急求关于最近杭州产业经济情况的分析（不要论文）

1. 急求关于最近杭州产业经济情况的分析（不要论文）

杭州的投资经济环境


一、综合实力： 

改革开放以来，浙江经济得到快速发展，全省经济总量位居全国第四，是中国沿海经济较为发达的省份之一。 
国民经济较快增长，综合实力大大增强。1979年至1999年，全省国内生产总值年均增长13.5%，比全国年均增长率高出3.8个百分点。1999年全省国内生产总值为5350亿元人民币，人均国内生产总值约合1300美元。工业是浙江经济的主导部门。有机械、电子、化工、医药四大支柱产业，丝绸、纺织、服装、皮革等行业在全国占有重要地位。以港口为依托的沿海工业中化工、电力、出口加工三大产业已初具规模。1999年工业总产值达12200亿元人民币。浙江农业以粮油生产为主，兼有棉、桑、茶、果等多种经济作物。农产品供给充裕。1999年粮食总产量达到1393万吨。茶叶的种植面积、产量、出口量居全国首位，蚕茧产量居全国第二。浙江不仅是中国海水鱼主要产区，也是中国淡水鱼三大产地之一。第三产业迅速发展，不仅成为国民经济的重要组成部分，而且对整个经济运行开始起到日益重要的作用。 

市场经济体制基本框架正在形成。全省81.2%的国有中小企业和城镇集体企业进行了改制，乡镇企业的改制已基本完成。个体、私营等非公有制经济保持较快发展势头。以公有制为主体、多种所有制共同发展的经济格局初步形成。专业市场发达，商品市场数量和交易额居全国首位，已成为全国商品交易的主要集散地之一。市场规模档次提高，要素市场更加活跃。1999年全省各类商品专业市场达4347个，成交额达3606亿元人民币。 
经济的外向度较高，对外开放总体格局基本形成。全省进出口贸易总额居全国第4位。已与190多个国家和地区开展了经济贸易往来，出口商品2000多种。全省已形成了以杭州、宁波、温州等沿海开放城市为先导，以各类国家级和省级开发区为主体，辐射全省的对外开放格局。1999年，全省对外贸易总额达183.1亿美元，利用外资协议金额30.2亿美元，旅游外汇收入4.1亿美元。 

投资规模扩大，重点建设得到加强。改革开放20年，全省全社会固定资产投资额累计超过1万亿元，建设了一大批港口、铁路、公路、电厂、化工等基础性项目和生产企业。交通、电力、邮电通信等基础设施日益完善。 
城乡居民收入增加，人民生活水平稳步提高。1999年浙江城镇居民人均可支配收入为8428元人民币，农村居民人均纯收入3948元人民币。全省多数地区城乡居民生活已基本实现小康 
随着经济的快速发展，基础设施和投资环境的不断改善，浙江省利用外资取得了长足的发展。到1999年底，全省累计合同外资金额308.3亿美元，实际利用外资160.2亿美元。全省已累计批准外商投资企业16697家，合同外资219.5亿美元，实际利用外资98.9亿美元。其中，总投资1000万美元以上的项目有784个。已有115个国家和地区的工商企业到浙江来投资。日本的三井、三菱、伊藤忠、丸红，美国的通用、摩托罗拉、百事可乐、默克，德国的西门子、赫司特、罗伯特·博世、曼内斯曼，韩国的三星、乐金，英国的壳牌（英荷）、BP公司等国际知名企业纷纷在浙江投资兴业。1999年，全省外商投资企业完成工业增加值290亿元，占全省工业增加值的11%；出口额33.3亿美元，占全省出口总额的25.9％。全省有75万人在外商投资企业就业，约占全省职工人数的14％。各级经济（技术）开发区和上海—杭州—宁波高速公路沿线成为外商投资的重点区域。境外上市等新的引资方式正在探索之中。 

二、电力资源：

浙江是中国利用水力、火力、风力、潮汐、核能等多种能源发电最好的省份。全省电网已进入以“大机组、大电厂、大电网、超高压、高度自动化”为主要特征的现代电力工业新阶段。不仅有北仑、镇海、台州、温州、半山、长兴、萧山、嘉兴等大型火力发电厂，还有新安江、富春江、乌溪江、紧水滩等大型水力发电厂。全省现拥有总装机容量1618万千瓦，1999年总发电量达525.5亿千瓦小时，电力供应充足。秦山核电站是中国第一座自行设计和建造的核电站，一期30万千瓦机组已并网发电，二、三期工程也即将建成。温岭江厦潮汐电站装机容量3200千瓦，规模居世界第三。天荒坪抽水蓄能电站装机容量180万千瓦，规模居世界第二。省内还有三门核电站、滩坑水电站等大型电力项目正在筹建之中，一批大型火电厂可望在近年内建成发电。

三、管理与服务：

浙江省重视涉外经济管理和服务，不断改善投资“软环境”，现已初步形成了一个适应国际经济通行规则的涉外管理和服务体系。全省上下不仅尊重外商经济管理自主权，依法保护其合法权益，使其能按国际惯例经营企业，而且依法加强对外商投资企业的管理，采取有效措施，解决存在问题。 

涉外经济管理机构健全。省政府设有对外经济开放领导小组，对全省对外经济与开放工作实行统一领导。1998年，浙江省又组建了省外商投资管理局，负责管理全省招商引资工作。全省县以上各级政府都设有对外经济贸易和外商投资管理机构，形成了管理对外经济与开放的工作网络。

