前言：中文期刊网精心挑选了政治发展的经济分析范文供你参考和学习，希望我们的参考范文能激发你的文章创作灵感，欢迎阅读。
政治发展的经济分析范文1
关键词：城镇化；经济发展；环境污染；VAR模型；门槛效应
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2014）04-0026-07
一、引言
当前大多数发展中国家在经济建设上走的是西方发达国家“先污染，后治理”的老路，为经济总量的增长付出了惨痛的环境代价，作为发展中国家的中国也不例外。改革开放以来，我国经济以年均10%左右的速度高速增长，GDP总量从1978年的3645亿元增长到2012年的519322亿元，成为了仅次于美国的世界第二大经济体，社会经济发展取得了举世瞩目的成就。但是，长期以来，我国经济的高速增长在很大程度上是由于生产要素的大量投入。特别是2013年以来全国大范围雾霾天气，让全社会以一种最直接而深刻的方式感受到了环境与经济的尖锐矛盾、减排与治污的迫切需求。我国经济快速增长的同时，自然资源的过度消耗以及环境污染问题日趋严重，已经引起了结果，经济发展表现出高能耗、高污染、高投入以及低效率等粗放型经济增长方式的种种特点。
本文将从城镇化的角度来审视经济发展与环境之间的关系。因为城镇化在社会发展和经济发展的过程中均起到非常重要的推动作用，2013年6月，新一轮城镇化规划正在制定中。根据国家统计局的数据显示，2012年城镇人口为71182万人，占总人口52.6%，比上年末提高1.3个百分点。这是一组非常重要的数据，表明中国的社会经济结构已经出现了质的变化，开始进入以城市为主体的发展阶段。
中国正在积极稳妥地推进城镇化，数亿农民转化为城镇人口将会释放更大的市场需求，不断扩大的内需将成为我国经济增长强有力的助推器。但是我们也要意识到，城镇化进程在给经济带来发展机遇的同时，也对生态环境造成了很大的影响。因此本文从新型城镇化发展的视角，揭示城镇化、经济与环境之间的密切关系，挖掘出三者内在的深层含义。这将有助于中国新型城镇化发展不断完善并突破发展过程中的瓶颈，走出绿色的城镇化道路。
二、文献综述
经济增长与环境质量是同一系统中的两种因素，但他们之间的关系一直以来都是经济学家争论的焦点。环境是经济增长的制约还是经济增长的动力，经济增长是造成环境破坏的罪魁祸首还是改善环境质量的灵丹妙药，这些问题逐步进入国内外学者的视野。自20世纪60年代以来，针对环境与经济增长关系的理论与实证文献层出不穷，国内外学者专家在宏观和微观理论的框架下构建模型，试图探讨环境质量改善和经济持续增长的双赢条件。
（一）国外研究现状
20世纪70年代以前，人们普遍认为经济增长同能源、原材料以及自然资源的消耗呈正相关关系。然而，20世纪90年代初，Gene Grossman 和 Alan Krueger 在分析NAFTA（北美自由贸易协定）的环境效应时，首次发现经济增长与环境质量并非总是线性关系，例如、烟尘以及一些污染指标与人均GDP呈现倒U型的曲线关系，即在经济发展初期，环境质量随经济的增长而下降，然而当经济增长达到某点以后，环境质量则随经济的增长而逐渐改善[1]。不久，Panayotou T（1993）运用跨国数据对环境质量与经济之间的关系进行了实证研究，结果进一步证实了 Gene Grossman 和Alan Krueger的研究，认为环境污染物的排放与经济增长之间确实存在类似库兹涅茨曲线的倒U型关系，并首次将这种关系称为“环境库兹涅茨曲线（Environment Kuznets Curve）”[2]。Grossman 等人对环境与经济关系的开创性研究，吸引了众多学者的关注，伴随着各种计量经济分析方法的发展，经济与环境关系研究如雨后春笋一样涌现出来，且环境与经济发展的研究重心也由资源耗减转移到污染排放。
另外， Dinda S（2004）讨论了经济快速增长和环境质量的关系[8]；Mazzanti（2007）分析了意大利的环境――收入关系；Caviglia-Harris J L， Chambers D， Kahn J R （2009）进行了环境退化的综合分析等等[9]。
由表1可看到：国外对环境与经济的研究，数据选取主要以面板数据为主，且大多数学者都验证了倒“U”型曲线关系的存在；除此之外，大部分学者倾向于研究与环境污染相关的空气、水环境等同经济增长的关系，或单独研究某一污染物（例如so2、co2）与经济增长的关系，而从整体环境质量出发，研究其与经济增长关系的较少。
（二）国内研究现状
基于国外的研究，我国在环境质量与经济增长关系的理论与实证研究方面也做了大量工作，但相比西方国家起步较晚。主要研究有：张晓（1999）采用时间序列数据对我国 （1985-1995）环境污染与经济增长关系进行了实证研究，结果发现空气污染物排放量、大气污染物浓度与经济增长之间呈现 EKC倒 U 型特征，但这一特征并不明显[10]；范金（2002）采用面板数据对我国81个大中城市1995―1997年度二氧化硫、氮氧化物、总悬浮颗粒物（TS）浓度和年人均降尘量进行环境Kuznets曲线检验，发现除氮氧化物浓度外，其余污染物与收入之间存在倒U型关系[11]；黄莹， 王良健， 李桂峰等（2009）采用空间面板模型并结合固定效应分析，对中国29个省级区域1990―2006年间工业“三废”密度同人均GDP之间的关系进行了研究，发现：在空间效应的条件下，我国工业废气、固体废物与人均GDP之间的关系皆呈现出EKC倒U型曲线特征[12]。但是，实证结果同EKC假说不成立的研究也有不少，相继出现了 U 型、N型、倒 N 型、单调递增或单调递减型等多种曲线关系形态。例如李达，王春晓（2007）基于面板数据对中国30个省（市、自治区）（1998―2004年）的三种空气污染物排放和经济增长之间的关系进行了研究，发现这三种空气污染物排放与经济增长之间并不存在传统的倒U型曲线关系[13]；丁继红等（2010）利用主成分分析方法把六类主要工业污染物排放量整合成反映江苏省整体环境污染水平的综合污染指数，探析江苏省（1985―2006年）经济增长与环境污染之间的关系，发现环境污染综合指数与人均GDP之间呈现“N”型曲线关系[14]。
然而，变量有离散型和连续型两类，对连续型变量进行分组时就会存在不确定性，在环境与经济关系的研究中也存在以连续性变量作为样本分组的现象，因此，能否找到一个恰当的门槛值作为分组变量是确定样本分组的一个关键问题。Hansen（2000）的“门槛回归”（Threshold Regression）模型则可以解决相应的问题[15]。韩玉军、陆（2008）采用“门槛回归”方法，以108个国家和地区作为横截面数据，对影响“环境库兹涅茨曲线”的多个因素进行了门槛效应分析，结果发现一个国家或地区的收入水平、工业发展水平和贸易开放程度都存在着“门槛效应”[16]。
