增加1个百分点，农业产值将增加0.025亿元。教育投资是提升农村人力资本的重要手段之一，农村劳动力文化素质的提高，将改善农业劳动生产率，促进农业经济的增长。因此大力推进农村的科教文化事业建设，努力提升农村劳动力的文化素质，能够为提高农业产出提供新的动力。但实证结果也表明，反映农业基础设施建设和农业产业结构调整的指标并未像预期的那样对农业产出产生显著影响。近年来，我国农业基础设施建设事业取得了长足的发展，截至2009年底，我国有效灌溉面积已达到59261.4千公顷，灌区数5844处，大、中、小型水库87151座①，但我国广大农村普遍存在着基础设施匮乏的问题，因此，基础设施的建设力度相比于我国农业经济的快速增长还远远不够，致使其对农业产出的促进作用不明显；当经济发展到一定的程度，经济的进一步增长很大程度上依赖于结构的转变。农业产业结构调整将会推动农业经济增长，这一观点已得到了诸多学者的论证。人们对畜产品有着很高的需求弹性，建国以来，我国农业结构中的畜牧业比重也一直稳中有升，但是畜牧业的发展并未能很好的带动农业经济的增长，其对农业产出的影响相对于其它因素而言显得十分的微弱。不断调整优化产业结构，大力发展畜牧业依然是我国现阶段农业产业结构调整的方向和重点所在。
成长的力量作文篇4
[关键词]企业文化；企业管理；相互关系；特点
任何企业的管理和文化都是息息相关、联系紧密的两个部分，这两个部分都有自己的职责和负责的内容。所谓文化，就是企业通过指导思想来指引着企业的前进方向；所谓管理，也就是企业用来控制公司业务流程和日常工作规范的细节。这两个部分虽然分管不一样的内容，但都是对企业的日常活动进行正确的引导，只不过采取了不太一样的形式而已。它们也具有共同的目的：推动和引导企业变得更好、发展更快。
一、文化在企业中有深意
1.1企业文化概念
企业在日常活动中都会组织形成企业内部成员一并支持和共同坚持的企业理念，这也是企业对于未来和可能性问题出现的考虑，而形成的一种统一的标准和成员需遵守的基本指导信念。这就是我们说的企业文化。企业文化就如同指导思想，代表着一个企业的价值观、所有成员的工作态度，凝聚着全体成员对于企业这个集体的热爱，对于其他成员的尊重，对于自己工作态度的端正。一个企业的文化实质上也是由浅入深、层层递进的，最表层的是物质文化；其次就是企业全体成员共同遵守的企业日常行为规范和工作准则；最深层的就是企业的核心思想和创建理念，是长期形成的企业文化结晶，是一种起推动作用的精神力量，它给予全体成员努力工作的动力，推动着企业的快速成长。
1.2企业文化的特点
为了顺应社会的进步，若要让企业与社会不脱节而长期稳定发展，就要求企业不得不适应发展而不断改变方式，所以企业文化的特点中逃不开时代性。除了上述的时代性之外，我们还很明显的看到，在不同的企业之间，长期以来形成了斑斓缤纷的文化样子，每一个企业都有自己独有的文化，都是在各自的长期发展之中沉淀出来的，因为每个企业走过的成长之路都是不一样的，所以他们所沉淀出来的企业文化也肯定有差异，这就形成了企业文化的第二个特点：个性。
二、企业文化促进企业管理工作
2.1企业文化具有凝聚作用
成为核心思想要求企业文化承担了调节企业工作氛围的责任，正确企业文化可以将成员们紧紧联系在一起，所有人共同努力形成一股强大的力量，像这般凝聚力的企业做起事情来肯定是得心应手事半功倍，管着工作者们也得心应手管理工作和管理流程明确简单，都是企业文化的引导作用，企业文化是头号功臣。
2.2企业文化的指导工作
企业的长期发展和多年积淀才形成的企业文化，是企业价值观所在，它不仅凝聚了所有成员的力量，并且决定了管理方式方法的形成和目标，指导着管理工作的方向，企业的管理工作是否合理，企业管理工作极大地促进企业的长期稳定发展，企业文化的作用是巨大的，企业只有在正确的指导方向下才能在企业管理中不会误入歧途。
2.3企业文化的约束性
企业文化是全体成员共同遵守的一股强大的指导力量，它不仅是一种指导更是一种规范，规定着成员们的前进方向和日常行为准则，好的企业不仅表现在整体的指导上，更加具体到每一个成员的素质和修养，企业文化规定着成员的准则，也约束着他们的行为，这样管理者的工作变得更加的简单而轻松，也是与企业文化的约束力息息相关的。
2.4企业文化的激励性
企业文化是一股先进的力量，是整个企业成员的精神支持，不仅指引着企业的进步，并且还将成员的自我价值看的很重要，激励着每一个成员努力实现自我价值，是精神支持也是精神力量，正是由于企业文化的激励性才使得企业员工在思想上始终保持着工作的积极性。
三、通过企业文化的发展带动企业的管理
3.1以人为本
提升企业管理工作和管理能力，必须重视企业文化的完善。长期以来唯一不变的管理经验就是进一步加强企业文化的完善工作。在发展企业管理之前，最根本的就要从思想上进行企业改革，充分发挥企业文化的力量。先进的企业指导都离不开“以人为本”的思想，从每一个成员做起，提升企业全体成员的素质和精神境界，形成强大的精神力量，共同拥护企业管理工作的有序进行，是每一个成员的使命。
3.2文化创新
企业文化的不断创新是顺应时代要求的企业发展基本前提，文化的不断更新，给企业注入了新的精神力量，带来了全新的指导思想，这样给企业管理搭建了良好有利的平台，指引着企业管理工作的先进方向，一个具有先进性的企业管理工作，就会在推动企业的发展和维持企业的稳定中得心应手。然后企业文化的创新也是一项十分重要的工作，这项工作的进行首先不能抛弃企业自己的发展特点，也不能忘记不断引进世界上的先进文化和指导思想，给附有自己个性的企业文化不断地注入新鲜的血液。让企业文化越来越全面和完整，让企业的管理工作变得国际化，以顺应世界经济的发展方向。
四、结束语
综上所述，文化和管理这两个看似独立的部分，在企业中实质上是相互促进相辅相成的。加强企业文化的建设和完善，是促进企业管理工作的一项有力措施，企业文化和企业管理共同发展，才能共同发挥力量促进企业的进步。并且，文化和管理这两个看似独立的部分，实质上是相互促进相辅相成的。所以，往往为了企业的持续发展和长期的竞争力量，企业会借助文化的指导力量实现有效可行的管理方式，这也是一石二鸟的好办法。
参考文献
[1]陈镇然.企业文化与企业管理相互关系探析[J].现代商贸工业，2013，01：25-26.
成长的力量作文篇5
关键词：人力资本；经济增长；实证分析
中图分类号：C96文献标识码：a文章编号：1672-3198（2008）12-0180-02
1模型假设及贡献率计算方法
1.1模型假设
人力资本外部性内生经济增长模型，简称人力资本外部性模型。该生产模型是受卢卡斯的人力资本外部性模型的启发改造而成。
卢卡斯人力资本外部性内生生产函数模型:Yt=atKatH1-athβt(1)
其中，Ht为卢卡斯所说的有效劳动投入，ht为劳动力具有的平均人力资本水平，简称人力资本水平。该模型不仅充分考虑了人力资本的生产功能，而且充分考虑到人力资本对其他非人力资本要素的外部性作用，它真实地反映了产出与要素投入函数关系，为准确判断人力资本在经济增长中的作用提供了可靠的分析模型。因此，本文将人力资本外部性模型作为研究分析江苏经济增长的核心模型。
1.2贡献率计算方法
为准确判断人力资本在经济增长中的贡献和作用，一个重要的途径就是计算人力资本在经济增长中所占的份额，即贡献率。对式（1）变成差分方程可得（2）式：
ΔYtYt=Δatat+αΔKtKt+(1-α)ΔHtHt+βΔhtht(2)
其中，Yt为经济增长指标；Δatat为综合要素增长率指标；ΔKtKt为资本增长率；ΔHtHt为人力资本存量增长率；Δhtht为人力资本水平增长率。ΔKtKt、(1-α)ΔHtHt、βΔhtht分别表示资本、人力资本存量和人力资本水平的贡献份额，它们分别除以ΔYtYt所得的商就是各自在经济增长中的贡献率（见下式）。
要素贡献率=要素增长率×要素产出弹性GDp增长率×100%
综合要素贡献率=1-∑要素贡献率
各要素的产出弹性的估计将采用回归方法，回归方程为：
lnYt=lnat+αlnKt+(1-α)lnHt+βlnht(3)
2基础数据的收集及处理
2.1产出Yt的度量
我们选择江苏1996年到2006年的国内生产总值作为产出的度量。选择该指标的理由主要有以下几点:1、从资料的收集来看,国内生产总值的数据容易获得（江苏的国内生产总值的数据可以直接从江苏统计年鉴中得到）；2、地区生产总值反映了其经济规模，,而本文研究经济规模与人力资本的关系,所以选择国内生产总值来衡量产出Yt。并且按照居民消费价格指数将其调整到1996年的价格,这样就消除了通货膨胀的影响。
2.2物质资本存量Kt
物质资本投入量是直接或间接构成生产能力的资本总存量。本文从中宏数据库得到了1996年到2006年江苏的物质资本存量数据。
2.3人力资本存量与人力资本水平
人力资本的度量方法有很多种,本文将采取受教育年限法,将从业人员所受不同的教育程度赋予不同的权数,再将从业人员的数量乘以其所赋予的权数,这样就得到了人力资本存量。
Ht=5i=1Heit•hi
(本文将文盲半文盲为h1定为0.5;小学h2为6;初中h3为9;高中h4为12;大学及以上h5为16)
Ht为t年人力资本总存量，Heit为t年第i学历层次劳动力的人数，ht为第i学历水平的受教育年限即人力资本平均水平。
用受教育年限法度量人力资本存量不仅简明扼要，数据的具有可得性和精确性，而且受教育年限法与接受或培训的劳动力人力资本成本成很强的正相关，他排除了用货币计算人力资本投资成本的价格因素影响；劳动力受教育程度或年限与劳动力在“干中学”或“边干边学”的人力资本积累成正相关，受教育程度越高（年限越长），劳动力在劳动中积累经验的能力越高和接受新技术、新知识越容易。