法规政策逐渐配套。在贯彻执行国家有关法规政策的同时，浙江省人大常委会和省人民政府陆续颁布了20多个涉外地方性法规、行政规章及政策性文件，内容涉及对外贸易发展、开发区开发建设与管理、税收优惠、资金借贷、国有土地使用权出让和转让、房地产开发、外汇管理、外商投资企业权益、简化入出境手续等。一个确保外商合法投资权益的法律、政策环境已经基本形成。 

投资服务体系日趋完善。省一级设有外商投资服务中心，各市(地)普遍设立了涉外经济咨询服务机构。省和有关市(地)进一步下放外商投资项目的审批权限，简化审批程序。各级海关、商检、金融、财政、物资、邮电、城建、人事、劳动以及公用事业部门，依照法律和法规，为投资者提供便利和服务。

四、工业经济与工业结构： 

工业是浙江经济的主导部门。现已形成工业门类较为齐全，轻工业较为发达，重工业具有相当规模，传统产业向更高层次发展，新兴产业比重明显提高的产业结构。1999年全省工业总产值为12200亿元人民币，实现工业增加值2630亿元人民币，工业增加值占全省国内生产总值的比重达49.2％。纺织、服装、家电、医药、普通机械、金属制品、塑料制品、皮革等产业在全国具有相对优势。工业经济实力显著增强，主要工业产品产量大幅度增加，市场占有率稳步上升，技术装备水平显著提高，工业经济效益指标在全国领先，涌现了一大批强势企业。 

工业结构趋向合理。浙江省积极扶持和培育机械、电子、化工、医药等主导产业。同时着力开发新产品，提高产品档次和质量。1999年，全省国有企业和年销售收入500万元人民币及以上的非国有工业企业共完成国家级和省级新产品产值322.5亿元人民币，比上年增长39.9%。全省已有省级以上名牌产品265个。 

企业经营规模不断扩大。通过发展生产以及改组、改造、联营、兼并等途径，企业组织结构得到调整。1999年全省国有企业和年销售收入500万元人民币及以上的非国有工业企业每个企业的平均固定资产净值约1400万元人民币。到1999年底，全省大中型企业已达1400家，省级以上企业集团约300家。

出口生产稳步发展。全省工业企业出口生产能力继续增强。1999年，全省国有企业和年销售收入500万元人民币及以上的非国有工业企业出口交货值达1105.6亿元人民币，占工业销售产值的22%。 

经济效益有所改善。1999年，全省国有企业和年销售收入500万元人民币及以上的非国有工业企业完成工业销售产值5032.3亿元人民币，比上年增长14.8%。工业产品销售率为96.8%。 

与中国其它省份的工业相比，浙江工业有着显著特点： 

总量增长快。从1978年至1999年，全省工业增加值平均每年增长18.1%，增长速度居全国各省市首位。浙江工业增加值占全国的份额，从1978年的2.9%上升到1999年的7%。 

行业结构轻型化。浙江是中国工业结构轻型化最典型的省份之一。在工业增加值中，轻工业比重为63.5%。轻工业也是浙江外贸出口的主体，轻工业品占自营出口总值的近三分之二。尤其是丝绸、纺织、服装、皮革等行业历史悠久，制作精良，在全国占有重要地位。

企业经营机制灵活。浙江工业企业大多是依靠市场调节发展壮大起来的，经营机制富有活力，因而较能适应市场的激烈竞争，求得自身的发展。 

体制改革成效明显，多种所有制经济共同发展。1999年，浙江各种经济类型工业均出现较快的增长势头。全省国有企业和年销售收入500万元人民币以上的非国有工业企业完成的工业总产值中，国有及国有控股企业占23.3%，集体企业占24.5%，股份合作制企业占9.7%，股份制企业占28.6%，外商及港澳台投资企业占17.7%。股份制企业成为最大的一种经济类型。 

五、农业经济： 

浙江是中国著名的综合性高产农业区域，农业生产门类齐全、品种繁多。改革开放以来，浙江农村普遍实行家庭承包经营，率先推进市场取向的改革，强化农业基础建设，全面繁荣农村经济，浙江农村焕发出了蓬勃的生机和活力。 

农林牧渔四业兴旺，结构进一步优化。浙江省在稳定发展粮食生产的同时，大力开发山水资源，发展“一优两高”农业和农业产业化经营，大力推广先进适用农业技术和机械，积极稳妥地推进粮田适度规模经营，农林牧渔全面发展，开始由传统农业向市场化的现代农业转变。1999年全省农林牧渔业总产值达到1000亿元人民币。种植业、畜牧业、林业和渔业的产值之比为52：16.2：6.1：25.7。全省粮食总产量1393万吨，棉花总产量4万吨，油菜籽总产量50.2万吨；茶叶、蚕茧总产量分别为11.8万吨、9.4万吨，居全国第1位和第3位；以柑橘为主的水果产量279.2万吨，水产品产量442.7万吨，猪牛羊肉和禽蛋产量分别达85.9万吨和34.7万吨。农产品总量增加，品种增多，品质提高，社会的有效供给不断丰富，较好地满足了广大城乡人民的物质生活需求。 