但是，上述研究却呈现出以下特点：一是往往只是从环境中具体的某一方面出发研究其与经济发展之间的关系，很少从多个因素综合考虑出发来研究论证；二是大多数研究为了论证倒U型曲线是否存在，往往采用的是EKC曲线模型，模型中包含人均GDP和人均GDP的平方，这样的计量模型一方面是建立在人的主观猜想之下，另一方面在实证分析中变量之间多重共线的程度会很高，导致建模的失败；三是很少有研究从城镇化的视角出发来审视城镇化、经济发展与环境三者之间的关系。
基于以上原因，本文第三部分在建立向量自回归模型的基础上，运用其脉冲响应函数的方法从全国的角度出发，首先研究了环境污染对第一产业的影响以及第三产业与环境之间的动态关系，从动态的角度研究了环境与三次产业之间的关系；本文的第四部分，首先利用因子分析的方法，将多个环境指标进行加权综合并最终形成环境污染综合指数，其次利用静态面板门槛模型研究了城镇化、经济发展与环境三者之间的关系，检验了双门槛效应是否存在，并分析了各省市城镇化水平是否通过了单门槛和双门槛；本文的第五部分分析论述VAR模型与门限模型的实证结果并提出了一些具体的建议。
三、VAR模型的实证分析
（一）指标和数据的选取
我们分别用（今年污染量-去年污染量）/去年污染量来作为环境污染指标，记为Y；由于用第一产业与国内生产总值（GDP）的比值，第二产业与GDP的比值，第三产业与GDP的比值更能反映三次产业的发展规模，因此本文用以上指标分别代表第一产业、第二产业和第三产业，依次记为X1，X2，X3。
VAR模型实证分析所选取的数据来源于统计年鉴、中经网数据库，取样时间段为1991―2010年，所用到的软件为EVIEWS7.2。为了消除数据的波动和异方差性，本文对数据进行了对数化处理；为了反映消除物价影响后三次产业与GDP的真实比值情况，本文将按照现价计算的三次产业增加值和GDP分别转化为按照不变价计算的三次产业增加值和GDP。
（二）单位根检验
由于本文所采用的是时序数据，在对模型进行相关的计量分析前，应对模型的变量进行平稳性检验，本文采用的方法是单位根检验。
通过表2可知，时序变量Yt、X1t、X2t、X3t都是平稳序列，符合做VAR模型的变量条件。
（三）模型的稳定性检验和滞后阶数的选择
经过的相关检验发现，所有变量的单位根都小于1，即都在单位圆内，所以模型是平稳的，可以进行相关的脉冲响应函数分析。
选取VAR模型变量滞后阶数一般采用AIC和SC原则，通过表3可知，AIC和SC准则选取的最佳滞后阶数都为3，因此本文选取的滞后阶数为3。
（四）广义脉冲响应分析
在实际应用中，VAR模型是一种非理性模型，所以，在VAR模型分析中，当一个误差变化或者受到某种冲击时对系统的动态影响，我们称这种分析法为脉冲响应函数分析法。脉冲响应函数衡量来自随机干扰项的一个标准冲击对内生变量当前和未来取值的影响。本文着重分析了环境污染对第一产业的影响，以及第二产业对环境的影响状况，具体如图1、图2所示。
首先我们观测的是第一产业对环境污染的响应情况及其响应路径，如图1所示，受到环境污染一个标准差的随机新息冲击后，第一产业首先产生了负效应，并在第3期负效应达到最大化，之后随着时期的发展，虽然呈现出一定细微程度的波动，但一直保持这种负效应。
其次，研究环境随着第三产业的响应情况和响应路径，如图2所示，环境受到第二产业一个标准差的随机新息冲击后，在1-10期之间出现了正负效应交替出现的状况，且波动比较剧烈，在第2期达到最大正效应，在第7期达到最大负效应。
四、面板门槛模型设定与估计方法
（一）指标的选取与说明
1.环境污染综合指数的确定
（1）变量的选取
度量环境污染水平的指标有很多，但是一个变量只能反映污染现象在某一方面的数量特征，为了能够较全面反映环境污染同经济增长之间的关系，我们构造了环境污染综合指数。
环境污染水平的度量指标可大致归为两类：污染物排放总量指标与污染物排放强度指标，鉴于本文主要目的是考察在城镇化视角下，经济增长对环境污染总体水平的影响，此处采用排放总量指标对环境污染综合指数进行度量。同时，由于反映污染物的指标有空气质量指标、水质量指标和其它环境指标，且构成环境威胁的污染源主要来自工业生产，另外，考虑到部分指标数据统计年份较晚，存在数据缺失等问题，因此，本文选取1991―2010年工业废水排放量（万吨）、工业烟尘排放量（万吨）、工业废气排放量（亿标立方米）、工业二氧化硫排放量（万吨）、工业粉尘排放量（万吨）和工业固体废物排放量（万吨）六个指标来测度我国历年各省、市、直辖市的环境污染综合指数。其中，各污染物指标原始数据均来自于《中经网统计数据库》。
政治发展的经济分析范文2
关键词：FDI；经济发展；协整检验；误差修正模型；Granger因果检验
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1003-9031(2008)06-0017-05
改革开放以来，苏州经济保持了快速稳定的增长，2007年苏州全年实现GDP仅次于上海、广州、北京；全社会固定资产投资仅次于上海；进出口总额突破1000亿美元大关，仅次于深圳；全部工业产值达到11320.77亿元，仅次于上海；实际吸引外资规模则超过上海、深圳，居全国各城市之首 。对于一个人口近700万的地级市而言，苏州的经济发展的确是一个奇迹，这在很大程度上归功于“对外开放”的政策，尤其是外国资本的进入。本文将使用实证分析方法，针对苏州利用外资的现状，以及外资对苏州经济发展的贡献等问题进行一个客观的、实证的学术评价。
一、文献回顾
Stelan(1992)经过实证分析指出，在开放经济条件下，要素禀赋不占优势的国家(地区)或企业可以通过国际要素的引进和聚集实现经济的快速增长。[1]Caves(1974)[2]对澳大利亚、Globerman(1979)[3]对加拿大、Blomstrom等(1983)[4]对墨西哥的研究均发现FDI对东道国的生产率具有推动作用。Reis(2001)的研究进一步发现，FDI分别从正反两个方向影响东道国的经济发展，一方面FDI通过创造性投资降低了东道国的创新成本，促进了经济发展；另一方面，FDI同时产生了使东道国自身投资者的投资盈利能力下降以及其自身投资者不再进行未来投资的“创造性破坏效应”，FDI对东道国的总体影响取决于两种效应的对比。[5]Gupta和Islam(1975)通过对发展中国家时间序列和横截面序列相结合进行研究的方法，考察了1950-1973年发展中国家的直接投资对经济增长的影响，结果发现外国直接投资对经济增长没有明显的作用。[6]Gantwell(1989)对欧洲国家、Haddad等(1991)对摩洛哥制造业以及Aitken等(1991、1992)对委内瑞拉制造业的研究则发现FDI对东道国的生产率提高没有起到推动作用。[7]
国内学者关于外资对经济增长的贡献的实证分析比较多。东朝晖、靳向兰(1998)运用1979-1997年间的样本，在总量基础上用回归方法计算外资对中国经济增长、出口、外汇储备和就业的影响，得出的结论基本上是积极的，外资对中国经济的上述各个方面都有正向影响。[8]沈坤荣(1999)利用多元滞后分布模型对1979-1999年的经济数据进行了经济计量检验，发现外商直接投资对我国经济增长具有显著的拉动效应，包括短期的需求效应和长期的供给效应。[9]任永菊、张岩贵(2003)以阿尔佛罗模型为基础，对我国金融市场如何影响FDI，对我国经济增长的贡献做了综合性计量分析，发现我国的FDI净效应为正，说明FDI对我国经济增长贡献起了一种推动作用。[10]江锦凡(2004)的理论分析和实证分析表明，FDI在中国经济增长中存在资本效应和外溢效应，并就FDI的资本效应和外溢效应的形成机制作出了合理解释。[11]