对于人力资本平均水平，只需将人力资本存量除以劳动力人数就可得：ht=HtLt
根据上述方法,按1996年不变价格计算的国内生产总值Yt、物质资本存量Kt、人力资本存量Ht和人力资本水平ht如表1。
数据来源：根据《江苏统计年鉴》（1996-2006），《中国统计年鉴》（1996-2006），中宏数据库等相关数据计算所得
3卢卡斯人力资本外部性内生经济增长模型的估计
3.1二元回归分析
将（3）式移项得到(4)式
（lnYt-lnHt）=lnat+α(lnKt-lnHt)+βlnht(4)
对表1中的国内生产总值Yt、物质资本存量Kt、从业人员的人力资本存量Ht和人力资本水平ht个变量的时间序列数据分别取自然对数,得到新数据，如表2所示：
表2Yt，Kt，Ht,ht取对数后的值
lnY9.9199.99610.05110.11210.20610.29710.39210.55610.70810.86111.036
lnK7.9377.9648.0978.1788.3068.3818.4798.7218.9339.0709.190
lnH10.34610.33210.35810.36910.42310.43810.43710.45310.47110.51610.550
lnh1.9591.9451.9711.9822.0302.0412.0352.0482.0632.1022.124
根据（3）式，利用统计软件SpSS15.0，采用线性回归方法得表3
表3oLS法所得数据
变量非标准化系数标准化系数t检验
常数-1.988-2.151
lnKt-lnHt0.7190.83212.478
lnht1.0860.1782.666
3.2检验
(1)拟合优度检验:由于的值(R2=0.995)非常接近1,因此可以判断回归线对样本数据的拟合度较高,总体回归效果显著。
(2)F检测：一般来说F越大越好,当计算出的统计值F>fa(k-1,n-k)表示回归效果是好的,在a水平上,已解释方差明显大于未解释方差。本模型数据显示F=742.749,因此可以有近100%的概率认为几个变量对江苏省经济增长促进作用显著。
(3)回归系数的显著性检验:在显著性水平为0.05时,回归系数都通过t检验
由于检验的有效性，因此由表3可知(lnKt-lnHt)，lnht的标准化系数是0.832和0.178，,进而可得人力资本外部性标准函数是：=Yt=atKt0.832H0.168tht0.178
根据上式可得物质资本的产出弹性为0.832，人力资本存量的产出弹性是0.168，人力资本水平的产出弹性为0.178，由此可见江苏人力资本总体水平对经济增长的作用不显著。
4贡献率分析
根据表4计算的各年GDp、物质资本存量、人力资本存量、人力资本水平的平均增长率分别为12.776%，13.557%，2.087%，1.679%
数据来源：根据《江苏统计年鉴》（1996-2006），《中国统计年鉴》（1996-2006），中宏数据库等相关数据计算所得
根据要素贡献率计算公式可得物质资本的贡献率为88.29%，人力资本存量的贡献率为2.74%，人力资本水平的贡献率2.34%，综合要素的贡献率为6.63%。从以上数据反映江苏人力资本对与经济增长的贡献比较小，而物质资本对于经济增长的贡献比重很大。
5结语
虽然江苏经济高速发展，但仍是依靠物质资本，人力资源的效率没有得到有效开发。长期来看，物质资本存量的增长率必然降低，在物质资本贡献率相对较高的情况下，江苏经济的发展必然遇到瓶颈，因此提高人力资源的使用效率促进江苏经济发展的重点。
参考文献
［1］王金营.人力资本与经济增长理论与实证［m］.北京：中国财政经济出版社,2001.
［2］汪群芳.浙江省人力资本对经济增长作用的实证研究［J］.北京：浙江理工大学学报,2006.
［3］舒尔茨.论人力资本投资.吴珠华等译［m］.北京：北京经济学院出版社,1992.
成长的力量作文篇6
关键词：预应力，理论伸长量，张拉力
中图分类号：tU378文献标识码：a文章编号：
问题的提出
目前预应力技术广泛用于公路、铁路、电力、水利等领域，施加预应力是采用应力变双控来完成的，这就要求有一个准确的理论伸长量，但规范中给出的计算公式无法适应于预应力筋分布两端不对称时的理论计算，文中从实际施工出发，讨论了理论伸长量的精确计算法。
理论伸长量分段计算过程
2.1工程实例
宿州新汴河特大桥大桥共有30m箱梁204片，28m箱梁48片，现以一片30m的中跨箱梁为例进行计算，预应力筋由2n1，2n2，2n3，2n4组成，n1，n2，n3，n4各由4根钢绞线组成，采用塑料波纹管成孔，预应力筋采用GB/t5224-2003《预应力混凝土用钢绞线》中直径为15.20mm的钢绞线，张拉采取两端对称张拉（为了计算简化，每束钢绞线仅计算其中一根的理论伸长量）。中跨钢束构造图（半跨）如图1。
图1
2.1.1已知条件
1）钢绞线的标准强度：fpk＝1860mpa；
2）钢绞线的截面积：ap＝140mm2；
3）钢绞线的弹性模量：ep＝1.95×105mpa（本项目试验检测结果190.6Gpa）；
4）μ＝0.23；
5）k＝0.0015。
2.1.2张拉控制应力
张拉端的张拉力按下式计算：p=δcon×ap×n×1/1000×b
式中：p—预应力张拉力，kn
δcon—预应力钢束的张拉控制应力，mpa
ap—每根预应力筋的截面积，mm2
n—同时张拉预应力筋的根数
b—超张拉系数，不超张拉的为1.0
2.1.3理论伸长量分段计算
n1的aD段设计总长度为14.78m，C点为钢绞线起弯点，CD＝0.885m，BC＝Π×5/180×R＝0.087266×45＝3.927m，aB＝9.968m。
n2的aD段设计总长度为14.796m，C点为钢绞线起弯点，CD＝2.507m，BC＝Π×5/180×R＝0.087266×45＝3.927m，aB＝8.362m。
第一步：将图1分解为图2；
第二步：将图2分解为图3。
由图可知：
n1的aB段为曲线筋平弯和竖弯重合部分，aB段长度为1.506m。BC段为连接aB和CD段的直线段。
n2的aB段为曲线筋平弯和竖弯重合部分，aB段长度为1.506m。BC段为连接aB和CD段的直线段。
2.2计算过程
1）计算公式。
pa＝p＝1395mpa×140mm2＝195.3Kn，
pj＝pi×e-(Kxi＋μθi)（i，j为连续两断面点）。
式中：pj——经过长度L后预应力筋的终点处张拉力，n；
pi——预应力筋的起点处张拉力，n。
2）n1、n2段计算数据见表1。
3）工作长度65cm，理论伸长量计算如下：
ΔL工作长度＝pL/（apep）＝9.77mm。
4）分段计算各节段间预应力筋伸长值见表2。
表1：n1、n2、n3、n4的pp计算步骤
表2分段计算各节段间预应力筋伸长值
5)预应力筋理论伸长量：
ΔL＝（ΔLaB＋ΔLBC＋ΔLCD＋ΔLDe）×2＋ΔL工作长度。
从以上例子中可以看出，理论伸长量计算方法比较准确，特别是实测伸长量在规范允许误差±6%附近浮动时，必须采取比较准确的理论伸长量计算值，否则张拉不合格的将会变为合格，给工程使用造成隐患；张拉合格的将会变为不合格的，给工程施工造成不必要的浪费。
结语
文中着重讨论了理论伸长量的精确计算法，施工时可以以此作为与实测伸长量的比较，确定张拉工作是否异常，分析异常原因时可以从上例看出几种因素对理论伸长量造成波动：（1）预应力筋的弹性模量随原材料的波动而波动；（2）孔道每米局部偏差对摩擦的影响系数随施工队伍人员的操作质量波动而波动；（3）孔道壁与预应力筋的摩擦系数随波纹管质量、存放时间的长短变化而变化；（4）预应力筋的截面积随张拉力的变大而逐渐变小，但理论伸长量中ap采取一恒定值与实际不符，此项因素将造成理论伸长量变小，从而不能准确判断施工中的操作结果是否合格。
参考文献：
《城市桥梁工程施工与质量验收规范》（CJJ2-2008）
成长的力量作文篇7
关键词:教育支出人力资本积累全要素生产率SVaR
理论综述
人力资本是影响经济增长及社会生产效率的一个重要因素,教育是人力资本积累的一种重要途径。已有研究大多基于分析人力资本的形成和其对经济增长影响方面,如D.w.Jorgenson&B.m.Fraumeni(1992),tomKrebs(2003),杨建芳等(2006),刘长生、简玉峰(2009)等。然而,在追求“科学发展”和“可持续发展”的今天,单纯的经济增长目标不免显得单薄。本文重点研究人力资本积累同社会生产效率改进之间的动态关系。
国内学者许和连、亓朋、祝树金(2006)在新增长理论框架下,通过一个用贸易开放度和人力资本内生化全要素生产率的估计模型,分析了人力资本在生产函数中的作用及其对中国全要素生产率的影响。结果表明:人力资本积累有助于提高物质资本的利用率,人力资本积累水平的提高对全要素生产率的影响比对经济增长的影响更加直接,它通过影响全要素生产率而作用于经济增长。李志俊、郭剑雄(2007)分析发现,1995年以后农业技术效率低下成为中国农业生产率增长的瓶颈,而改变农业生产经营形式与提升农业劳动力人力资本水平是提升农业纯技术效率和规模效率进而提高技术效率的重要途径。