农业综合生产力大幅度提高，生产条件大为改善。全省农田有效灌溉面积达140.2万公顷，旱涝保收面积近100万公顷，分别占耕地总面积的87%和61%。已建成各类农产品基地60万公顷，建设现代农业示范园区1641个，面积近10万公顷；现代物质装备水平明显提高，农业生产中耕作、排灌、加工、运输等环节基本实现机械化或半机械化。1999年全省农机总动力1968万千瓦，拥有联合收割机14000多台，化肥施用量达到444.4万吨；农业科研教育和推广体系发展迅速，科技研究、开发应用加强，农业生产力水平不断提高。 

农民收入快速增加，消费水平不断提高，农民生活已从温饱型向小康型转变。1999年全省农民人均纯收入达到3948元人民币，比1978年的165元增长了近23倍，连续14年名列全国第三。全省基本实现了小康，农民的消费水平不断提高，农民人均生活消费支出由1978年的157元增加到2806.6元。每百家农户拥有洗衣机27台，电冰箱36.6台，电视机128台，摩托车22.5辆。 

浙江农业在长期的发展过程中，形成了鲜明的特色：

一是耕作水平较高。浙江省各地利用地处亚热带季风气候的有利条件和丰富的光温水气等自然资源，将传统的精耕细作与现代科技有机结合起来，提高了土地利用率和劳动生产率。

二是经营方式比较灵活。在稳定家庭联产承包责任制基础上，通过转包、转让、出租、入股、“四荒地”拍卖等形式，推进规模经营，提高集约化水平。股份制、股份合作制已经导入农业，并产生积极影响。同时，在稳定粮食生产的前提下，根据山、水、田、劳力资源的特点，立足资源优势，结合种植结构的调整，积极走农业产业化经营的路子，发展势头强劲，农业正朝着专业化、组织化、一体化方向发展。

三是市场化程度比较高。市场配制资源的基础性作用明显增强，90％以上的农产品已放开经营，由市场调节供求、形成价格。农民商品意识浓，对市场信息反映比较灵敏。农业外向度提高，对外合作与交流日趋频繁，并在智力、技术、品种等引进方面取得新成绩。经过多年的努力，农村已经初步形成了以大型农产品批发市场为龙头、专业市场为骨干、集贸市场为基础的市场网络，目前农产品专业市场达4000多个，有90％的蔬菜和80％的水果、水产品、肉禽蛋，通过集贸市场成交。商品经济的多元化格局，使农村三大产业结构发生了明显变化。 
四是优质农产品比较丰富。浙江茧丝、茶叶、蜜橘、火腿、黄酒等都享誉海内外。改革开放以来，通过有效开发利用农业资源，改善农产品结构，实施品牌战略，积极发展名特优新产品，初步形成了粮油、水产品、茧丝绸、果品、竹木、畜禽、蔬菜、茶叶、食用菌、花卉等主导产业和大批优质农产品。目前，全省被命名为“中国特产之乡”的有37个，有124个农产品在第四届全国农业博览会上被评为名牌产品。 

六、金融财税： 

金融业已成为浙江第三产业三大支柱行业之一，金融业务种类和新型金融工具发展迅速。

浙江省已建立一个由多种经济成分组成、多种经营形式并存、高效监管的较为完善的银行体系。省内先后组建了中国工商银行、中国农业银行、中国银行和中国建设银行、中国交通银行、城市信用社、农村信用社等国有商业银行的各级分支机构。两家国家政策性银行：中国农业发展银行和国家开发银行，各类商业银行：中信实业银行、上海浦东发展银行、华夏银行、招商银行、广东发展银行、深圳发展银行、光大银行等在省内设立了大量分支机构，使浙江省成为拥有全国性商业银行最多、最全的省份之一。同时，继浙江省第一家地方性银行——杭州市商业银行成立后，目前已有宁波、绍兴、金华、嘉兴、湖州、温州成立了城市商业银行；此外，为扩大金融业对外开放，浙江省还设立了三家外资银行：浙江商业银行、协和银行和宁波国际银行。到1999年底，全省共有银行和城乡信用社机构网点12000余个，从业人员近13万人。

90年代以来，浙江证券业、保险业迅速发展。至1999年底，全省已有45家企业分别在上海证劵交易所、深圳证券交易所、香港联交所、伦敦证券交易所上市。浙江东南发电股份有限公司是中国首家同时发行B股和全球存托凭证（GDR）的企业，并且创下B股的发行规模和一次筹资量的全国第一。浙江镇海炼化股份有限公司也是中国唯一一家发行2亿美元可转换债券的企业。全省有证券经营机构和网点100多家。浙江保险业服务领域不断扩大，机构不断延伸。目前，全省共有中国人民保险公司浙江省分公司、中国人寿保险公司浙江省分公司、太平洋保险公司杭州分公司、平安保险公司杭州分公司4家保险经营主体。各家公司已在全省开办了财产保险、人身保险、责任保险、保证保险等四大类数百个险种。1999年，全省完成企业财产保险业务7.4万笔，家庭财产保险业务86.8万户；参加人身保险的居民2056.1万人次。保险金额近270000亿元人民币，总保费收入达92.8亿元人民币。保险服务迅速深入经济建设和人民生活的方方面面。 

浙江省财政实力居全国前列。1999年，全省财政总收入完成477.4亿元人民币，占全省国内生产总值的8.9%。有70%以上的县（市）财政总收入超过1亿元人民币。全省财政支出为344.1亿元人民币。财政支出结构和范围得到不断优化，保证了全省重点建设需要。 