国内学者的实证研究中，有两点不足。一是使用的模型较为简单，大多采用简单的一元线性回归，即以GDP为被解释变量，以FDI为解释变量进行回归，一般得出较好的拟合结果，采用这种简单模型的不足之处在于可能存在模型设定错误而导致“伪回归”。二是采用的数据资料一般是从1978年开始的，但是1990年以前我国利用外国直接投资占国内生产总值的比重还不到1%，外国直接投资对经济增长的影响力度比较弱，再加上改革开放初，我国的统计指标、统计方法很不完善。此外，国内学者的研究主要集中于FDI与我国经济发展的关系，由于中国幅员辽阔，各个省市之间在吸引FDI和经济发展方面有很大差异。因此，本文以苏州为研究对象，结合1993年到2007年的有关数据，应用协整方法和误差修正模型，就改革开放以来FDI与苏州经济发展之间的长期均衡关系以及相应的短期偏离调整机制进行实证分析。
二、实证分析
(一)变量的定义和数据的选取
本文的样本区间设定为1993年至2007年，以苏州市实际利用外商直接投资额度量FDI流入量，以国内生产总值(GDP)、人均收入(INCOME)来衡量经济发展水平，采用《苏州统计年鉴》历年数据，对苏州市1993-2007年的国内生产总值、人均收入和实际利用外资额等时间序列进行经济计量实证分析。为消除原有数据中可能存在的异方差，对FDI、GDP、INCOME取自然对数(取自然对数后将更容易得到平稳数据，且不会改变原数据的性质和相关关系)。变量的对数形式表示为LnFDI、LnGDP、LnINCOME。本文所有计量都是在Eviews4基础上完成的。
(二)时间系列的平稳性ADF检验
在经济模型中非平稳时间序列之间经常会发生伪回归现象而造成结论无效，因此，在对经济变量的时间序列进行回归分析之前，首先要进行ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验，以判别序列的平稳性，只有平稳的时间序列才能进行回归分析。若时间序列数据非平稳且同阶单整，就可以进一步进行协整分析，以确定时间序列变量之间是否存在某种长期稳定的关系。对LnFDI、LnGDP、LnINCOME分别进行ADF单位根检验，结果见表1。
由表1可知，LnFDI、LnGDP、LnINCOME的ADF检验统计值在5%的显著性水平下都大于ADF临界值，均不能拒绝存在单位根的假设，未能通过平稳性检验。而一阶差分后各变量ADF检验统计值在5%的显著性水平下都小于ADF临界值，拒绝了存在单位根的假设，表明这些变量是一阶差分平稳的，即都是I(1)序列。于是可以进一步检验变量之间的协整关系。
(三)协整分析
根据协整理论，如果两个非平稳的时间序列满足同阶单整，而且之间存在协整关系，则这两个非平稳时间序列之间就存在长期稳定的关系，从而可以有效避免伪回归问题。所以，对于经过平稳性检验后确定是非平稳的时间序列来说，要进行协整检验分析它们之间的协整关系。
关于协整分析的研究已经发展成了两种主要的方法：一是Engle和Granger(1987)提出的基于协整回归残差的ADF检验；二是Johansen(1988)和Juselius(1990)提出的基于VAR的协整系统检验，通过建立基于最大特征值的轨迹统计量来判别变量之间的协整关系。本文采用Johansen提出的方法来检验变量之间的协整关系，通过建立基于最大特征值的轨迹统计量来判别LnFDI与LnGDP、LnFDI与LnINCOME之间的协整关系。在确定协整检验形式时是以赤池信息准则(AIC)和施瓦兹准则(SC)最小化为标准，滞后阶数为2阶。其结果见表2：
由表2可以看出，轨迹统计量检验和最大特征值检验都表明在1%和5%的显著性水平上，LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME之间存在一个协整关系，LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME之间存在着某种长期均衡关系。因此可以根据Granger表示定理引入误差修正模型。
(四)误差修正模型
协整反映的是变量间的长期均衡关系，如果出于某种原因短期出现了偏离均衡的现象(计量表现为一定的误差)，则必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。由协整检验可知，苏州市历年实际利用外商直接投资额和国内生产总值(GDP)、人均收入(INCOME)之间存在协整关系，且协整关系的估计式分别为：
LnGDPt=?1+a1LnFDIt
LnINCOMEt=?2+a2LnFDIt
定义非均衡误差：e1t=LnGDPt-LnGDPt，e2t=LnINCOMEt-LnINCOMEt，当期LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME处于均衡状态时，e1t、e2t为0；LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME处于非均衡状态时，e1t、e2t不等于0，后期将予以调整，使之趋于均衡。因此存在描述受FDI影响的GDP和人均收入由短期偏离向长期均衡调整的误差修正模型。
利用Eviews4软件得到向量误差修正模型估计的结果如下：
LnGDP=0.366112ecm1-0.392450LnGDP-1
(4.10799) (-0.72327)
+0.682885LnGDP-2+0.222574LnFDI-1
(2.25318)(3.09009)
+0.052188LnFDI-2 +0.014022
(1.46023) (0.28981)
ecm1= LnGDP-1-0.0473805LnFDI-1-9.314429
(-4.51595)
R2=0.944271 R2=0.888543AIC=-3.619029
SC=-3.401995
LnINCOME=0.020569ecm2+0.079797LnINCOME-1
(0.11552) (0.16675)
-0.025842LnINCOME-2
(-0.07220)
+0.056972LnFDI-1
(2.42677)
+0.060923LnFDI-2+0.087660
(1.74085) (1.37624)
ecm2= LnINCOME-1-0.524393LnFDI-1-1.241344
(-6.28878)
R2=0.862760 R2=0.725520 AIC=-3.211244
SC=-3.054210
在误差修正模型中，协整关系对GDP的增长起到了反向修正作用，当GDP小于FDI的约束均衡(即ecm1
(五)格兰杰因果关系检验