国外学者Huffman(1985)认为教育是一种提升知识和信息获取能力的锻炼过程,而这些知识和能力是在一个变化中的经济和物质环境下做出决策所必须的。S.e.Stefanou&SwatiSaxena(1988)提出一个包含直接影响效率水平的人力资本因素的无边界利润函数方法估计配置效率,并将其运用于美国宾夕法尼亚州奶制品市场,结果显示教育和经验都对效率水平具有显著影响,同时通过优化教育和经验的组合配置,相对效率能够得到显著的提高。m.m.Salinas-Jimenezet.(2006)采用生产边界分析方法,将欧洲1980-1997年的劳动生产率增长分解为效率改进、技术进步和资本积累,结果表明物质和人力资本积累是推动欧洲经济劳动生产率增长的重要因素。
现有文献都只是局限于人力资本水平本身同生产效率的关系分析,对于人力资本水平积累自身的形成路径与深化显然还分析不够。
理论模型
本文在Lucas(1988)人力资本积累的经济增长模型中,进一步加入政府教育投资因素,并在该模型的基础上,进一步推导政府教育投资对社会生产效率改进的传导机制。
(1)
其中,Y代表社会总产出;a为全要素生产率;K为资本投入量;L为劳动投入量;为就业人员的平均受教育年限。进一步假设,人力资本是全社会财政教育投资等因素的函数,函数设定成指数形式,其中η0为常数。
(2)
将(2)式代入(1)式,则最终的社会生产函数形式可以写成:
(3)
根据Solow()的社会生产效率推导过程,可以得到:
(4)
其中:和分别表示生产技术或技术进步、产出、实物资本、劳动力、单位人力资本、教育投入规模,以及影响人力资本积累的非教育因素的增长率。、、、、、、分别为各自对时间t的导数,表示变量的时间变化度。最后将财政教育支出、人力资本积累和社会生产效率的传导机制表示为:(5)
指标、数据与技术方法
(一)数据与指标选取
本文的计量分析基于我国1979-2008年的宏观经济数据,除特殊说明以外,原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》,部分缺失数据来源于《中国科技统计年鉴》等。所有的绝对量数据均采用1979年为基期的GDp平减指数进行消胀处理。文中全要素生产率增长指数(tfpch)通过malmquist指数法测算得到,为当年社会生产效率相对于上一年度的环比增长指数。全要素生产率测度,以社会年度劳动投入(本文年度三大产业社会从业总人数,以年初从业人数和年末从业人数的平均值计算得到。),资本存量为投入变量,本文资本存量采用永续盘存法度量,其基本公式如下:,其中和为第t年合第t-1年的资本存量,为资本折旧率,为第t年净投资量。对资本存量测度关键在于确定四个变量:基年资本存量、资本折旧率、当年净投资和固定资本投资价格指数。本文以1978年为基年,其数据来源于孙敬水、董亚娟(2007)。将每年的固定资本形成总额通过固定资本投资价格指数折算到基年作为当年净投资量,资本折现率为王小鲁(2000)给出的5%。;以年度不变价生产总值为产出,采用非参数的malmquist指数法求解得到,各变量都进行对数化处理。
预算内各项财政支出的规模大小,代表政府对社会该方面事务支持的力度。本文财政教育支出指标采用国家财政预算内教育支出统计口径,未包括教育费附加。笔者认为,这种规范性的确切的统计口径能够保证文章分析结论的可信度。对于人力资本存量的测算,笔者采用Barro&Lee(1993,1996,2000)提出的受教育年限法,该方法先将劳动力分类,然后按照不同类别人力资本的人数和不同权重,对其进行加权求和,即可得到总的人力资本存量。此方法计算简明扼要,而且数据具有可得性和精确性,不足之处在于其忽略了知识积累效应。但是通过比较所有计算人力资本方法的优缺点,使用“受教育年限法”计算的人力资本存量比其他方法更加接近于实际情况。因此,本文采用该方法估计人力资本存量。结合我国既有的统计数据特点,采用以下公式计算:Ht=htlt,其中ht表示第t年年末的平均受教育年限,lt表示第t年年末的从业人员数。为了反映该年度人力资本积累的增量情况,采用Humant=Ht-Ht-1的方法计算得出第t年度人力资本的社会积累增量。
(二)技术方法
简化形式向量自回归(VaR)模型结构,它仅仅是总结数据动态特征的一个工具,如果不考虑特定的结构,就很难理解这种简化形式的VaR模型(Cooley&LeRoy,1985)。同时,VaR模型中变量间的当期关系被隐藏在误差项相关关系结构中,并存在参数过多问题,Sims(1980,1986)、Ber-nanke(1986)、Shapiro&watson(1988)提出结构向量自回归的SVaR模型,在包含变量之间当期关系的同时,通过对参数空间施加约束条件减少所估计的参数。对这类模型的识别主要集中在残差系统,残差系统可以解释为外生冲击或者外生冲击的线性组合。本文建立财政教育支出、人力资本积累和社会生产效率的三元aB-型的SVaR(3)模型,它既反映内生变量之间的同期关系,又可以反映模型系统对独立随机扰动ut冲击的响应,模型形式如下:
,t=1,2,...,t
其中变量和参数矩阵为:
(i=1,2,3)
educatt、Humant和tFpcht分别表示财政教育支出、人力资本积累和社会生产效率序列,ε1t、ε2t和ε3t分别是作用在财政教育支出、人力资本积累和社会生产效率增长指数上的结构式冲击,即结构扰动项,εt为协方差为单位矩阵的随机向量。
实证结果分析
建立SVaR模型前,首先对年度数据平稳性进行检验,检验结果表明,财政教育支出、人力资本积累和生产效率进步均为一阶差分平稳,需要对模型包含的变量进行协整检验。本文采用Johanson协整检验来验证模型是否存在协整关系,结果显示在1%和5%显著性水平下各存在一个协整方程,各内生变量之间具有协整关系。同时,被估计的VaR模型所有根都落在单位圆以内,所以整个模型是稳定的。
模型中有3个内生变量,需要施加k(k-1)/2=3个约束才能使模型满足可识别条件:根据经济理论和我国现阶段经济运行的实际状况可以作出如下的三个假设,作为模型的约束条件:
当期的社会生产效率改进对本期的教育财政支出无直接影响,即:b13=0;
当期的社会生产效率对本期的人力资本积累无影响,即:b23=0;
关于当期政府财政教育支出转化成人力资本积累效应的假定,假定激励系数为2.9108,本文采用我国1981-2008年的年度数据对财政教育支出对人力资本得形成弹性进行测度,为了避免大多数时间序列分析中都存在的序列相关性问题,加入滞后项得到:dlnhuman=-0.3044+2.9108dlneducat-0.4402aR(1),R2=0.8430,Dw值=2.0818,模型中各变量都显著地通过检验。,即b21=2.9108。
在模型满足可识别条件下,本文使用完全信息极大似然方法(FimL)估计得到SVaR模型所有未知参数,从而得到矩阵及和的线性组合估计结果:
本文选取滞后长度为10年,通过具体计算可以得到社会人力资本积累对财政教育支出,社会生产效率改进对财政教育支出和人力资本积累冲击的响应轨迹。图1和图2分别给出了基于SVaR模型的人力资本积累和社会生产改进的脉冲响应轨迹。图中的横坐标表示冲击发生后的时间间隔,纵坐标表示对冲击的反应程度。
图1反映了人力资本积累增长对财政教育投入增长冲击的响应,模型中冲击效应在13期以内冲击强劲,而随着时间的推移,冲击效应逐渐减弱,同时冲击的效应也是波动的,而并非正向或者负向的单一效应。表明在现阶段我国的经济状况下,财政教育投入的增长并不能稳定有效的激励人力资本积累的增长。图2是社会生产效率改进对人力资本积累增长冲击的响应,同样模型中的冲击效应在前期表现强劲,而随着时间的推进冲击效应减弱。在前四期内,冲击响应迅速的从负效应转变为正的效应,并在后期迅速收敛。方差分解通过将系统的均方误差分解成各变量冲击所做的贡献,分析各个变量对系统的影响大小,方差分解的结果如表1所示。
结果显示,社会生产效率提高是带来其自身波动的主要原因所在,但是随着时间推进,其自身的贡献程度逐渐减小;人力资本水平的增加的冲击对生产效率提高也具有十分重要的作用,并且其贡献程度远大于由财政教育支出所带来的贡献。结合人力资本增加的方差分解结果,即人力资本水平提高对其自身的冲击作用非常显著,同时,财政教育支出增长对人力资本积累增加具有重要的冲击作用,本文的基本结论是:财政教育支出更多的是通过形成人力资本的形式,并最终由人力资本激励社会生产效率的提高和生产改进。
结论与政策建议
综上所述,财政教育支出增加对人力资本积累增长具有重要贡献作用,同时人力资本积累增长是带来社会生产效率改进的重要因素;在现阶段,人力资本积累增长对财政教育投入增长只具有短时期内的激励效应,而随着时间的推移,激励效应迅速衰减,同时冲击的效应也是波动的,非完全有效。因此,财政教育投入的增长并不能稳定有效的激励人力资本积累的增长;社会生产效率改进对人力资本积累增长冲击的响应,同样在前期表现强劲,而随着时间的推进冲击效应减弱。人力资本积累增长对社会生产效率改进的冲击只具有短期的激励效应,并且这种激励性具有不可持续性和不稳定性。
基于此本文的政策建议是:政府应该扩大财政教育支出规模促进人力资本积累增长,实现生产效率提高和生产技术改进;此外,政府提高财政教育支出资金的使用效率,保证财政教育支出对人力资本积累的有效激励,进而实现提高社会生产效率。
参考文献:
1.杨建芳,龚六堂,张庆华.人力资本形成及其对经济增长的影响[J].管理世界,2006(5)