七、市场流通：

浙江省有“市场大省”之称，是全国重要的商品集散地之一。据统计，到1999年底，全省共有商品交易市场4347个，年成交额3606亿元人民币，其中年成交额超亿元人民币的市场409个，超10亿元人民币的市场69个，超100亿元人民币的市场3个。市场总数、年成交额和超亿元市场数列全国第一。义乌中国小商品城、绍兴中国轻纺城是全国最大的两家专业市场。市场的发展给浙江经济和社会发展增添了活力，加速了浙江农村工业化、城镇化步伐。 

浙江市场上市商品丰富，几乎包括生活资料和生产资料所有领域。消费品市场从农副产品到化纤布料、服装、丝绸、鞋革等小商品，到家电、自行车、家具、装饰材料、通讯电脑等工业品，应有尽有。义乌中国小商品城的上市商品就有小商品、服装、袜子、箱包、副食品等八大类一万多个品种。许多大中型企业和名牌企业，纷纷进入市场经营。有5800多家国有大中型企业、近2万家集体企业在市场设点经营。生产资料市场从废旧金属市场向钢材、汽车、旧车、汽配、通讯、建材、机械、模具、纺机、船舶、电子等多类型的市场发展。余姚中国塑料城、浙江南浔建材市场、绍兴中国轻纺城钱清原料市场、绍兴染料城、杭州灯具市场等一批市场，已成为全国同类市场中规模最大、辐射最广、影响最大的全国性大型生产资料市场。生产要素市场也逐步扩展到房地产市场、劳动力市场、建筑市场、技术信息市场10余个大类。 



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2. 怎么写军事理论论文？

　　经济学视角解读军事技术与军事理论的博弈发展
　　摘要：哲学视角下军事技术与军事理论的关系，如同社会存在与社会意识的关系；经济学视角下军事技术与军事理论的关系，如同供给与需求的关系。军事技术与军事理论的螺旋向前发展如同商品需求与商品供给的博弈竞争，需求拉动供给，供给又会创造自己的需求。军事技术与军事理论的竞争发展又与一国经济发展存在密切关系。

　　关键词：经济与视角；军事理论；军事技术;博弈

　　军事技术与军事理论的关系，如同社会存在与社会意识的关系，在人类战争实践的不同历史时期，二者的发展并不平衡。人类战争实践既需要军事技术，也需要军事理论，军事技术是手段，军事理论是指南，缺乏军事理论指导的军事技术发展只能是无的放矢，缺乏军事技术支撑的军事理论研究只能是无源之水，无本之木。军事理论与军事技术的发展又和一国经济基础有着密切关系。

　　一、军事理论与军事技术内涵以及经济学视角下二者发展关系解析

　　军事理论通常也指军事思想是指关于战争与军队问题的理性认识，军事科学的重要组成部分，通常包括战争观、战争问题方法论、战争指导思想、建军指导思想等基本内容。
　　军事技术是物化技术与观念技术的结合。按照从古至今的军事技术发展，依据其不同的能量传递或转换关系，可明显区分为以下三个阶段：机械能→化学能→核能。从横向关系看，军事技术体系是一种壳层结构，由外至内为生活装备技术、运输通信技术、军事工程技术、武器技术，军事技术的核心部分是武器技术。正如克劳塞维茨所说：“战争达到目标，即达到政治目的的方法是多样的，但战争是唯一的手段，因此一切要服从用武器解决问题这个法则。”[1]战争不仅需要军事技术的支撑，还需要军事理论的支撑，研究军事理论和军事技术的发展关系很有现实意义。