解释变量与被解释变量相关较高，并不意味着它们之间存在因果关系的可能性就大，充其量只是说明二者之间的依存性较高。确定两个经济变量之间是否存在因果关系，是经济研究的一个重要目标。Granger(1969)对变量之间的因果关系做了定义，并提出具体的检验步骤。本文利用Eviews4软件对苏州市历年实际利用外商直接投资额和国内生产总值(GDP)、人均收入(INCOME)之间的因果关系进行单向检验，检验过程中选择的滞后期长度为2，其结果见表3：
对于每一个假设，系统都给出了相应的F统计量值和大于此值的概率；如果F值较大、P值较小，则拒绝原假设，认为一个变量是另一个变量变化的原因。由表4检验结果可以看出，LnFDI和LnGDP之间存在着互为因果的反馈关系，LnFDI和LnINCOME也存在着互为因果的反馈关系。
三、研究结论与政策建议
从以上的计量模型分析结果我们不难得出以下结论：苏州市历年实际利用外商直接投资额和国内生产总值(GDP)、人均收入(INCOME)之间存在着互为因果的反馈关系。一方面，FDI的增长对苏州经济发展具有显着的带动效应。外商直接投资企业自身进出口额不断增加，其占苏州对外贸易的比例也不断提高，推动了苏州国内生产总值的增加；外商直接投资的增加，随之带来管理效仿、技术扩散和竞争压力引发的效率提高，提高了苏州人民的收入水平。另一方面，苏州经济的发展对吸引外商直接投资也有相当的促进作用。宏观方面，国内生产总值的增长往往隐含着该地区在制度安排、市场结构、基础设施等一系列投资环境上的改善，这种改善成为外商直接投资的引力；微观方面，人均收入的增加，必然带来教育培训等相关消费增加，增加了劳动者的劳动技能，提高了劳动生产率，大量的熟练产业工人和管理人员的存在也吸引了跨国公司(外商直接投资主体)在苏州更多的投资。
在苏州外向型经济发展的过程中也出现以下问题：苏州引进外资多，GDP增长快，但人均收入与GDP大不相称，增幅远远低于GDP增幅，老百姓从引进外资和经济增长中得益不多，甚至变得相对贫困，例如苏州人均GDP超过上海，但人均收入只有上海一半；通常人均GDP与人均可支配收入的关系大致是后者为前者的75%，而苏州去年人均可支配收入只有16351元，只占人均GDP的25%，差距悬殊，居民可支配收入增长远低于经济增长。人均GDP和人均可支配收入两者之间所存在的巨大差距，突出地反映了目前苏州以工业生产来拉动GDP增长的粗放式经济增长，使得经济快速增长难以转化为居民的实际收入增长。同时，对人均可支配收入与人均消费性支出进行比较也可发现，居民的大部分收入都用于消费性支出了。从这个角度看，尽管居民的可支配收入在增加，但生活成本的快速增加，部分地抵消了可支配收入的增长。
尽管存在一些有待解决的问题，外商直接投资对苏州经济发展的促进作用却是不容否认的。政府除了做成熟市场经济下政府应该做的事，还通过制订非常明确的发展规划和发展战略来引导投资者进入，积极参与引导外部资源尤其是企业家资源的进入(所谓“招商引资”或“招商选资”)。苏州外向型经济的发展有其得天独厚的外部条件，也有其谋求发展的强劲内在要求，两者共同造就了今日苏州经济的辉煌。当然，像苏州这样的地区在引进外资达到一定程度以后，要及时实行转型，引资方式上要从以资金换市场向以技术换市场转变，在引进资本的同时引进先进技术，带动本地产业升级。同时，项目引进上要从引进生产型项目向引进生产与服务结合型项目转变，在发挥原有优势的同时，带动本地经济结构的调整和完善，以利于在国内生产总值增长的同时，更快地促进居民收入的增长。
参考文献：
[1]罗长远.FDI经济学：东道国的视角[J].世界经济文汇，2004，(3).
[2]Caves R.E；Multinational Firms，competition，and Productivity in Host-country Markets [M].Economic，New Series；1974.
[3]Steven Globerman，2004. "-E-Business And Global SourcingInferences From Securities Exchanges ，"International Trade 0404006，EconWPA.
[4] Blomstrom，M，and Wolff；Multinational Corporations and Productivity Convergence in Mexico [M].NBER working paper No 3141；1994.
[5] R.Reis.2001."Sticky Information Versus Sticky Prices：A Proposal to Replace the New Keynesian Phillips Curve." McGrattan，E. R. 2001.
[6]胡日东.外商直接投资与中国经济增长关系再检验[J].宏观经济研究，2007，(7).
[7]于军威.FDI对东道国产业结构和产业组织的影响研究综述[J].湖南社会科学，2005，(2).
[8]东朝晖，靳向兰.外商投资对中国经济建设的影响[J].数量经济技术经济研究，1998，(5).
[9]沈坤荣经.济发展阶段与增长方式转变[J].数量经济技术经济研究，1999，(9).
[10]任永菊，张岩贵.外国直接投资和金融深化之间关系的实证分析[J]世界经济文汇，2003，(5).
[11]江锦凡.外国直接投资在中国经济增长中的作用机制[J].世界经济，2004，(1).
Empirical Analysis on Influence of Foreign Direct Investment to Development of Suzhou Economy
ZHANG Yi-Yun
(Suzhou Institute of Industrial Technology，Suzhou 215000，China)
Abstract：Based on Co-integration analysis，by using error correction model and Granger causality，the article has proceeded an analysis of the relationship between FDI and economic development of Suzhou during 1993-2007，focusing on the impact of FDI，GDP and per capita income on the.economic development in Suzhou.The results show that FDI has an acceleration on the economic development in Suzhou，At last the article gives some advices on FDI and economic development in Suzhou.