2.Barro.,Robert.JandJong-whaLee.internationalDataoneducationalattainment:Updatesandimplications[J].CenterofinternationalDevelopmenting,2000
成长的力量作文篇8
改革开放以来，伴随国民经济的高速增长，中国农业也实现了较快增长。农业总产值从1978年的117.5亿元增长到2012年的46940.5亿元，人均粮食产量也从1978年的319公斤增长至2012年的437公斤。农业是国民经济的基础，农业的增长很大程度上成为国民经济高速增长的重要保障。
中国的经验表明，非农部门的高速增长可以为农业产出的增长提供诸多有利条件。过剩劳动力源源不断地被非农部门吸收，农业部门长期紧张的人地比例关系大为改善，从而为高生产率的新型要素进入农业生产创造了条件;非农部门成长引致的农民非农收入的增加和社会物质资本供给的丰裕，使农业部门的资本投入显著增长;土地的工程化改造、规模化经营和生产手段的机械化等现代农业技术的广泛应用，在工业化和市场进程中不仅成为可能，也显现出其有利性;农业生产组织的性质亦由过去的生存型农业转向市场化或牟利型农业。
更值得关注的是，非农部门的发展同时给农业总产出的持续增长带来极大的挑战。第一，截止2012年底，全国共有农业农地64646.56万公顷，其中耕地13515.85万公顷（20.27亿亩）。人均耕地面积约0.1公顷，不到世界平均水平的1/2。随着工业化、城镇化步伐的加快，工农争地的矛盾日益突出。从2001年到2009年，户均耕地面积从7.63亩减少为7.12亩。联合国粮农组织（Fao）公布的人均耕地的警戒线为0.05公顷，一旦突破这一警戒线，实现粮食自给的目标即使在现代化生产条件下也难以保证。目前中国有超过666个县或行政区划单位的人均耕地低于该指标，占全国县或行政区单位的23.7%。其中低于0.03公顷的县（区）达463个，有些县区人均耕地只有0.01～0.02公顷[1]。耕地面积的减少越来越成为制约农业可持续增长的瓶颈。第二，随着工业化和城市化进程的加速，农村劳动力大量流失。尤其是转移到城市从事非农产业的劳动力大多为青壮年，实际从事农业生产的劳动力的多为老龄者和妇女，农村劳动力整体素质呈现结构性下降，老龄化、女性化成为留乡务农劳动力的主要特征。第三，随着工业化加速和城市化扩张对粮食需求的增长，农业生产中长期大规模和大剂量地使用化肥，由此造成土壤肥力减退、板结等问题。长远来看，化肥的过度使用不利于农业的可持续增长。第四，尽管近年来科技对农业生产的支撑逐步加强，农业科技贡献率逐年提高，但和发达国家相比，仍有较大差距。据科技部统计，2013年农业科技贡献率为55.2%。而发达国家的农业科技贡献率一般在70%～80%之间，德国、英国、法国等则超过了90%。
中国尚未完成工业化和城市化进程。在今后一个相当长时期，一方面，非农部门的进一步扩张和人口总量的增加将对粮食形成持续增长的刚性需求;另一方面，农业用地和农业劳动力的非农化趋势仍不可逆转。因此，从长远来看，依靠技术进步成为实现中国农业产出持续增长的唯一可选择路径。
本文讨论的问题首先与技术进步对农业增长影响的文献相关。将技术进步视为农业可持续增长的源泉，是现有文献的基本共识。费景汉和拉尼斯的二元结构转变理论，将农业技术进步视为劳动力大规模非农转移下农业成功发展的核心问题之一[2，3]。舒尔茨认为，把农业改造成为经济增长重要源泉的关键，唯有用高生产率的新生产要素替代已耗尽有利性的传统要素，而新农业要素是“装在被称为‘技术变化’的大盒子里”[4，5]。在速水佑次郎和弗农・拉坦的“诱导技术变迁模型”中，强调技术变迁是发掘农业增长潜力和突破农业资源瓶颈的最重要的解释变量[6]。国内大量文献同样强调了技术进步对中国农业增长的重要意义。程序强调大力发展农业科技以及提高农民的文化科技素质对于农业发展的重要意义，指出中国未来的粮食安全保障取决于农民学用科技的状况[7]。郭剑雄认为，在农业生产函数中，产出的增长既依赖于要素投入的变化，也决定于要素生产效率的改进。要素效率的改善有两个源泉：一是技术变迁，二是制度的演化和进步[8]。刘辉阐释了中国农业技术变迁与农业发展的路径，强调要实现农业现代化，就必须紧紧依靠农业技术进步[9]。储成祥、毛慧琴以江苏省为例，计算得出农业技术进步对农业经济增长的贡献率已经达到62.1%。随着社会进步，农业科学技术发展和应用将进一步助推农业增长[10]。
至于如何推进农业技术进步，则存在见仁见智的不同思路。（1）速水佑次郎和弗农・拉坦认为，技术变迁是对具有不同供给弹性资源的相对价格变化的反应。土地与劳动价格相比更高时，农业技术进步作为土地的替代可降低农业生产的成本。因而被发明和采用;相反，当劳动成为稀缺性资源并价格高昂时，节约劳动的技术的发明和应用则更具经济合理性。价格机制的诱导，被认为是推动农业技术进步的动力[6]。（2）谢辛斯基把技术进步视作资本积累的函数，其技术进步方程为a=Kb，其中K代表资本总量[11]。罗默开辟了经济增长模型中技术进步内生化的一条简捷路径，新资本与新知识之间的固定生产比例表明，K在测度总资本存量的同时，也可以测度厂商所获知识总量。在罗默模型中，K可以看作是一个复合体，投资既导致资本深化，也会推动技术进步[12，13]。（3）舒尔茨强调，虽然传统农业向现代农业的转变离不开新的技术、新的生产要素的投入，但要确保新的技术带来更多的产出，就需要提高农民接受新技术的能力。在舒尔茨看来，人力资本投资的快速增长才是“技术先进国家在生产力方面占优势的主要原因[5]。”纳尔逊和菲尔普斯认为，人力资本水平是新技术的扩散的重要影响因素，在假定其他条件一定时，人力资本水平越高，技术进步的速度越快，扩散范围越广[14]。卢卡斯也认为是人力资本水平以及为提高人力资本存量耗费资源的多少决定了技术进步率的高低[15]。（4）marioCoccia认为，人口增长率和技术产出之间关系存在一个倒U形曲线，其中人口增长率存在一个中间区域与更高的技术产出相关（必要不充分条件）。适度的人口增长率作为主要的决定要素，与其他社会经济要素一起，决定着技术产出。而人口增长率的中间区域以外的部分，技术产出对人口增长具有负效应[16]。（5）国内文献更多地强调了政府政策等制度性因素对农业技术进步的作用。吴敬琏提出，有利于创新的制度安排是推动技术发展的主要力量[17]。黄振华发现，当政府财政加大对农业科技推广的扶持力度时，技术进步率随之提高[18]。张永丽，葛秀峰指出土地政策、投资政策、税收政策等各项农业政策，在影响农民收入水平的同时，也为农业技术进步提供动力和支持[19]。朱广其认为，在市场经济条件下，农业技术进步机制是农户在利益支配下能动地技术选择和政府对技术选择推动的有机结合[20]。
人口转型是本文研究技术进步与农业可持续增长关系的切入点。因此，有关人口转型的讨论形成本文研究的另一重要文献基础。与人口学将人口转型限定为由高出生率、高死亡率、低自然增长率经高生育率、低死亡率、高自然增长率向低出生率、低死亡率、低自然增长率的转变过程不同，现代经济学把对人口生产变动规律的讨论扩及到人口数量和人口质量的关系方面。（1）一些学者注意到经济发展过程中生育率与人力资本之间的逆向变化。贝克尔发现，家庭生育子女的数量与质量之间存在替代关系，在家庭收入和时间禀赋的约束下，如果子女数量增加，那么针对单个子女的质量投资将会减少，致使每个孩子的质量下降[21]。贝克尔、墨菲和田村以及卢卡斯等人把生育决策和人力资本积累决策同时整合在一个经济增长模型之中，将内生生育率和内生人力资本积累率同时作为经济发展或经济增长的基本解释变量。在他们的模型中，生育率与人力资本积累率之间的关系伴随工业化进程而发生逆转[22，15]。RonaldLee和andewmason认为是低生育率促进了人力资本的积累，提高了人口的素质，进而提高了人均消费水平[23]。孙文忠引入“人口素质”变量，将人口发展过程看作为两大阶段：以人口数量增长为主要特征的人口数量扩张阶段;以提高人口质量为显著特征的人口质量内敛阶段[24]。郭剑雄和李志俊也注意到，在市场化和工业化进程以来，农村生育率一直保持着下降趋势，农村人力资本水平在不断深化，农村家庭已由子女数量的偏好向质量的偏好转变[25]。（2）对于工业化进程中人口量质关系逆转的机制，现有文献提供了多视角的解释。贝克尔强调，人均收入的快速增长和由其决定的时间价值的增加，既使生育率因受到成本约束而下降“当资本装备率以及人均收入增加之时，子女赡养费用将会增加，因为工资水平和花在子女身上的父母时间的价值将随着资本装备率的提高而提高。如果收入增加对出生率的积极影响弱于子女赡养费用增加引起的消极影响，出生率就将下降。”参见[美]加里・斯坦利・贝克尔：《家庭经济学和宏观行为》，《现代国外哲学社会科学文摘》1994年第12期;《现代国外哲学社会科学文摘》1995年第1期。。又导致对劳动质量的投资因人力资本收益率的提高而加速[21]。卢卡斯直接将工业化过程中人力资本收益率的提高视作人口转型的原因，“人口变迁必须包含人力资本积累的收益率提高以作为新要素”，“要解释人口变迁中的生育行为，我们需要强调由积累的私人收益率激发的内生人力资本积累的作用”[26]。在Galorandweil看来，人均收入的增加和人力资本收益率的提高，均为技术进步的结果，由此他们将技术进步因素作为工业化进程中人口变迁的基本解释变量。“在我们的模型中，父母关注点也从数量向质量转变，但这不是对收入水平变化的反应，而是对技术进步作出的反应。技术进步所带来的‘不平衡’引发的人力资本回报率，从而诱使质量替代数量。”[27]