　　二、经济学视角下军事技术与军事理论在博弈中发展

　　（一）军事理论发展的需求创造军事技术的供给
　　军事理论发展对军事技术产生需求时，各种资源就会流入军事技术部门促进其发展，生产军事技术消费品以满足需求。这是先进的军事理论对军事科技有牵引和拉动并且刺激其发展的作用。有需求才有市场，有市场才有利润。马克思说过：“资本家害怕没有利润或利润太少，就像自然界害怕真空一样。一旦有适当的利润，资本就大胆起来。如果有百分之十的利润，他就保证到处被使用；有百分之二十的利润，它就活跃起来；有百分之五十的利润，它就铤而走险；为了百分之一百的利润，它就敢践踏一切人间法律；有百分之三百的利润，它就敢犯任何罪行，甚至冒绞死的危险。”[4]
　　从中国历史的经验教训看，那种只重视军事技术、轻视军事理论不考虑需求的倾向使军事理论远远落后于军事技术是非常错误而且有害的。没有军事思想的指引，军事技术的长远发展带有很大的盲目性。
　　（二）军事技术的供给会创造对军事理论发展的需求
　　军事技术对军事理论发展的影响是逐步由低层向高层辐射、扩散的，如同商品开发市场一样逐步开发占领。首先受其影响的通常是技击理论，《墨子》中的守城方法、戚继光的练兵理论，都讲到了战斗人员对兵器的掌握和使用问题，就体现了这一点，同样，商品都是先打开本地市场的。其次，军事科技在此基础上，会进一步影响到战术、战法的变革。如有了车兵，就必须有车战之术；有了骑兵，就必须要讲究骑战之法；有了水军，则一定要有水战之规；冷兵器时代交战多用密集队形，而火器时代交战则须用疏散队形等。总之，战役战术一般都要随着新兵器的大量使用而不断发生变化，就像商品稳定本地市场后会开发区域市场。再次，军事科技还会进而影响到战略决策的制定和战略理论的研究，其中包括大战略层面的理论研究和顶层的“庙堂”设计，就像商品会进一步开发国内以及国际市场。如汉代的大集团骑兵远距离奔袭作战决策，唐太宗的轻骑兵灵活机动作战理论，明清时期的火器作战指导思想，近代的海防战略等，都是以当时的军事科技条件为基础才出现的。远交近攻是冷兵器时代强国只能采取的扩张性国家战略；但到了近现代，运载工具高度发达，这一原则已不再是发达国家对外扩张时的唯一战略选择，它们为了国家利益而实施远攻的事例，在近现代已并不少见，如美国攻击南联盟、阿富汗、伊拉克。这一原理，如同产品设计成熟，国内市场稳定后必然要开发国际市场一样。
　　（三）军事技术以及军事理论发展与经济发展
　　军事技术与军事理论的发展必须与一国经济发展相适应，不论是军事技术促进军事理论发展还是军事理论引导军事技术发展，都不能脱离经济的支持。军事建设的发展脱离经济发展能力的支持，欲速则不达。冷战曾促使苏联发展为与美国相抗衡的超级大国，但冷战又给苏联以深刻的消极影响。冷战后很长时间，俄罗斯的军事理论与军事技术在与美国竞争中都处于下风，甚至停滞不前。美国也有类似案例，由于成本上升，军方不得不停止“十字军”火炮项目的采办。航母具有巨大作战效能，在发展航母军事理论与军事技术时不能不考虑经济承受能力。一艘尼米兹级航母编队全寿命费用高达430多亿美元，若按20%的通货膨胀率来计算，将近600亿美元，年均耗资20多亿美元，称为“吞金怪兽”毫不为过。
　　在中国，毛泽东领导集体带领中国人民凭借劣势技术装备运用先进军事理论，在经济不发达条件下打赢了三大战争。胡主席则强调指出，要着眼于立足现有装备打仗，提高战术技术水平，提高指挥艺术，努力摸索和掌握对付高技术对手的有效方法。可见，军事理论以及军事技术与经济发展有内在关系。各国在推进军事技术与军事理论发展时要找到与经济发展的均衡点以实现最优化与均衡发展。恩格斯指出：“暴力的胜利是以武器的生产为基础的，而武器的生产又是以整个生产为基础，因而是以‘经济力量’，以‘经济情况’以暴力所拥有的物质资料为基础的。”[4]国防经济实力是军事技术发展的直接物质基础，军事技术的经济价值是其发展的重要动力。

　　三、军事技术与军事理论发展的外部性

　　（一）军事技术发展的外部性
　　联邦德国前国防副部长施特劳斯指出：“凡是技术和工业有所突破的领域，都是同重整军备有关的——这是一个古老的，也是痛苦的——真理。”科学学的奠基人贝尔纳在他著名的《科学的社会功能》一书中写道：“科学与战争一直是极其密切联系着的；实际上，除了19世纪的某一段期间，我们可以公正地说，大部分重要的技术和科学进展是海陆军的需要所直接促成的。”[2]苏联军事史教授M.M.基里扬也断言：“目前，实际上任何一个自然和技术部门都与武器的制造有联系。”[3]
　　现代核能技术的广泛利用也是美国“曼哈顿工程”的溢出效应。军事技术运用于战争则会给人类带来巨大的负的外部性效应。1945年8月两颗原子弹在日本的爆炸，使广岛和长崎两个城市基本上夷为平地。在日本帝国主义侵华战争中，日本先后在中国13个省78个地区使用化学毒剂达1 600多次，使中国人民受到极大伤亡。十七大提出的建立和完善军民结合、寓军于民的武器装备科研生产体系理论，在经济学视角中，则可以看成是军事技术发展的外部性效应内部化理论。
　　（二）军事理论发展的外部性
　　在中国，军事理论具有巨大的溢出效应，在世界上也是如此。把中国古老的《孙子兵法》与现代的经商之道结合起来，是几年来在西方挺时髦的研究做派。美作家潘威廉在其著书《企业兵法教程——战略分析、设计与实施》开头写下：“从西点军校的教官、美国工业界巨头、日本商业界的战略家们到全美最出色的篮球教练都有一个共同之处，那就是，他们都看《孙子兵法》。”因为，凡事要获得成功，不论是商业、体育或者是战争，战略乃是关键之所在。美国西点军校不仅造就了麦克阿瑟、布莱德雷、史迪威、巴顿等一大批声赫世界的军事人物，还造就了尤利西斯·S.格兰特和德怀特·戴维·艾森豪威尔两名总统以及内阁部长、议员、州长、外交官等政坛要人，而且造就了大批科技名流和商企巨贾，如土木工程创始人马汉·米基，领导曼哈顿工程的格罗夫斯，火药大王亨利·杜邦、曾任国际银行主席兼董事长的乔治·H.奥姆斯特德等。可见，军事思想发展的外部性是很大的，发展军事理论不仅是为战争作准备，而且可以推进政治、经济、科技、文化的向前发展。