政治发展的经济分析范文3
关键词：丝绸之路经济带；区域经济；灰色关联度
一、评价区域经济发展实力的指标选择
人类社会始终围绕着经济活动在活动，而经济活动需要在地理区域内进行的，这样就形成了经济区域。区域经济发展实力可以从四个方面表现：（1）经济发展水平，主要从地区GDP、人均GDP、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入四个指标分析；（2）经济结构，分析一产、二产、三产占地区GDP的比重；（3）经济发展活力，有经济上有发展活力，地区才能健康运行。本文选取公路客运量和公路货运量两个指标进行分析；（4）经济发展潜力。地区经济的发展潜力是一个抽象的概念，要f明这种潜力，可以从地方财政科学技术支出、规模以上工业企业R&D经费入手，对这两个指标的投入大小可以看出地区经济未来的发展潜力，同时也说明了地区经济发展实力。因此，评价地区经济发展实力就要比较地区在这四个方面的优劣。
二、丝绸之路经济带区域经济发展现状
1.经济发展水平现状分析
作为最能衡量一个地区经济发展实力的地区生产总值，可以看出地区经济发展程度。四川省GDP值2005年是7385.1亿元，但到了2014年发展成了28536.66亿元。增长了3.86倍，年均增长了16%。紧随其后的陕西省，其GDP值从2005年的3933.72亿元发展到2014年的17689.94亿元，年均增长了19%，经济总量扩大了4.5倍。陕西经济具有资源丰富、前景广阔、基础坚实等有利条件，西部大开发，为陕西经济保持平稳较快增长奠定了坚实基础，这可以看出陕西省的经济发展后劲很足。
广西因东盟博览会永久落户南宁、北部湾经济发展区上升为国家战略后，带来的经济优势是经济增长速度上了又一个台阶，显现出巨大的经济发展潜力。2005年的GDP是3984.1亿元，2014年的GDP是15672.89亿元，从经济总量上扩大了3.93倍，年均增长了17%。除了这三个省区以外，其他地区的GDP曲线相对平缓，特别是青海，涨幅很低。
2.经济结构现状分析
为了说明我国参与丝绸之路经济带的九个地区的经济结构发展状况，本文根据2014年的第一产业、第二产业、第三产业各自占GDP的比重数据进行分析，在第一产业总产值占GDP比重中，新疆最大0.1659、重庆最小0.0744；在第二产业总产值占GDP比重中，陕西最大0.5414、新疆最小0.4258，而在第三产业总产值占GDP比重中，重庆最大0.4678、陕西最小0.3701。导致这种局面的关键因素是地区所处的地理位置。
3.经济发展活力现状分析
四川省的公路客运量、货运量一直处于九个地区最高水平，其中，2012年分别达到最大水平为266338万人、158396万吨；重庆市，在2012年公路客运量达到最大值152249万人；广西在2012年公路货运量达到最大135112万吨。
4.经济发展现状分析
在地方财政科技支出指标中，四川省投入的数额水平最高，由2007年的20.78亿元，增加到2014年的81.76亿元，增大了3.9倍；其次就是广西，2007年投入额为13.19亿元，到了2014年达到了59.93亿元，增大了4.5倍；其他地区的涨幅度比较平缓。
在R&D经费指标中，四川省也同样投入力度最大，2011年到2014增大了1.9倍；陕西和重庆的投入接近，2011年投入分别是陕西966768万元、重庆943975万元，2014年投入分别是陕西1606946万元、1664720万元。
三、丝绸之路经济带下区域经济发展实力评价
我国东西部的地域差距的局面短期内不会消除，相信通过丝绸之路经济带战略，将会改善这种不平衡。通过分析参与经济带战略的九个省份的经济发展实力的因素，利用灰色关联度对全国31个省市的各指标平均值组成参考序列（母序列），其余地区组成比较省市，重点研究西部九个地区的经济发展实力。首先，求各个省市11项指标的均值；用各个指标原始数据除以各自的均值；将均值化的参考序列数据减去均值化后的各个比较序列，再对差值求绝对值，并找到绝对差值的两级最大值和两级最小值；根据灰色关联系数的公式求灰色关联系数（取ρ=0.5）；最后对灰色关联系数进行加权处理，得到关联度ri，并进行排序，从结果来看，九个地区的经济实力排名依次是四川省、陕西省、重庆市、广西、甘肃省、云南省、新疆、宁夏、青海省。
1.四川省的经济发展实力在九个地区中最大
四川省在经济发展水平、经济结构和发展活力方面都表现最佳。四川省分别突破了地区GDP、公路客运量、公路货运量、第一、二产业总产值占GDP比重这五项指标的平均水平，位居西部第一。2014年，四川在规模以上工业企业R&D经费投入了1960112万元，可以看出，四川想要朝着更高的经济实力迈进，未来四川省的发展将会备受瞩目。
2.陕西省的经济发展实力在九个地区中位居第二
陕西分别突破了公路客运量、公路货运量、第二产业总产值占GDP比重这三项指标的平均水平。在经济发展实力的4个方面虽然不如四川省的表现，但是陕西的经济增长潜力很大，后劲很足。陕西的灰色关联度排名16，为0.9756，经济综合发展潜力很强，这与多方面因素有关。首先，陕西交通基础设施网络化和现代化水平不断提升，城市基础设施建设不断完善。但陕西省的重点地区交通基础设施则仍然表现出不足的现状。其次，陕西煤炭储量全国排名第三位，矿产资源储量丰富，未来发展前景不可估量。从宏观政策环境来看，国家已将单位GDP的CO2排放量作为约束性指标纳入国民经济和社会发展中长期规划，并在全国开展低碳城市试点工作，陕西天然气储量很大，这在客观上将成为助推陕西天然气产业发展的有力引擎。
3.其余七个地区的经济发展实力相对一致
剩下的七个地区，经济发展实力整体差距不大，灰色关联度排位分别是重庆18、广西23、甘肃24、云南25、新疆26、宁夏28、青海30。这七个地区中，重庆市的经济发展实力相对来说比较好一些，它的11个经济指标都很乐观。2014年，重庆市的GDP值为14262.6亿元，城镇居民人均可支配收入达到了25147.23元，公路客运量高于全国平均水平为63630万人。而广西的2014年GDP值达到了15672.89亿元，广西一直在追赶陕西经济。
四、推动丝绸之路经济带区域经济发展实力的建议
通过分析可以看到九个参与丝绸之路经济带的省市经济发展实力表现不错，潜力很大。所以通过寻找和探索出可行的发展路线，争取在丝绸之路经济带建设中提升我国经济大国的地位。
1.始终重视发展教育和科技投入
作为西部省份，更是应该瞄准教育、科技。政府的财政政策也应该成为带动地区经济发展的源动力，增加人力资本，增加基础设施投资和增加研究与开发投资的政策措施。
2.重视特色产业培育
要从优势互补、错位发展的思路入手，不断调整优化本地区的产业结构，达到一定程度的产业竞争力，进而扩大市场占有率。凭借地区优势，发展信息、新材料、新能源等高新技术产业，形成具有自身特色的高新技术产业基地、出口基地。加强省际间、国际间要深度合作，推动跨区域合作模式的建设，扩大和聚集产业规模，重视承载能力的提升，努力形成新的经济增长点。
3.加强民间交流与合作
只有不断的交流、不断的碰撞才能产生意外地收获。在旅游方面，加强合作交流，扩展旅游规模，共同打造带有丝绸之路特色的国际间实惠又精致的旅游线路和特色产品。特别是在科技上，加强科技合作，鼓励科技人员之间进行科技交流，合作开展重大科技攻关，为科技创新提供新的思路。要不断利用网络社交平台，充分发挥新媒体的便捷特性，形成和谐友好的文化生态和舆论环境。
参考文献：
政治发展的经济分析范文4
Abstract:“35” the plan summary developed to the county territory economic society proposed the new request, the important spot was the policy formulation must favor the livelihood of the people, rejection only GDP theory, promotion society harmonious sustainable development. The happy index because of its substantive characteristics, may the policy formulation which develops to the county territory economic society give the instruction from the subjective and objective aspect.