应当肯定，无论是对农业技术进步意义及农业技术进步路径的研究，还是对人口量质关系转变现象和机制的认识，现有文献是富有较高解释力和一定应用价值的。因而它们构成本文研究的基础。本文的研究试图推进的工作是，与第一类文献不同，我们拟将农村人口转型作为农业技术进步，特别是现代农业技术形成的重要条件加以考虑;与第二类文献的差异在于，我们将关注点转向人口转型的发展含义之一――对农业技术进步和农业可持续发展的影响――方面。笔者认为，农村人口量质偏好的转型，将成为农业技术进步和农业可持续增长的重要源泉。
二、中国农村的人口转型
人口作为资源，涉及数量方面和质量方面。本文所谓的人口转型，即为人口生产由数量偏好（高生育率）向质量偏好（高人力资本积累率）转变的过程。先行工业化国家的经验表明，在工业化的一定阶段之前，人口生产长期存在着明显的高生育率和低人力资本积累率的数量偏好;进入工业化的较高发展阶段，人口生产则开始转向高人力资本积累率和低生育率的质量偏好。大致始自20世纪末期，由于对工业化和市场化进程的参与，中国农村居民家庭也开始了发达国家曾经经历的人口转型过程。
进入21世纪，由于农民大规模地参与工业化和城市化进程，农村生育率在计划生育政策推行的基础上进一步呈下降趋势。农村生育率始终低于1.8，2010年农村生育率仅为1.43[28]。生育率下降的结果是农户家庭规模趋于缩小。农村户均人口数从1990年的4.21人下降到2012年的3.06人（见图1）。
农村生育率的下降可以通过不同年龄段的农村人口所拥有的兄弟姐妹数的变化进一步来观察。根据《中国综合社会调查2008》（CGSS2008）数据库记录的农村样本，出生于1950-1970年、1971-1980年和1981-1990年三个不同年代的农村被访问者，其平均兄弟姐妹数依次为3.95个、2.94个、1.71个（见表1）。平均兄弟姐妹数随着出生年代递减的趋势，再一次表明农村人口生产数量偏好的减弱《中国综合社会调查2008》（CGSS2008）数据库统计的人口出生年限的下限为1990年。限于数据的局限性，20世纪90年代以后出生的农村人口的兄弟姐妹数未能反映。
在生育率下降的同时，中国农村劳动力平均受教育年数呈递增趋势。1990年，劳均受教育年数仅仅6.20年（达到小学毕业的水平），到2012年上升至8.90年（接近初中毕业水平），22年间受劳均受教育水平提高了约一个教育层级（见表2）。
人口转型的程度可用人口生产质量偏好强度作为测度指数。人口生产质量偏好强度（Q）可定义为人均受教育年限（e）与家庭人口规模（n）之比，即Q=e/n。根据表2所列的农村劳动力平均受教育年数和图1表示的户均人口数，可计算出1990-2012年中国农村人口生产质量偏好强度指数如图2。图3是分东中西部地区计算的农村人口生产质量偏好强度指数。该指数显示，从20世纪90年代以来，中国农村人口生产质量偏好强度呈上升趋势，明显表现出在农业较发达的中东部地区其较西部地区偏大。
总而言之，随着农村人口转型，物质资本和人力资本逐渐取代劳动成为农业生产的基本投入，传统农业生产函数由此逐渐过渡到现代农业生产函数形态;相应地，农业技术进步的方向也由劳动数量偏向型逐渐演化为物质资本偏向型和包含人力资本在内的广义资本偏向型[31]。
四、人口转型与农业技术进步
关系的经验考察
（一）数据的选择与模型的设定
选择1985-2012年中国30个省（市、自治区）包括北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、海南、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆（其中重庆市的数据并入四川省）。。的面板数据。被解释变量为农业增长指标（农业生产总值YY为以1952年为100计算的农业生产总值。。和农业增长率）。解释变量包括：农业有效灌溉面积LanD，农业劳动力数量L，表征农业技术水平的农用拖拉机数量m和农用化肥使用量F，以及反映人口转型程度的人口生产质量偏好强度QQ代表人口偏好水平，人口偏好水平=平均受教育年限/家庭规模。。考虑到数据的可得性和统计口径的一致性，各解释变量和被解释变量的数据来源于《中国统计年鉴》《中国农业年鉴》和《中国农村统计年鉴》中历年数据的整理计算得出。
照对农业增长的影响要素，考察土地、劳动力数量、农用机械化程度、化肥施用量分别对农业产值增长的影响。据此，设定模型一如下：
模型一：lnY1=a1+α1lnLanD+β1lnL+δ1lnm+γ1lnF+μ1
为了体现人口转型对农业技术进步的影响，进行模型二和模型三的设定。其中，模型二用来检验人口转型对农用机械使用的影响，模型三用来检验人口转型对化肥施用量的影响。两个模型分别设定如下：
模型二：lnm=ε1+α2lnQ+μ
模型三：lnF=ε2+α3lnQ+μ
（二）数据的检验和模型估计结果
为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，必须对面板序列数据的平稳性进行检验，同时为了确定回归方程的效应模型而进行豪斯曼检验。
将变量进行单位根检验，各变量经过一阶差分后，均拒绝原假设，说明各变量数据为一阶单整i（1）序列，可以进行协整检验。对多变量进行协整检验的较好的方法是以向量自回归模型为基础的基于回归系数的Johanson协整检验，检验结果拒绝假设“r=0、r≤1、r≤2、r≤3”而接受“r≤4”，说明至多存在四个协整关系，变量之间存在着长期稳定的协整关系，方程回归残差呈现平稳，对原方程进行回归分析，其结果较为精确（见表5、表6）。
（三）模型结果分析
1.技术进步对农业可持续增长的影响。在全国数据模型一的结果中，土地使用面积减少0.43%，农业生产总值增加1%;劳动力数量减少0.34%，农业生产总值增加1%;农用机械化水平提高0.39%，农业生产总值提高1%;化肥施用量提高0.93%，农业生产总值提高1%。全国数据检验可知在现代农业中，土地和劳动力数量已不再是影响农业增长的主要因素。作为体现技术进步要素的机械动力和化肥施用量，对农业增长起到正向的影响。其中，现阶段化肥的施用量对农业增长的影响最大，农业机械化水平对农业增长的影响也较大。体现农业技术进步的要素投入对产出的贡献远大于土地和劳动的产出贡献。
分东、中、西部地区的检验结果显示，在东部和中部地区，土地和劳动力已经对农业增长不再起到积极作用，系数符号皆为负，而西部地区土地的产出弹性为0.12，仍为促进农业增长的影响要素之一，这一点符合农业现代化进程的趋势，即东中部地区农业现代化进程较快，西部地区较为落后。劳动力影响系数分别约为-0.30、-0.16和-0.17，劳动力数量不是农业增长的影响因素。劳动力数量对农业增长的负影响，说明西部地区农业劳动力大量过剩，边际收益极低甚至为负，外流现象更为严重。中部地区也存在这一现象，而东部地区多数农业人口已经转移，农业人口数量的变动幅度变小，对农业增长的影响也就保持相对稳定的水平。代表农业技术水平的机械化水平和化肥施用水平，东、中、西部地区对农业增长的影响系数分别是：0.51、0.27、0.46和0.41、1.22、0.59，东部地区机械化水平对农业增长影响高于中、西部，中部地区最小，而化肥施用量对中部地区农业增长影响高于东、西部地区，东部地区影响最小。总体来看，西部地区农业技术水平的对农业可持续增长的影响低于东、中部地区，农业技术水平较为落后也符合现实状况。
2.人口转型对技术进步的影响作用。全国模型二和模型三的估计结果表明，人口转型不管是对农用机械的使用还是化肥施用量的影响皆为正向，且较显著。印证了农业人口转型对用来表征农业技术进步的农业机械水平与化肥使用量，产生的都是积极作用。
从分东、中、西部地区的模型二和模型三的检验结果可以看出，三个地区人口转型对农业技术进步都起到正向的作用。其中人口转型对中部地区技术进步的影响比东、西部地区更为显著。东部地区人口转型对农业机械水平、化肥使用量影响系数最小，其可能的原因是，东部地区耕地的细碎化程度较高，现代农业技术特别是农业机械技术的作用受限。
五、结论与政策建议
伴随工业化进程的推进，农业劳动力和农业用地的非农化成为不可逆转的趋势。长远来看，中国农业产出的持续增长唯有依靠技术进步。现代农业技术是以物质资本和人力资本等新型要素为载体的，因此，农村人口转型带来的农业人力资本供给的增长，将成为中国现代农业技术体系构建的不可或缺的条件之一。人口转型的农业技术进步机制，源于其对农业劳动力转移、农业物质资本积累和人力资本农业投资有利性机会的积极影响。经验事实表明，人口转型已成为影响当前中国农业技术进步的重要因素。随着时间的推移这一影响作用将进一步凸显。
[26]小罗伯特・e・卢卡斯.经济发展讲座[m].南京：江苏人民出版社，2003：16161.
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[28]郝娟，邱长溶.2000年以来中国城乡生育水平的比较分析[J].南方人口，2011，26（5）：2733.
[29]刘琦，郭剑雄.人口生产数量偏好向质量偏好的转变[J].西北师范大学学报，2013，50（5）：109117.
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[31]郭剑雄.从马尔萨斯陷阱到内生增长：工业化与农业发展关系再认识[J].中国人民大学学报，2014（6）：7787.