　　四、结论与启示

　　战争是充满未知、对抗激烈的领域，也是最需要不断创新的领域。党的十七大指出，适应世界军事发展趋势和我国发展新要求，推进军事理论、军事技术创新，是有效履行我军历史使命的必然要求，是推进中国军事变革的主要内容。两个创新紧密联系、有机统一，军事理论创新是先导，军事技术创新是基础。恩格斯早就说过，“一个民族想要站在科学的最高峰，就一刻也不能没有理论思维。”[4]军事理论的创新必须敢于迎接技术的挑战，同时也要善于引导技术的发展。这就要有更宽广的视野，更敏锐的思路，更远大的眼光，要善于引导装备建设广泛吸收和应用现代科学技术（也包括社会科学）的最新成果，才能避免步人后尘，达至人无我有、人有我优的目标，才能有力推进中国特色军事变革的深入展开。
　　需求需要供给提供支撑而得以满足，供给需要需求提供支撑而得以生存。在军事领域同样如此，以军事技术发展推动军事理论创新，以军事理论创新推进军事技术发展，促进军事理论与军事技术的螺旋上升发展。军事建设中，避免因为军事理论的落后而被动挨打，避免军事技术的滞后而在技术、装备方面和敌人进行不对称竞争。战争要考虑国家经济的承受力和支撑力，军事技术与军事理论的发展也要考虑国家的承受力和支撑力。军事理论太过超前，则变成无用甚至有害的理论；军事技术超过财力支撑，则影响制约经济发展。军事技术、军事理论以及国家经济应该优化发展，均衡发展，和谐发展。

　　参考文献：
　　[1] 克劳塞维茨.战争论:第1卷[M].中译本.北京：商务印书馆,1982:64.
　　[2] J.D.贝尔纳.科学的社会功能[M].中译本.北京：商务印书馆,1982:241.
　　[3] M.M.基里扬.军事技术进步与苏联武装力量[M].中译本.北京：中国对外翻译出版公司,1984:3.
　　[4] 马克思恩格斯全集：第20卷 [M].中译本.北京:北京人民出版社,1995:384.
　　[5] 刘戟峰.军事技术史[M].北京:兵器工业出版社,1991.
　　[6] 刘戟峰,赵阳辉,等.自然科学与军事技术史[M].长沙:湖南科学技术出版社,2003.
　　[7] 高鸿业.西方经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2003.
　　[8] 周来.现代国防经济学[M].北京:石油工业出版社,2006.
　　[9] 于大清.目击西点[M].北京:解放军出版社,2006.

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　　计量经济学课程论文


　　小组成员：
　　组长：
　　指导教师：


　　日期：2010/年5月27日

　　2006年我国各城市的GDP变动的多因素分析

　　摘要：本文主要通过对各城市同一时期的GDP进行多因素分析，建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。
　　关键词：GDPY(亿元） 多因素分析  模型  计量经济学  检验

　　一、引言部分

　　GDP（国内生产总值）指一个国家（或地区）所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，从价值形态看，它是所有常住单位在一定时期内生产的全部货物和服务价值超过同期中间投入的全部非固定资产货物和服务价值的差额，即所有常住单位的增加值之和。GDP在创造的同时也被相应的生产要素分走了，主要体现为劳动报酬和利润。在现代社会政府还要以税收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就业人数L（万人）、各地区资本形成总额K(亿元）剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）之后对各城市同一时期的GDP的影响。
　　二、文献综述


　　注： 2006年各城市同一时期的GDP总量的数据来源于《中国统计年鉴2007》；
　　2006年就业人数L（万人）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；
　　2006年资本形成总额K(亿元）的数据来源于《中国统计年鉴2007》,本表按2006年价格计算；
　　2006年商品零售价格指数P（上年=100）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；
　　三、研究目的
　　通过研究各个城市在同一时期的GDP建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。
　　四、实验内容
　　根据生产函数理论，生产函数的基本形式为: 。其中，L、K分别为产出GDP的过程中投入的劳动与资金,本文未考虑时间变量 即技术进步的影响。上表列出了我国2006年我国各个城市的GDP的有关统计资料；其中产出Y为各城市同一时期的GDP（可比价），L、K分别为2006年年末职工人数和各地区资本形成总额（可比价）。
　　五、建立模型并进行模型的参数估计、检验及修正
　　（一） 我们先建立Y1与L的关系模型：

　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)
　　L——2006年年末职工人数（万人）
　　模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验
　　利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与L的散点图如下：

　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：
　　Dependent Variable: Y1
　　Method: Least Squares
　　Date: 05/27/10   Time: 14:45
　　Sample: 1 36
　　Included observations: 31


　　Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.


　　C -1647.264 517.2169 -3.184861 0.0034
　　L 14.99417 0.712549 21.04299 0.0000


　　R-squared 0.938534     Mean dependent var 7387.979
　　Adjusted R-squared 0.936415     S.D. dependent var 6367.139
　　S.E. of regression 1605.545     Akaike info criterion 17.66266
　　Sum squared resid 74755513     Schwarz criterion 17.75517
　　Log likelihood -271.7712     F-statistic 442.8073
　　Durbin-Watson stat 1.503388     Prob(F-statistic) 0.000000


　　可见，L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，劳动每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加14.9941， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为0.936415，F值为442.8073，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于0.05,所以通过了P值检验
　　（二）建立Y1与K1的关系模型：

　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)
　　K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）
　　模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验
　　利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与K1的散点图如下：

　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：
　　Dependent Variable: Y1
　　Method: Least Squares
　　Date: 05/27/10   Time: 17:16
　　Sample: 1 36
　　Included observations: 31


　　Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.