关键词：幸福指数 县域经济 社会发展
Key word:The happy index county territory economic society develops
“十二五”时期是全面建设小康社会的关键时期，是深化改革开放、加快转变经济发展方式的攻坚时期，县域经济社会发展也进入了一个新的阶段。从各地编制的“十二五”发展规划纲要来看，幸福指数被频繁提及。幸福指数为什么在“十二五”开篇之际被广泛重视，它对县域经济社会发展的政策指导性意义到底有哪些是本文要着重分析的问题。
一、 幸福指数在我国的应用
幸福指数概念起源于30多年前，最早由不丹国王提出并付诸实践。幸福指数虽然由来已久，但是在我国的探索及应用也就大约10年的时间。十六届三中全会提出以人为本、全面协调可持续的科学发展观，全面贯彻落实“科学发展观”就有必要从理论上研究幸福指数以及在实际工作中提高国民幸福水平。我国县域经济社会的发展都是以GDP指标为中心的，很少有县级领导重视幸福指数，而“十二五”规划纲要里明确提出了有关结构战略性调整和加快经济发展方式转变，建设创新型社会，保障改善民生，创建资源节约型和环境友好型社会等方面的具体目标，幸福指数因其本质特征必会在县域经济社会发展的政策层面提供指导。
二、 幸福指数简析
幸福指数包含客观指标和主观指标，其中客观指标有人均GDP、失业率、通货膨胀率等。主观指标包括个性因素，如人际关系感知、精神健康等；公众对整个社会的满意度就是幸福指数对经济社会发展的主观考察。幸福指数与GDP的一个重要区别在于，它能从县域经济社会发展的主客观给予双重衡量，以人为本，摒弃了唯GDP论。经济水平的迅速提高不代表社会的全面发展，在一些县域，尤其是全国百强县的民众，越来越希望得到物质与精神的双丰收。幸福指数顺从民意，给政府政策的制定提供了导向。
三、 幸福指数对县域经济社会发展的政策指导
（一） 强调幸福指数要求县域经济社会发展加快转变发展方式和调整产业结构。
公众对生活环境和工作条件的关注随着收入水平的提高也变得越来越强，甚至可以牺牲部分收入来换取更优的生活和工作空间。但县域经济社会发展要么局限于能源依赖，走吃老本之路；要么过分强调项目拉动，只求数量不求质量；要么坐享“土地财政”带来的收益，不去优化配置资源。城镇化的盲目突进，工业对农业的侵入，第三产业得不到重视等众多问题越来越呼唤新的发展思路，新的政府绩效考核指标。幸福指数强调经济水平提高的同时，更重视经济与社会，尤其是个体的发展质量，这就要求转变经济发展方式。政府争取的项目应是环境友好型、科技创新型、民意导向型的，同时要扩大服务业、金融业等第三产业在县域经济规模中的比重，保持农业最基础产业的地位。县域发展应立足本地，战略取舍，实现人与环境的和谐共处，提高社会可持续发展能力。
（二） 强调幸福指数会引导政策更多的倾向民生。
“十二五”规划纲要提出将保障和改善民生作为经济社会发展的根本出发点和落脚点，这与幸福指数关注民众对社会的主客观评价一致。幸福指数从个体的主观感受出发，强调就业条件、健康状况和社会关系和谐。从保障和改善民生出发，就要求政府制定政策时敢于挑战利益面，寻找新思路，开拓新局面。国家对县域经济社会发展的考核，应落脚于民众对生存环境的主客观评价，只有这样的政策才是得民心顺民意的。
（三） 强调幸福指数需关注县域经济社会发展的核心竞争力培育。
幸福指数不是概而全的，民众对自己生活工作的区域有特殊感情，表现为依赖、引以为豪等。如果县域经济社会发展的模式、路径和结果都趋同，那么就失去了幸福感的特殊性。而幸福感的特殊性必须以社会发展特殊性为载体，从这个角度出发，如能培育好县域经济社会发展的核心竞争力，那么民众对于外界的幸福感会特别强烈，甚至在执政者意料之外。县域经济社会发展可首先选定主攻方向，立足本地实际。关键是让地方领导干部、民众参与其中，享受核心发展所带来的物质精神成果。可以预见的是，科技发展之路、精神文化发展之路等模式将越来越受执政者的欢迎，这些路径有一个共同的现实特征，那就是都在加大第三产业的投资和发展力度。
（四） 强调幸福指数必须关注三农问题。
政治发展的经济分析范文5
关键词：个体私营经济；金融支持；协整性
一、引言
经济增长与金融发展一直是理论界研究的重点，相关的实证分析也得出了时效性很强的结论。目前主要关注与国别或者区域范围内的金融发展与经济增长之间的关系，而对于省区内个体私营经济增长与金融发展的相关研究较少。甘肃处于西部地区，其金融发展状况以及个体私营经济发展都具有一定的特点，以此做样本进行实证分析比较具有代表性。本文首次将经济增长与金融发展的理论研究框架应用到甘肃个体私营经济与金融发展的相互关系研究上，采用1990～2006年的数据进行了实证分析。
二、实证分析
（一）研究方法
本文主要利用格兰杰因果检验法检验金融发展对个体私营经济增长关系的方向。检验甘肃金融发展是否是经济增长的原因，可以构造格兰杰因果检验模型。为了揭示甘肃个体私营经济发展与金融支持的相互关系，本文运用协整理论证明了变量之间存在一种长期稳定的均衡关系。在协整的基础上，进行格兰杰因果关系检验变量之间关系的方向。本文各种检验均在Eview3.1中进行。
（二）指标选取
根据现有资料及相关计量模型结论，为反映甘肃地区个体私营经济与金融支持的关系，本文选取以下指标：反映个体私营经济发展的指标：国内生产总值（GDP）；个体私营经济生产总值（GS）。反映金融支持的指标：金融机构贷款（DK），包括国家银行和地方金融机构当年的贷款；金融机构对个体私营经济的贷款（GSDK）；地方性金融机构对个体私营经济的贷款（DFDK）。
（三）数据及其初步处理
从表1可看出，自1990年以来甘肃包括个体私营经济在内的整个社会经济持续发展，金融资产也相应大幅增长。
（四）金融发展与经济增长的协整性研究
为了消除单位和趋势的影响，对所有变量取自然对数。由于经济时间序列数据，尤其是宏观经济数据，常常出现明显的时间趋势。为了解决这一问题，我们采用增广的Augmented Dickey-Fuller检验法，即ADF法进行单位根检验。检验结果为：所有变量的一阶差分的检验值都小于临界值。因此，水平时间序列是非平稳的，而一阶差分是平稳的，符合单位根的定义，可以认为是典型的一阶单整序列。本文采用Engle和Granger两步法检验反映经济增长与个体私营经济增长的变量和金融发展与地方金融支持的变量两两之间的协整关系。
对回归方程残差的ADF检验表明：甘肃经济增长与个体私营经济发展存在协整关系，检验值-4.11966小于临界值-3.0989，同时方程也通过了F检验和DW检验，说明个体私营经济的发展和甘肃经济增长存在长期稳定的正向关系；甘肃经济增长与金融机构贷款之间存在相似的协整关系，检验值-3.57556小于临界值-3.17535，说明地方金融发展与地方经济增长正相关；甘肃经济发展与金融企业给个体私营的贷款也存在长期稳定的正向关系，表明个体私营经济也需要金融支持；甘肃经济发展与地方金融机构给个体私营经济的贷款同样存在长期稳定的协整关系，地方金融机构支持是个体私营经济发展的原因之一。
（五）经济发展与金融支持的因果关系检验