Demographictransition，technologicalprogressand
SustainableDevelopmentofChina’sagriculture
HanGFan，GUoJianxiong*
（northwestinstituteofHistoricalenvironmentandSocialeconomicDevelopment，ShaanxinormalUniversity，Xi’an710062，China）
成长的力量作文篇9
关键词：劳动力经济增长劳动力效应抚养比
经济增长的劳动力效应
从亚当·斯密（a·Smith）和大卫·李嘉图（D·Ricardo）提出劳动力是决定经济增长的三大要素之一开始，各种研究就从劳动力要素的不同方面探讨其对经济增长的作用。在新古典经济增长模型中，R·索洛（R·m·Solow）、t·w·斯旺（t·w·Swan）和J·e·米德（J·e·meade）都认为劳动和资本是经济增长的两个基本内生变量。但这一阶段的认识停留在劳动力投入或就业数量上面。以新古典经济增长理论为基础，西奥多·舒尔茨（t·w·Schultz）、卢卡斯（RobertLucas）、加里·S·贝克尔（Becker）则认为促进经济增长的重要原因是劳动者的知识和技能。这时提出的“人力资本”概念实际上将劳动力质量与劳动力数量分离开来，将劳动力质量作为经济增长的一种投入要素。事实上，劳动力对经济增长的影响不仅仅体现在数量和质量二个方面，劳动力配置以及劳动力负担也起着至关重要的作用。在二元经济结构比较显著的中国，农业劳动力流向非农部门意味着劳动力在不同产业间的优化配置。这种配置促进劳动力生产率的提高，从而促进经济增长（王菲，2008；胡兵，2005）。此外，劳动力抚养比（少儿抚养负担和老年赡养负担）对经济增长也有影响，劳动力抚养比越高，意味着劳动力负担越重，越不利于经济增长（王德文等，2004；modigliani，1970；Kelly，1973）。世界银行（1998）对中国经济增长的劳动力效应进行研究后得出，劳动力数量增长和质量提高可以解释17%的GDp增长，劳动力部门转移可以解释约16%。蔡、王德文（1999）对1982～1997年的中国经济增长分解后发现，劳动力对经济增长率的贡献份额达到23.71%，人力资本贡献23.70%，劳动力配置贡献20.23%。因此现有研究已经逐渐意识到，仅仅研究劳动力投入对经济增长的贡献很不全面，并开始对经济增长进行劳动力效应分解，如从总量、质量出发的“二分解”或总量、质量、配置的“三分解”等方面进行了分析。在前述研究的基础上，本文尝试将劳动力的经济增长效应分解为四个部分进行分析，即劳动力投入效应、劳动力质量效应、劳动力配置效应和劳动力负担效应。
在模型设计上，现有研究大都采用生产函数（主要是Cobb-Douglas函数）来解释经济发展过程中各种要素对经济增长的作用。但是在分析中，一般测算的是资本投入和劳动力投入（一般是指劳动力数量投入或就业量）的贡献，而将劳动力质量（素质的提高、健康水平的提升）、劳动力配置（劳动力非农转移和非农转移）、劳动力负担等因素全部归在残差中，缺乏对残差的进一步分解。这实际上是将劳动力作为一个同质的静态的变量处理，没有考虑到劳动力本身会发生质量的变化或空间的移动从而对经济增长发生影响。本文的工作在于将劳动力的的四个效应同时纳入生产函数，并从“残差”中分离出它们对经济增长的影响和贡献。
在探讨劳动力效应对经济增长的影响时，一些学者采用最小二乘法估计模型中的参数，但当法方程系数矩阵X′X偏离单位矩阵较大时，未知参数的最小二乘估值很不可靠。岭估计方法的原理是在其法方程系数矩阵X′X的对角线上加了一个很小岭参数k（0
模型的构建及数据处理
（一）模型构建
根据Lauetal.（1989），蔡、王德文（1999）的实证模型，描述经济增长的函数可以建立如下：（1）
（1）式中，K为资本，e为劳动力投入数量，H为人力资本水平。这里，假设规模报酬不变，即有，α、β、γ均∈（0，1）且α+β+γ=1。以上公式左右两边除以总人口数量n，可得到如下变换：
（2）
对于n，可做如此变换，n=L+L×CD+L×oD。其中，L、CD、oD分别为劳动力数量、少儿抚养比、老年抚养比。这里，CD=n0-14/L，oD=n65+/L。n0-14为0～14岁少儿人口数量，n65+为65岁及以上老年人口数量，L为15～64岁的劳动年龄人口总量。因此，（2）式可进一步转化为：
（3）
（3）式的意义在于，劳动力负担与经济产出之间存在密切的关系。少儿抚养比和老年抚养比对人均收入具有反作用。两类抚养比越大，即总抚养比越大，人均收入越少，反之亦然。根据蔡、王德文（2004）等研究，劳动力抚养比作用于经济增长主要有三个机制：其一，抚养负担低，能释放出更多的劳动力，从事经济活动，增加产出；其二，抚养负担低，尤其孩子数量减少，可使更多的家庭积累用于孩子教育和自身人力资本投资，提高劳动生产率和经济效率；其三，更多的资源，如时间、储蓄、精力等都可用于生产性活动之中。为了定量探讨经济增长中的劳动力负担效应，建立引入抚养比的回归方程：
Lny=a0+αLnl+βLnk+γLnh+LnCD+φLnoD+μt（4）
及Lny=a0+αLnl+βLnk+γLnh+′LnDR+μt（5）
方程（5）是从总抚养比（DR=CD+oD）出发进行的整体考虑。
以往在探讨劳动力质量对经济增长的影响时，往往用教育发展水平进行衡量。实际上，身体健康水平也是劳动力质量的重要构成，因此本文将劳动力健康水平m作为一个独立的外生变量引入模型：
Lny=a0+αLnl+βLnk+γLnh+ωLnm+LnCD+φLnoD+μt（6）
劳动力配置决定劳动生产率变化，从而影响经济增长结果。正如蔡（1999）等人研究指出，劳动力配置是中国经济增长的重要因素。故将劳动力的非农业配置na和非公有制部门配置np加入模型之中，得到最终回归方程如下：
Lnyt=a0+αLnkt+βLnlt+γLnht+ωLnmt+LnCDt+φLnoDt+ψLnnat+ξLnnpt+μt（7）
（二）数据来源及处理
模型的样本期定为1978～2010年。以人均产出为被解释变量，用实际GDp与总人口的比值进行衡量。实际GDp用消除了价格因素的国内生产总值（GDp）（1978年价格）表示。被解释指标有劳均资本、劳动力投入率、劳动力质量和劳动力配置四个。劳均资本用实际资本存量与劳动力数量的比值进行衡量。实际资本存量的测算采用Goldsmith于1951年开创的永续盘存法。基本公式是：Kt=it/pt+（1-δt）Kt-1。其中，Kt、it/pt、δt分别表示第t期实际资本存量、实际投资和固定资产折旧率。
本文的基期确定为1978年，不变价设定为1978年价格。统计年鉴中固定资产价格指数从1991年才有。由于谢千里等人（Jeffersonetal，1996）与国家统计局都采用建筑安装平减指数和设备购置平减指数的加权平均方法来计算，数据上具有承接性。因此，本文1978～1991年的数据采用谢千里等人的估计，而1991年以后的数据采用《中国统计年鉴》公布的数据。固定资产折旧率存在5%、8%、10%等几种标准，本文沿用王小鲁和樊纲等使用过的5%的标准。用就业人数与劳动力数量（15～64岁）的比重表示劳均力投入率。劳动力质量通过劳动力教育水平和健康水平进行反映。以往研究一般采用从业人口的“平均受教育年限法”来衡量人力资本水平。具体就是对不同受教育层次赋予不同年限，构造特定时点的受教育年数总和∑xipi（xi、pi分别为各教育层次的年限和从业人口比重）。但由于按教育程度划分的从业人口数据只有在五次人口普查中才有，其它数据只能估计，误差很大。同时由于本文采用的是劳动力的教育水平，而非总人口教育水平，因此采用每万劳动力人口中大学生的比重作为劳动力教育质量的变量。劳动力健康水平无具体衡量指标，这里用“每千人口医生数”作变量。劳动力负担用少儿抚养比和老年抚养比来反映。少儿抚养比用0～14岁少儿人口与15～64岁劳动力人口比重表示。老年抚养比用65岁及以上老年人口与15～64岁劳动力人口比重表示。劳动力配置用非农就业比重和非公有经济部门就业比重来反映。非农就业比重用非农从业人数与总从业人数比重表示。非公有经济部门就业比重用非公有经济部门就业人数与总从业人数比重表示。表1是对各变量取对数后的描述性统计。以上所有变量的数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》和《新中国50年统计资料汇编》。
参数估计与实证分析
（一）模型的参数估计
在对模型进行估计之前，首先采用方差膨胀因子（ViF）探讨变量之间是否存在明显的多重共线性。方差膨胀因子检验结果表明，解释变量的ViF都比较大，表明它们之间存在明显的多重共线性（见表2）。因此，本文采用岭估计进行回归。对于方程1，查看岭迹图（见图1），当岭参数k≥0.19时，模型参数变的平稳（以水平线为渐进线），因此，将岭参数设定为0.19。同理，对于方程2，选取k=0.20作为岭参数。模型估计时，DpS软件会给出k从0至1时的所有参数估计值，这可以作为选定岭参数的依据，限于篇幅，这里不再一一详列。表3是对模型参数的岭估计结果。表4是根据各因素的产出弹性计算出的各因素对人均经济增长的贡献率。
（二）岭估计结果分析
首先，从四大劳动力效应的产出弹性来看，劳动力配置效应的弹性最高。非农就业配置效应、非公有就业配置效应的产出弹性系数分别达到0.261和0.245（见表3）。这说明，非农就业比重和非公有就业比重每增加1%，人均经济增长就分别提高0.261%和0.245%。
其次，劳动力质量效应的产出弹性也比较高，而这主要由劳动力教育水平的提高带来。本文采用每万劳动力人口中大学生比重来衡量劳动力教育水平变化。尽管这一指标相比平均受教育年限有一定缺陷，但也能反映出改革开放以来教育规模的扩张和教育水平的提高。劳动力教育质量效应的产出弹性为0.117%，意味着每万劳动力人口中大学生比重每上升一个百分点，人均经济增长就会提高0.117%。这说明教育对于经济增长的边际效应很大。与劳动力教育效应形成明显对比的是，劳动力健康效应的产出弹性很小，对经济增长的影响微乎其微。原因可能在于我国医疗卫生事业发展缓慢，与经济快速发展相匹配的医疗体制还未建立。从劳动力抚养负担来看，前文从理论上阐述了少儿抚养负担和老年抚养负担（或总抚养负担）对于人均经济产出具有负作用。而岭估计结果验证了这一结论。