　　C -705.0563 393.0357 -1.793873 0.0833
　　K1 2.241106 0.086751 25.83385 0.0000


　　R-squared 0.958357     Mean dependent var 7387.979
　　Adjusted R-squared 0.956921     S.D. dependent var 6367.139
　　S.E. of regression 1321.537     Akaike info criterion 17.27332
　　Sum squared resid 50647333     Schwarz criterion 17.36583
　　Log likelihood -265.7364     F-statistic 667.3880
　　Durbin-Watson stat 1.697910     Prob(F-statistic) 0.000000


　　可见，K1的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加2.241106， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为0.956921，F值为667.3880，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于0.05,所以通过了P值检验
　　通过两个模型的可绝系数 、调整可决系数 、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的 ，Y1与K1的关系模型优于Y1与L的关系模型。因此，在以Y1与K1的关系模型为基础模型的条件下，建立二元关系模型。
　　（三）建立Y1与K1和L的二元关系模型

　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)
　　K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）
　　L——2006年年末职工人数（万人）
　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得
　　Dependent Variable: Y1
　　Method: Least Squares
　　Date: 05/27/10   Time: 17:23
　　Sample: 1 36
　　Included observations: 31


　　Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.


　　C -1369.643 303.2218 -4.516968 0.0001
　　K1 1.336796 0.176104 7.590936 0.0000
　　L 6.522268 1.190606 5.478107 0.0000


　　R-squared 0.979900     Mean dependent var 7387.979
　　Adjusted R-squared 0.978464     S.D. dependent var 6367.139
　　S.E. of regression 934.3899     Akaike info criterion 16.60943
　　Sum squared resid 24446367     Schwarz criterion 16.74820
　　Log likelihood -254.4462     F-statistic 682.5040
　　Durbin-Watson stat 1.633165     Prob(F-statistic) 0.000000


　　可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为0.978464，F值为682.5040，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于0.05,所以通过了P值检验。
　　通过两个模型的可绝系数 、调整可决系数 、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的 ，Y1与K1和L的关系模型优于Y1与K1的关系模型。因此，建立二元关系模型更符合实际经济情况。

　　（四）建立非线性回归模型——C-D生产函数。
　　C-D生产函数为： ，对于此类非线性函数，可以采用以下两种方式建立模型。
　　方式1：转化成线性模型进行估计；
　　在模型两端同时取对数，得：

　　在EViews软件的命令窗口中依次键入以下命令：
　　GENR  LNY1=log（Y1）
　　GENR  LNL=log（L）
　　GENR  LNK1=log（K1）
　　LS   LNY1   C    LNL   LNK1
　　则估计结果如图所示。
　　Dependent Variable: LNY1
　　Method: Least Squares
　　Date: 05/27/10   Time: 17:29
　　Sample: 1 36
　　Included observations: 31


　　Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.


　　C 0.242345 0.198180 1.222853 0.2316
　　LNK1 0.666500 0.082707 8.058538 0.0000
　　LNL 0.493322 0.088128 5.597775 0.0000


　　R-squared 0.988755     Mean dependent var 8.504486
　　Adjusted R-squared 0.987951     S.D. dependent var 1.037058
　　S.E. of regression 0.113834     Akaike info criterion -1.416379
　　Sum squared resid 0.362831     Schwarz criterion -1.277606
　　Log likelihood 24.95388     F-statistic 1230.946
　　Durbin-Watson stat 1.295173     Prob(F-statistic) 0.000000


　　可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为0.987951，F值为1230.946，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于0.05,所以通过了P值检验。
　　通过对以上模型的可决系数 、调整可决系数 、F检验的比较，明显的 ，该模型最优。因此，选用该模型为以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立的最优多元线性回归模型。

　　六、总结

　　综上所述，我们采用截面数据拟合的模型成功的反映各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）间的数量关系，是一个成功的模型。从模型中看出，各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）有非常密切的关系，与柯布-道格拉斯 （C-D）生产函数密切吻合，验证了柯布-道格拉斯 （C-D）生产函数的正确。