协整检验的主要目的是为了证明变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种变量之间的关系是否构成因果关系还需进一步的验证。在本文的分析中主要采用Granger因果关系检验。
从表3中可以看出，在5%显著性水平上：甘肃的经济增长与个体私营经济的发展存在单向的因果关系，即个体私营的发展是甘肃经济增长的原因，个体私营的壮大促进甘肃经济的发展，这是不争的事实；金融支持也是甘肃经济增长的原因，但经济增长不是金融机构贷款总量增大的原因，这是因为金融企业的资金是全国性资源配置，其资金来源并不只限于所在市，可以通过调动其他地方的金融资源支持当地经济的发展；地方性金融机构对个体私营经济的金融支持是个体私营经济发展的原因，但个体私营经济并不是地方金融机构发展的原因；个体私营经济发展与金融支持存在双向的因果关系：对个体私营经济的金融支持是个体私营经济发展的原因，个体私营经济的发展离不开银行融资的支持，随着个体私营经济的深入发展其融资需求将愈加强烈。同时，以地方金融资源如存款、贷款为生存之本的金融机构也随着个体私营经济的发展而逐步壮大，从而形成个体私营经济发展与金融支持相互促进的良性循环。
三、结论
本文通过协整理论和格兰杰因果关系检验，对甘肃个体私营经济与金融支持的相关关系进行了实证分析得出的主要结论是：
（一）金融机构的金融支持与经济存在双向关系
经济发展使金融机构的资金来源相应增加，经营效率与质量就会得到改善。反过来，金融机构对经济提供优质、高效的金融支持，也会给经济注入“第一推动力”和持续动力，促进经济的发展。
（二）地方金融机构的金融支持与地区经济存在单向因果关系
地方金融机构促进地区经济的发展，相反，地区经济增长对地方金融机构的支持作用并没有显著地表现出来。地区经济增长对促进地方金融机构发展作用的微弱，可能来自于两个原因：一是金融资源供给的水平低；二是地方金融机构的不合理。结合理论分析其原因在于：
1、甘肃经济总体发展水平比较偏低，特别是一些企业的破产兼并比例比较高，对银行资产的影响较大，对个体私营经济贷款形成的不良资产比重影响了地方金融机构整体资产质量。
2、甘肃金融机构体系的构成不尽合理。目前，甘肃银行类金融机构除了四大国有银行及国家政策性银行之外，甘肃至今尚无一家区域性银行，也没有一家外资金融机构。金融机构的地区分布不尽合理。诸多金融机构主要集中于兰州，除了四家国有银行和交通银行之外，其他商业银行在兰州之外均没有设立分支机构，这严重影响了地方金融机构的服务范围和对地方经济的支持力度。
四、政策性建议
（一）发展地区性的民营金融机构
降低区域性中小商业银行及非国有银行金融机构的准入门槛，鼓励境外合格机构投资者参股，大力引进股份制商业银行和外资银行。鼓励非国有银行在兰州之外设立分支机构，以形成金融机构在甘肃地区的合理分布，扩大其服务范围；
（二）完善信用保证机制
发展和完善多种形式的贷款担保机构，探索建立贷款保险制度。通过设立贷款保险机构，可分散或适当转移风险，有利于增强商业银行贷款积极性。
（三）加快对信贷管理体制的改革步伐
改进贷款决策程序，建立适合个体私营经济的信贷审批机制。要积极促进国有商业银行研究个体私营经济的资金需求特点，积极改善贷款方式，对那些产权明晰、经营效益好、守信用的优质客户，除传统贷款方式外，还应发放部分信用贷款，努力满足个体私营经济合理的信贷需求。
参考文献：
1、褚保金,张茹.常熟民营金融与民营经济互动效应分析[J].上海金融，2006(3).
2、张兴军,杨桂元.安徽省金融发展与经济增长的因果关系检验[J].统计与信息论坛,2005(4).
3、徐璋勇,封妮娜.陕西关中地区金融发展与经济增长关系的实证分析[J].西北大学学报,2006(l).
政治发展的经济分析范文6
关键词：法律的经济分析方法 法律评判
随着现代社会经济的不断发展，对法律经济分析方法提出了更高要求。传统的经济方法不再使用适用于当前的经济管理需求，法律作为约束各类行为的有效方式，需要发挥其强有力的经济分析价值，促进经济的快速发展。文章将基于法律的经济分析方法进行评判，提出一些相关观点与思考，希望能够对法律经济的相关分析活动产生一定的借鉴意义。
一、法律的经济方法发展
相较于传统的法学内容而言，经济分析方法具有数量分析方式等方面的区别，针对于法律经济分析的法学家，主要是为了追求法律解析的相同性特点。基于传统的法学理论而言，法律的研究活动主要具有逻辑性、正义性以及权力性特点，需要秉持着良好的态度，更好的对法律经济进行深入分析。
法律的经济分析方法属于微观经济学中的相关内容，在使用的过程中需要明确经济分析的重点与经济分析的前提，明确价值判断的基础以及相关的价值判断依据等等。相关法律经济研究学者指出，法律的经济分析过程中，需要特别关注其中的效率，并将其作为法律经济分析的重要基础。这种观点的实际价值，需要基于大量的实践研究进行深入分析。
基于法律经济分析的自身而言，在参与各项法律经济分析活动中，先需要明确法律分析的具体方向。相较于美国、德国等发达国家，我国开展法律经济分析方法的时间相对较短，相关理论研究与实践研究活动相对比较匮乏，进而直接影响了法律的经济分析方法开展效果。在当前的法律经济分析过程中，对相关效率内容的重视程度明显不足。基于的经济决定论可以看出，经济分析的方式中，效率会直接影响法律的整体价值，故而在实际的管理过程中，仍然需要明确认识到法律分析中效率的重要意义。
经济学的特点不但表现在研究成绩实质等方面，还表现在法律分析中的方方面面中，能够通过法律分析活动，展现其技术性特点与细致性特点，这是传统的法律方式所难以代替的。人们通常喜欢借助法律来表达一件事情的公正性与正义性，故而在实际的法律经济分析中，也具有操作性、适用性的特点。但是由于实际法律经济分析过程中会受到各类因素的影响，故而法律经济分析方法也会具有局限性的特点。
在现代快速发展的时代背景下，需要在坚持社会主义核心思想与法律正义的观念中，充分发挥法律的经济分析方法使用价值，营造良好的市场发展环境，发挥法律的公正性价值，促进社会的和谐、稳定与长远发展。
二、法律的经济分析方法与经济分析方式的对比
法律的经济分析方法，主要是基于经济学的核心假设而展开，即为“人是自利的理性最大化者”。这种假设的思想，代表着以波斯纳等人的经济思想。经济学研究学者沈宗灵认为，波斯纳尽管注重对法律的经济分析，但是实际分析中却应用了较多的经济血概念与术语，故而整体学说中的思想假设，具有一定的自我利益性特点，是基于历史唯心主义思想而展开的，将思想动力作为社会历史发展的重要力量或者是说的影响性力量。波纳斯的思想理论出发点与的历史唯物主义思想存在着一定的差异，不符合当前经济历史发展的动向，故而实际应用价值也难以得到凸显。基于法律经济分析方法与经济分析方法的对比，可以从两个方面进行分析。