从岭估计方程2得出，抚养总负担对经济增长具有反向作用，即劳动力抚养负担越重，人均产出越少。基于少儿人口与老年人口的消费需求不同，老年人的消费负担要大大高于少儿人口（Kleiman，1967），因此少儿抚养负担和老年抚养负担对于人均经济增长的作用大小应该不同。实证结果也验证了这一判断。从岭估计方程1看到，老年负担效应的产出弹性为-0.22%，而少儿抚养负担仅为-0.01%。这对于未来中国经济增长具有重要的警示意义。中国已经走完了“少儿人口负担时代”，开始迈向“老年人口负担时代”。1978年，平均每个劳动力抚养0.603个未成年儿童，赡养0.081个65岁以上老人；而2010年，平均每个劳动力仅负担0.26个儿童，但却赡养0.13个老人。28年间，少儿抚养负担年均以1.24%的幅度降低，而老年负担以0.166%的幅度增加。未来，中国少儿抚养负担将逐渐趋于稳定，而老年抚养负担日趋加重。因此，必须注意到老年抚养负担对经济增长的负作用并采取措施降低这种影响。
最后，劳动力投入效应的产出弹性仅有0.034%。文本对劳动力投入效应的估计并没有其它文献估计的那么高。原因在于，本文对模型进行变化后使用的劳动投入率实际上是一个相对指标，而非绝对指标。改革开放以来，劳动投入率自1978年的70.22%逐年上升。2000年以后维持在80%～83%。这说明有20%的劳动力损耗。理论上讲，并不是所有的劳动力都能参与就业，这一比例也属合理。
劳动力效应的边际影响并不等同于劳动力效应对于经济增长的贡献。例如，尽管劳动力配置效应在经济增长中的边际影响最大，但其贡献却低于劳动力质量效应。从各因素对人均经济产出的贡献来看，劳动力质量效应最大，占将近14%，其中主要由教育效应贡献而来。其次是劳动力配置效应。非农就业配置效应与非公有就业配置效应对人均GDp的贡献比例分别为2.921%、1.817%（见表4）。显著的非农就业配置效应表明了劳动力脱离农业进入非农产业优化了劳动力资源的配置并以此促进了经济增长，并且这种促进作用大于劳动力的非公有部门配置效应。
这个结论的启示在于：要继续优化劳动力在产业部门和产权部门内部的配置，并且重点促进劳动力由农业部门向非农业部门的转移。从劳动力负担效应来看，劳动力老年抚养比的边际效应比较显著，但对经济增长的贡献微弱，原因在于，改革开放以来的老年抚养负担虽有增重，但增加的速度和幅度都不大，年均增长率仅
0.016%，年均幅度也只有0.166%。但值得警醒的是，老年抚养负担已开始加速上升，未来老年抚养比对经济的负面作用将可能更为显著。人口结构老化的趋势难于改变，但不是束手无策，当前及今后的重要战略是用人口红利换来的经济成果为老龄化浪潮奠定物质基础。与老年抚养负担相比，少儿抚养负担下降的幅度更大，但由于少儿抚养负担的边际作用微弱，因此对经济产出的影响也十分微小。从劳动力投入来看，劳动投入率的边际作用和增长率都很小，对人均产出贡献也很小。
通过对变量进行Granger因果检验得出，在10%的显著水平下，教育效应、非农业配置以及非公有经济就业与人均产出之间存在双向因果关系（见表5）。这种双向因果关系促成良性循环互动，如劳动力向非农领域配置可以增加人均经济产出，而人均经济产出增加又进一步促进劳动力退出农业。此外，健康效应与人均经济产出存在单向因果关系，即健康水平的提高可以带来人均产出的增加，而人均产出的增加未能带来健康水平的提高。
政策建议
本文采用了专门克服多重共线性的岭估计法，有效处理了多重共线性数据的不足，模型参数估计值具有一定的理论意义和实践价值。本文发现劳动力四大效应在经济增长过程中的作用存在显著差异。因此应当采取的政策举措是：维持劳动力投入效应，应对劳动力结构效应，强化和发挥劳动力质量效应和配置效应。具体而言，未来经济发展过程中，维持适度的劳动力投入比例，以保障民生。面对老年抚养负担日趋加重的趋势，要将老年抚养负担适度社会化来减轻劳动力个人的赡养负担，扩大养老保障范围、配备医疗卫生设施、健全养老保障机制、完善养老保障制度等。在劳动力数量优势日趋衰弱的情况下，要大力实施“劳动力质量替代战略”，加大劳动力教育投资，提高医疗卫生保障水平，增强劳动力整体素质。优化劳动力配置，促使劳动力从“低效率、低效益”的农业部门退出来，进入“高效率、高效益”的非农业部门。
参考文献：
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2.王德文，蔡，张学辉.人口转变的储蓄效应和增长效应—论中国增长可持续性的人口因素[J].人口研究，2004（5）
成长的力量作文篇10
关键词：成长能力成长绩效协同度模型灰色关联分析法
20世纪90年代以来，信息经济、网络经济和知识经济的作用日益明显，企业的内部环境与赖以生存的外部环境正从以往相对稳定的静态环境向复杂多变和充满不确定性的动态环境转变，企业的寿命越来越短，使如何实现企业持续成长的问题更加突出，且亟待解决。农业企业作为联结价值链上农户或农村协作组织、市场、技术研发与服务机构等利益相关者的主要载体，是具有协同特性的自然、社会与人工一体化的复杂系统。应用协同学理论，研究农业企业成长能力与成长绩效子系统有序度及子系统间协同度的相关关系，对于进一步认识企业成长规律这一“黑箱性质”的问题具有重要意义。
一、文献综述
（一）国外文献国内外学者从不同角度研究了企业成长能力要素与企业成长的关系。ContractorF.J.等（2002）指出企业的绩效和成长不仅依赖于企业内部资源状况和管理水平，同时还依赖于外部联盟伙伴企业的资源状态、行为以及相互之间的协作沟通情况。Zaheera.等（2005）；arthursJ.D.等（2006）认为企业成长不仅需要积累和开发组织内部的专用性资源和能力，同时也要通过社会关系网络获取互补的外部资源，企业内部能力及其可获取的外部资源形成的战略性协同可能产生积极效应。tsengC.H.等（2007）通过对美国制造企业的实证分析，得出企业知识资源管理能力对于企业国际性成长具有更快、更持续影响的结论。tencatia.等（2009）指出企业可持续成长能力来源于他们对环境、社会、文化的适应能力以及与利益相关者的协同能力。
（二）国内文献范正认（2000）尝试性地应用协同学的自组织理论探讨了企业核心能力的演化规律，并研究了企业内部各基本能力子系统是如何通过协同作用促成核心能力的形成、演化与发展，进而带动整个企业系统的演化与成长。董宇鸿（2008）认为研究企业持续成长的机理，必须重视能力要素协同作用培育及其交互作用，形成企业持续发展能力，以推动企业的持续成长。然而，从微观企业视角，对企业成长能力与成长绩效子系统有序度和系统间协同度的测度还不多见，尤其是对企业成长能力与成长绩效各子系统有序度、子系统间协同度进行关联分析的文献依然较少。因此，本文选取了两家成长绩效波动上升趋势较好的上市农业企业，应用复合系统协同度模型，筛选得到对各子系统有序发展起主要伺服作用的序参量。运用灰色关联分析法，进一步探讨了企业成长能力与成长绩效各子系统有序度及系统协同度的相关关系，以期为企业提升成长绩效提供经营决策的指导。
二、研究设计
（一）协同度测度指标体系构建企业成长能力与成长绩效协同度测度指标体系的构建，是分析其有序度和协同度的前提和基础。（1）企业成长能力指标体系。董宇鸿（2008）指出企业可持续发展受到企业能力结构和外部环境随机因素的制约，而企业持续成长的基本能力构成包括产业选择能力、资源控制能力、技术创新能力、制度激励能力以及市场开拓能力五个方面。马璐等（2005）认为企业能力是企业是否具有成长性的根本体现，是企业获得持续生命力的基础，具体包括管理与整合能力、战略制定与实施能力、学习能力、财务管理能力、资本运营能力、人力资源管理能力和技术开发与创新能力七个方面。本文综合上述学者观点，并结合农业企业成长具体特点，认为企业持续健康成长的基本能力结构包括资源管理能力、知识管理与研发创新能力、市场营销能力，以及环境适应与风险控制能力四个方面。资源是企业发展能力的核心，资源整合问题是企业参与市场竞争最直接、最有效的方式。内部知识积累、学习能力、创新能力是企业成长的内源动力，市场营销能力是企业成长的内在要求，环境适应与风险控制能力是企业成长的必要保障。基于此，将企业成长能力分为四个子系统即资源管理能力S1、知识管理与研发创新能力S2、市场营销能力S3、环境适应与风险控制能力S4。同时考虑到数据的便于收集整理，对四个子系统设置26个序参量指标，分别为资源利用程度S11、内部公司治理S12、员工素质S13、人力资源利用率S14、培训普及率S15；现有知识传播及新知识创造S21、新知识运用S22、R&D资金投入强度S23、R·D人员投入强度S24、R&D核心人员素质S25、新产品的销售率S26、企业技术积累能力S27、技术工人比例S28、技术工人素质S29；营销费用率S31、销售人员水平S32、广告支出强度S33、品牌经营能力S34、信息收集分析和利用程度S35、客户关系管理能力S36；政府扶持力度S41、行业地位S42、资本周转率S43、负债权益比S44、资产负债率S45、现金流动负债比率S46。
（2）企业成长绩效指标。对于企业成长绩效的评价，国内外学者做出了很多研究。慕静等（2005）为了探讨企业快速成长因素及抗风险的能力，挖掘成长绩效好的企业，在综合分析了我国百强企业及其成长绩效特点的基础上，提出了包含成长速度、盈利能力和营运能力三项指标内容的企业成长绩效评价指标体系。刘曜等（2011）在总结国内外企业成长研究文献的基础上，根据设计类型、对比方式和具体指标的不同，对收入、就业机会、托宾q、资产和利润等指标在企业成长测度方面的运用进行了研究。程新生等（2012）从盈利能力、市场潜力、经营效率三个维度测度了云南白药企业的成长性。ardishvilia.等（1998）指出资产、就业机会、市场份额、利润和销售额等是测度企业成长的最为常见的一些指标。为了更全面客观地反映企业成长绩效，根据中外学者关于企业成长绩效评价的论述，将企业成长绩效分为三个子系统即运营能力t1，盈利能力t2，市场潜力t3。同时考虑到数据的便于收集整理，对三个子系统设置11个序参量指标，分别为主营业务收入t11、单位员工占用资产t12、净利润t13、毛利率t14、主营业务利润率t15；资本收益率t21、总资产收益率t22、净资产收益率t23、实收资本收益率t24；主营业务收入增长率t31、总资产增长率t32。