　　参考文献：

　　1、《国民经济核算——国家统计年鉴2007》

　　2、《价格指数——国家统计年鉴2007》

　　3、《中国国内生产总值核算》,作者：许宪春 编著，

5. 急求大好人的一篇有关计量经济学的论文，用eview5分析，有红包谢谢谢谢

计量经济学课程论文　　小组成员：　　组长：　　指导教师：　　日期：2010/年5月27日　　2006年我国各城市的GDP变动的多因素分析　　摘要：本文主要通过对各城市同一时期的GDP进行多因素分析，建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。　　关键词：GDPY(亿元）多因素分析模型计量经济学检验　　一、引言部分　　GDP（国内生产总值）指一个国家（或地区）所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，从价值形态看，它是所有常住单位在一定时期内生产的全部货物和服务价值超过同期中间投入的全部非固定资产货物和服务价值的差额，即所有常住单位的增加值之和。GDP在创造的同时也被相应的生产要素分走了，主要体现为劳动报酬和利润。在现代社会政府还要以税收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就业人数L（万人）、各地区资本形成总额K(亿元）剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）之后对各城市同一时期的GDP的影响。　　二、文献综述　　注：2006年各城市同一时期的GDP总量的数据来源于《中国统计年鉴2007》；　　2006年就业人数L（万人）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；　　2006年资本形成总额K(亿元）的数据来源于《中国统计年鉴2007》,本表按2006年价格计算；　　2006年商品零售价格指数P（上年=100）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；　　三、研究目的　　通过研究各个城市在同一时期的GDP建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。　　四、实验内容　　根据生产函数理论，生产函数的基本形式为:。其中，L、K分别为产出GDP的过程中投入的劳动与资金,本文未考虑时间变量即技术进步的影响。上表列出了我国2006年我国各个城市的GDP的有关统计资料；其中产出Y为各城市同一时期的GDP（可比价），L、K分别为2006年年末职工人数和各地区资本形成总额（可比价）。　　五、建立模型并进行模型的参数估计、检验及修正　　（一）我们先建立Y1与L的关系模型：　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)　　L——2006年年末职工人数（万人）　　模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验　　利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与L的散点图如下：　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：　　DependentVariable:Y1　　Method:LeastSquares　　Date:05/27/10Time:14:45　　Sample:136　　Includedobservations:31　　VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.　　C-1647.264517.2169-3.1848610.0034　　L14.994170.71254921.042990.0000　　R-squared0.938534Meandependentvar7387.979　　AdjustedR-squared0.936415S.D.dependentvar6367.139　　S.E.ofregression1605.545Akaikeinfocriterion17.66266　　Sumsquaredresid74755513Schwarzcriterion17.75517　　Loglikelihood-271.7712F-statistic442.8073　　Durbin-Watsonstat1.503388Prob(F-statistic)0.000000　　可见，L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，劳动每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加14.9941，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为0.936415，F值为442.8073，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于0.05,所以通过了P值检验　　（二）建立Y1与K1的关系模型：　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)　　K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）　　模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验　　利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与K1的散点图如下：　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：　　DependentVariable:Y1　　Method:LeastSquares　　Date:05/27/10Time:17:16　　Sample:136　　Includedobservations:31　　VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.　　C-705.0563393.0357-1.7938730.0833　　K12.2411060.08675125.833850.0000　　R-squared0.958357Meandependentvar7387.979　　AdjustedR-squared0.956921S.D.dependentvar6367.139　　S.E.ofregression1321.537Akaikeinfocriterion17.27332　　Sumsquaredresid50647333Schwarzcriterion17.36583　　Loglikelihood-265.7364F-statistic667.3880　　Durbin-Watsonstat1.697910Prob(F-statistic)0.000000　　可见，K1的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加2.241106，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为0.956921，F值为667.3880，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于0.05,所以通过了P值检验　　通过两个模型的可绝系数、调整可决系数、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的，Y1与K1的关系模型优于Y1与L的关系模型。因此，在以Y1与K1的关系模型为基础模型的条件下，建立二元关系模型。　　（三）建立Y1与K1和L的二元关系模型　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)　　K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）　　L——2006年年末职工人数（万人）　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得　　DependentVariable:Y1　　Method:LeastSquares　　Date:05/27/10Time:17:23　　Sample:136　　Includedobservations:31　　VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.　　C-1369.643303.2218-4.5169680.0001　　K11.3367960.1761047.5909360.0000　　L6.5222681.1906065.4781070.0000　　R-squared0.979900Meandependentvar7387.979　　AdjustedR-squared0.978464S.D.dependentvar6367.139　　S.E.ofregression934.3899Akaikeinfocriterion16.60943　　Sumsquaredresid24446367Schwarzcriterion16.74820　　Loglikelihood-254.4462F-statistic682.5040　　Durbin-Watsonstat1.633165Prob(F-statistic)0.000000　　可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为0.978464，F值为682.5040，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于0.05,所以通过了P值检验。　　通过两个模型的可绝系数、调整可决系数、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的，Y1与K1和L的关系模型优于Y1与K1的关系模型。因此，建立二元关系模型更符合实际经济情况。　　（四）建立非线性回归模型——C-D生产函数。　　C-D生产函数为：，对于此类非线性函数，可以采用以下两种方式建立模型。　　方式1：转化成线性模型进行估计；　　在模型两端同时取对数，得：　　在EViews软件的命令窗口中依次键入以下命令：　　GENRLNY1=log（Y1）　　GENRLNL=log（L）　　GENRLNK1=log（K1）　　LSLNY1CLNLLNK1　　则估计结果如图所示。　　DependentVariable:LNY1　　Method:LeastSquares　　Date:05/27/10Time:17:29　　Sample:136　　Includedobservations:31　　VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.　　C0.2423450.1981801.2228530.2316　　LNK10.6665000.0827078.0585380.0000　　LNL0.4933220.0881285.5977750.0000　　R-squared0.988755Meandependentvar8.504486　　AdjustedR-squared0.987951S.D.dependentvar1.037058　　S.E.ofregression0.113834Akaikeinfocriterion-1.416379　　Sumsquaredresid0.362831Schwarzcriterion-1.277606　　Loglikelihood24.95388F-statistic1230.946　　Durbin-Watsonstat1.295173Prob(F-statistic)0.000000　　可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为0.987951，F值为1230.946，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于0.05,所以通过了P值检验。　　通过对以上模型的可决系数、调整可决系数、F检验的比较，明显的，该模型最优。因此，选用该模型为以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立的最优多元线性回归模型。　　六、总结　　综上所述，我们采用截面数据拟合的模型成功的反映各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）间的数量关系，是一个成功的模型。从模型中看出，各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）有非常密切的关系，与柯布-道格拉斯（C-D）生产函数密切吻合，验证了柯布-道格拉斯（C-D）生产函数的正确。　　参考文献：　　1、《国民经济核算——国家统计年鉴2007》　　2、《价格指数——国家统计年鉴2007》　　3、《中国国内生产总值核算》,作者：许宪春编著，