首先，的经济分析方法与法律的经济分析方法之间，存在着较大的差异。马克思注意的经济学思想理论观点中，比较注重经济变化与经济生活中，与经济发展机制之间的相互关联，思想理论具有一定的宏观性特点，注重基于整体进行综合分析。但是法律的经济分析方式，则主要是基于细节进行讨论，具有微观性特点，并且将微观经济学视为主要的经济分析方式。的思想核心，主要是对人类社会的整体认识，是基于柏拉图、黑格尔等思想理论，构建起来的一种整体性思想模式，经济分析的过程中具有可执性、必然性的特点。但是在当前快速发展的时代背景下，市场经济发展呈现出多变的态势，法律、政治的分析等均需要与当前的市场经济发展相互融合，较为基于实际生活进行法律经济的深入分析，细致探究某一项法律案例或者相关法律原则等，并基于问题进行讨论。
其次，的经济分析方式与法律的经济分析方式中，在相互融合的方面具有相同性特点。从宏观的角度而言，思想中也具有经济分析法的相关内容，思想与经济分析方法之间存在着较多的共同之处。马克思法学理论，被一些西方的经济学研究学者称之为经济学研究的法理学。虽然马克思主体思想中经济分析方式和当前以波纳斯为代表带教经济分析法学者之间没有必然的连接关系，但是经济分析法中的新制度经济学等相关理论，实际上具有中有关于法律和经济之间关系的影子，具有紧密的连接性与互通性特点。
法律与经济的关系一直以来都是各类相关领域研究学者所思考的重要内容，理论研究中坚持传统观念的人相对较少，多是基于理论研究实际与经济发展现状进行融合型分析。法律的经济分析方法研究，是经济发展的重要保障，也有助于法律制度的不断健全。在当前的时展背景下，应当加强对法律与经济之间关系的重视程度，将法律和经济的关系作为各类法律经济的重要前提。
三、法律的经济分析方法存在问题、局限
法律的经济分析方式实际上是一种比较有意义的研究方式，对当前社会经济的发展以及社会的和谐构建能够产生重要的影响，能够为法律制度的实施以及法律现象的改善带来一定的参考性价值，将中国法律中的不足之处有效消除。效率的经济分析方式，能够为法学相关研究学者带来更多的思维启发，但是法律的经济分析方法，具有一定的局限性特点，其中包含着诸多困惑，而且法律的经济分析方式也不可能完全替代传统的法律分析方式。
法律比较突出的基本属性，即为确定性属性，法律的确定性和合理性特点，在各类现象中均比较显著，且具有相互冲突的情况。法律规则在实现确定性的过程中，通常会牺牲很多的合理性内容。这种问题的影响下，造成很多法律的经济分析活动具有不确定性特点，影响了法律经济分析的实际价值。
法律规则的作用之一，在于提升行为的可预测性能力，降低法律合法性中的不确定因素。但是因为行为规则会随着市场经济发展而产生变化，具有自由波动性的特点，故而任何一项法律经济活动，均会在实际的管理过程中出现转变，进而会造成最终法律经济分析价值没有得到完全凸显或者价值消失等情况。
市场价值波动频率难以预料，针对于这种情况，则需要在相同的方式引导下，对某一种行为，采用相同的规则或者不同的规则予以解释。但是这种情况下，也会因为规则之间的逻辑冲突情况，造成解释矛盾等情况，致使行为者在法官或立法机构做出明确解释之前无所适从。
经济分析的基本假定是，法律是理性的，故而可以采用经济内涵进行深入分析。但是除去效率相关内容之外，法律官员还受到合理决定观念中固有的约束和规范，这些约束和规范深入渗透在思想和分析方法当中，具有长期性的特点。这意味着经济学难以对法律提供一个完整的解释。
经济学分析并不是一项简单的内容，需要涉及到各类传统文化、道德信仰以及伦理内涵等等，纵观当前我国法律经济分析的实际情况，仍然存在着诸多不足，相关理论研究与分析活动比较匮乏，有关于传统文化、道德信仰等相关内容的渗透更是少之又少，直接影响了法律的经济分析方法评断价值。采用经济分析方法评价相关规则运用的合理性与否，还会产生一定的费用增加情况，经济学走进法学领域中的复杂性因子相对较多，很多法学研究学者困惑于此，但是又忐忑不安。
国内学者批评经济分析法学多引用德沃金对波斯纳的指责，德沃金从他的权利论出发，对效率论进行理论上和政治上的尖锐批判。经济分析法学家宣称，在侵权法、合同法、财产法等法律领域，法官发展的几乎每一项原则都可用来表明是为了更有效率地分配资源这一集体目标服务的。但是在实际的法律案件分析过程中，很多法官会将他们的评断，建立在相关政策基础上，而其中效率也是政策的一个重要考虑因素。根据德沃金批判说可以看出，针对于不部分情况，这些思想理论存在着相反的情况，比如法官的相关判断是公平公正的，并不是基于功利主义思想而进行的判断。
一些理论研究学者指出，经济学语言的运用需要区分场合，采用权力语言进行评价的过程中，需要注重划分经济语言的相关内容，明确各项经济语言内容。正如德沃金所言，经济学家对法律的分析和经济法学的分析是不同的。比如经济学家对法律的分析中，可以遵循帕雷托效率定理：如果资源和财富的分配不会使一个人的境况坏下去而至少使一个人的境况好起来，就是实现了帕雷托效率。在实际的法律经济分析过程中，可以基于法律分析的实际内容，最大限度增加社会财富，充分展现法律经济分析的价值，提升法律经济分析的综合质量。
马老一将符号学理念应于到实际的经济分析过程中，指出传统的经济发展分析方法中，存在着一定的不足之处，这种不足之处产生的原因在于过度应用实证经济学分析的理念。马老一在2000年出版的《法律和市场经济》一书中，提出了“法律和市场经济”的相关理念，将法律、经济、符号等相关理念相互融合。马老一所提出创造力的概念，与波斯纳所提出的理念具有一定的差异。以波斯纳为代表的传统思维将效率和正义的冲突设置成法律与市场经济的首要的紧张状态，这个过程中主要是通过社会责任、道德环境的设置等方式，得到经济分析方式的提升。这种经济分析的方式具有一定动态发展过程中，具有创造性、前瞻性的特点。财富的形成与社会的繁荣直接具有密切联系，故而在社会调查过程中需要发挥相互影响的作用，并且使之成为一种财富。
在实际的法律与市场理论研究中，效率不应当置于首要位置。实际经济分析过程中，需要在全面调查、深入分析的基础上，更加注重创造性价值。法律与市场经济具有密切不可分割的关系，是一个动态发展的过程。法律的经济分析方法，不但能够提供更多可靠的数据、大量的财富，但是同时也是一种强迫性、混乱性的过程，具有更多不可抗力因素。在实际的法律经济分析过程中，需要将各类意识形态、不同学派理念等融入到整体经济分析中，为经济活动的开展提供更多的理论支持。
四、结束语
法律的经济分析方式实际上是一种比较有意义的研究方式，法律的颁布有助于提升行为的可预测性能力，降低法律合法性中的不确定因素。但是因为行为规则会随着市场经济发展而产生变化，故而需要加钱归队法律经济方法评判的相关分析，进而为法律制度的实施以及法律现象的改善带来一定的参考性价值，将中国法律中的不足之处有效消除。在当前的实际法律经济分析过程中，需要在明确法律经济分析价值基础上，明确法律分析的具体方向，充分发挥法律的经济分析方法使用价值，营造良好的市场发展环境，发挥法律的公正性价值，促进社会的和谐、稳定与长远发展。
参考文献：
[1]吴秀尧.法经济学范式理论研究――兼评法律的经济分析方法[N].长春工程学院学报（社会科学版），2010，02：55-57
[2]林立.论经济学理念在法律推理中之局限性――以波斯纳的经济分析方法为例[J].浙江社会科学，2004，05：47-52
[3]李语熙.论法律的经济分析在中国运用与实践中存在的问题及解决方法[J].法制博览（中旬刊），2012，06：69-70