为了方便数据的收集整理，资源利用程度S11、内部公司治理S12、现有知识传播及新知识创造S21、新知识运用S22、企业技术积累能力S27、技术工人素质S29、销售人员水平S32、品牌经营能力S34、信息收集分析和利用程度S35、政府扶持力度S41、行业地位S42等序参量分别用总资产周转率、前三位大股东持股比例、员工内部培训与外部学习费用、新产品开发以及技术革新改造引进费用、已获专利数及新开发改进产品总数、从事生产工作平均年限、从事销售工作平均年限、商标专利权、信息系统软件本期摊销、政府年度补贴总额、国内市场占有率加以衡量。员工素质S13、人力资源利用率S14、培训普及率S15、R&D人员投入强度S24、技术工人比例S28分别用大专以上文化程度人数、利润总额、每年接受培训人数、R&D人员数、技术人员数除以员工总数计算得到。R&D资金投入强度S23、新产品的销售率S26、营销费用率S31、广告支出强度S33分别用R&D投入、新产品销售收入、销售费用、广告宣传费用除以销售收入计算得到。R&D核心人员素质S25、客户关系管理能力S36分别用工程师人数除以企业R&D人员数、前五名销售客户销售额除以销售总额计算得到。以上数据均可由上市公司披露的数据直接或间接计算获得，保证了原始数据的客观准确。
对定义3的几点说明：（1）由公式（3）可知，C∈[-1，1]，其值越大，系统协同发展的程度越高，反之则越低；（2）定义3综合考虑了m个子系统的情况，如果部分子系统的有序度提高幅度较大，另一些子系统的有序度提高幅度较小或下降，则整个系统不能处于较好的协同状态或者根本不协调，体现为C∈[-1，0]；（3）企业成长能力与成长绩效各子系统间协同度分别表示为C1、C2。
（三）样本选取和数据来源考虑到上市公司企业制度相对比较成熟，将样本取自我国沪深股市公开上市公司。取样过程中，为了增加各公司成长绩效的可比性，排除了存在显著外在因素影响的公司，如国有垄断、占据独特资源的公司等。同时，遵循一般做法，剔除了St和pt类上市公司。此外所选公司至少需要拥有连续六年的原始数据。由于同行业内大型与中小型企业处于不同生命周期阶段，各系统产生主要伺服作用的序参量也存在较大差异，通过对比分析有助于探究同行业不同生命周期阶段企业成长能力与成长绩效协同关系的共性规律。基于此，从61家主板、10家中小企业板上市农业企业中，分别选取安琪酵母、登海种业两家企业进行数据的收集与整理。两家企业2003年至2010年间面板数据均来自于炒股软件以及各交易所正式公布的公司年报数据。鉴于原始数据较多，在此从略。两家样本企业成长绩效序参量指标值波动上升趋势明显，表明样本企业选取较为合理，符合实证分析要求。
三、实证检验分析
（一）序参量分析运用eXCeL编程得到表（1）和表（2）。可以发现：对于安琪酵母来说，资源利用程度自2005年以来始终对企业资源管理能力子系统的贡献较大，是该系统起主要伺服作用的序参量。技术工人比例、R&D核心人员素质对知识管理与研发创新能力子系统起主要伺服作用。同理，市场营销能力、环境适应与风险控制能力子系统起主要伺服作用的序参量分别为营销费用率和品牌经营能力、资本周转率。运营能力、盈利能力、市场潜力子系统起主要伺服作用的序参量分别为单位员工占用资产、资本收益率、总资产增长率。对于登海种业来说，对企业资源管理能力子系统起主要伺服作用的序参量为内部公司治理和培训普及率。同理，知识管理与研发创新能力、市场营销能力、环境适应与风险控制能力子系统起主要伺服作用的序参量分别为R&D资金投入强度和现有知识传播及新知识创造、品牌经营能力和客户关系管理能力、行业地位和负债权益比。运营能力、盈利能力、市场潜力子系统起主要伺服作用的序参量分别为毛利率、总资产收益率和实收资本收益率、主营业务收入增长率和总资产增长率。
（二）协同度分析由表（3）可以看出，安琪酵母企业成长能力子系统有序度总体上呈现逐年上升趋势。自2005年以来，伴随着企业营销力度的加大，品牌经营能力的增强，市场营销能力子系统有序度呈现较大幅度上升趋势，这种趋势在2010年呈现小幅度波动。市场营销能力的增强为企业带来更为可观的营业收入，总资产周转率得以提高，加之资源利用程度对资源管理能力子系统起着主要伺服作用，进而使得该子系统有序度在2006年至2010年间呈现逐年大幅度上升趋势。2005年至2010年间知识管理与研发创新能力子系统有序度呈现波动上升趋势，其中2005年至2007年间，企业加快了技术工人引进速度，加强了培训力度，确保了有序度较平稳上升，2008年至2010年间，由于技术工人比例、R&D核心人员素质协调配合对该系统起主要伺服作用，使得其有序度先增后减，但总体趋势是上升的。2005年至2010年间环境适应与风险控制能力子系统有序度变化不大，比其它成长能力子系统有序度同期偏低。原因在于资本周转率对该系统起主要伺服作用，企业为了经营安全，兼顾投资人与债权人利益，既要保证资本周转率不至于过低而影响资本运用效率，又要确保企业不至于过渡举债经营而面临偿债风险。对于登海种业来说，2006年至2010年间资源管理能力子系统有序度提升较快、较平稳，主要归因于大股东严守行为规范，没有超越股东大会直接或间接干预公司的决策与经营活动，使得内部公司治理水平得以明显改善，并且公司注重多种形式的员工和经销商培训，培训普及率更为广泛。2005年至2007年间，企业R&D投入强度不断提高，2008年甚至达到营业收入的5.2%，使得知识管理与研发创新能力子系统有序度得到平稳提升，2008年至2010年间该子系统有序度出现小幅度走低趋势，表明员工内部培训及外部学习费用仍有提升空间。2005年至2010年间市场营销能力子系统有序度呈现波动上升趋势，表明企业的品牌经营与客户关系管理能力得到阶段式提升；在此期间，该企业国内市场占有率、负债权益比的稳步提升使得环境适应与风险控制能力子系统有序度上升趋势较为平稳。
对于安琪酵母来说，2006年至2010年间成长绩效各子系统整体处于协同发展状态（C2值为正），协同度C2稳步上升，协同关系趋于稳定。并且它与成长能力子系统间协同度C1发展态势高度一致，经相关性分析得到，pearson简单相关系数值为0.921和概率p值为0.026，通过了α=0.05水平上的双侧检验，因此可知两者之间具有强正线性相关关系。对于登海种业来说，2006年至2007年间成长绩效各子系统协同发展状态欠佳（C2值为负），2008年至2010年间协同度C2稳步上升，协同发展状态趋于好转。该企业成长绩效子系统间协同度C2与成长能力子系统间协同度C1发展态势也高度一致，经相关性分析得到，pearson简单相关系数值为0.964和概率p值为0.008，通过了α=0.01水平上的双侧检验，因此可以认为两者之间也具有强正线性相关关系。
（三）灰色关联度分析由于企业成长能力对成长绩效各子系统有序度的影响具有非线性关系，使得传统的数理统计方法在使用过程中具有局限性。灰色关联分析法是一种按发展态势的相似或相异程度来衡量因素间关联程度的方法，它具有样本量要求低，不需典型分布规律，计算量小，实用性高等优点。应用该方法，对两家企业成长能力与成长绩效子系统有序度间的关联度进行比较。分别以2005年至2010年间两家企业的运营能力、盈利能力和市场潜力子系统有序度为参考数列Z={Z（k）|k=0，1，…，5}，以资源管理能力、知识管理与研发创新能力、市场营销能力、环境适应与风险控制能力子系统有序度为比较数列Yi={Yi（k）|k=0，1，…，5}，i=1，2，3，4，计算得出四个成长能力子系统有序度与成长绩效各子系统有序度间的关联度，如表（4）所示。由表可知，对于安琪酵母来说，运营能力t1、盈利能力t2、市场潜力t3子系统有序度分别与资源管理能力S1、市场营销能力S3、知识管理与研发创新能力S2子系统有序度有较大相关性。对于登海种业来说，运营能力t1和市场潜力t3、盈利能力t2子系统有序度分别与资源管理能力S1、环境适应与风险控制能力S4子系统有序度有较大相关性。
四、结论与启示
本文分析得到如下结论及启示：（1）对企业成长能力和成长绩效各子系统起主要伺服作用的序参量是因企业不同而存在差异的。对于安琪酵母而言，资源利用程度、技术工人比例与R&D核心人员素质、营销费用率与品牌经营能力、资本周转率等序参量分别对资源管理能力、知识管理与研发创新能力、市场营销能力、环境适应与风险控制能力子系统起主要伺服作用。对其运营能力、盈利能力、市场潜力子系统起主要伺服作用的序参量分别为单位员工占用资产、资本收益率、总资产增长率。对于登海种业而言，内部公司治理与培训普及率、R&D资金投入强度与现有知识传播及新知识创造、品牌经营能力与客户关系管理能力、行业地位与负债权益比等序参量分别对资源管理能力、知识管理与研发创新能力、市场营销能力、环境适应与风险控制能力子系统起主要伺服作用。对其运营能力、盈利能力、市场潜力子系统起主要伺服作用的序参量分别为毛利率、总资产收益率和实收资本收益率、主营业务收入增长率和总资产增长率。因此，对于同行业不同企业来说，找出对其成长能力与成长绩效子系统有序发展起主要伺服作用的序参量，有针对性的提升各种能力，更有利于促进企业成长能力与成长绩效的持续、健康发展。（2）企业成长能力子系统间协同度C1与成长绩效子系统间协同度C2具有强正线性相关关系。企业为取得较好的成长绩效，必然要保障成长能力子系统间的有效协同。成长能力四个子系统按照一定的方式相互作用、协调配合、同步达到一定程度时，将会产生一种推动企业成长的作用力，它以企业成长能力子系统间协同度为度量，当企业成长能力子系统有序度均达到较高状态时，它就会产生并对企业成长绩效后续发展起着伺服作用，进而保障企业成长绩效较好较快发展。（3）同行业不同企业成长能力子系统有序度与成长绩效子系统有序度的相关性是有差异的。对于安琪酵母来说，运营能力、盈利能力、市场潜力子系统有序度分别与资源管理能力、市场营销能力、知识管理与研发创新能力子系统有序度有较大相关性。对于登海种业来说，运营能力和市场潜力、盈利能力子系统有序度分别与资源管理能力、环境适应与风险控制能力子系统有序度有较大相关性。然而，企业成长能力和成长绩效子系统有序度受主要伺服作用序参量的影响较大，因此，不同企业应该以其成长绩效子系统起主要伺服作用序参量的变动趋势为关键依据，重点保障企业成长能力各子系统起主要伺服作用序参量的有序，才能提高企业的成长绩效。
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