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（一）外购或委托加工收回存货的计量变化
1.规定商品流通企业的进货费用计入存货成本
原准则规定，商品流通企业存货的采购成本包括采购价格、进口关税和其他税金等，在采购过程中发生的运输费、装卸费、保险费、包装费、仓储费等费用在其发生时确认为当期费用，运输途中的合理损耗、入库前的挑选整理费用等，直接计入当期损益。
新准则不再区分企业的性质是工业企业还是商品流通企业，存货采购成本包括的内容都是一致的。根据新准则的要求，可以将在采购过程中发生的运输费、装卸费、保险费、包装费等费用按照合理的分配办法计入存货成本。仓储费（不包括在生产过程中为达到下一个生产阶段所必须的费用）在发生时确认为当期损益，不计入存货成本。在实务中，企业也可以先进行归集，期末再根据所购商品的存销情况进行分摊。对于已售商品的进货费用，计入当期损益；对于未售商品的进货费用，计入期末存货成本。如果企业采购商品的进货费用金额较小的，可以在发生时直接计入当期损益。
2.明确劳务成本可计入存货成本
原准则未就为提供劳务而发生的相关费用是否应计入存货成本予以规定。新准则明确规定：“企业提供劳务，所发生的从事劳务提供人员的直接人工和其他直接费用以及可归属的间接费用，计入存货成本”。这一变化使得存货的内涵不再局限于原材料、库存商品等实物范畴。
3.放宽制造费用分配方法的选择
原准则在规范确定存货的加工成本时，列举了可选用的制造费用分配的方法、联产品加工成本可选用的分配方法，并规定了主副产品加工成本的分配方法。
新准则仅仅提出“企业应当根据制造费用的性质，合理地选择制造费用分配方法”、“在同一生产过程中，同时生产两种或两种以上的产品，并且每种产品的加工成本不能直接区分的，其加工成本应当按照合理的方法在各种产品之间进行分配”，未在准则正文中对制造费用分配等方法进行列举，企业可以根据自身业务的实际情况选择适当的分配方法分配制造费用。
4.允许部分存货的借款费用资本化
原准则不允许将存货的借款费用资本化。《企业会计准则第17号——借款费用》规定，符合资本化条件的资产是指需要经过相当长时间的购建或者生产活动才能达到预定可使用或者可销售状态的固定资产、投资性房地产、存货等资产。可见，新准则扩大了应予资本化的资产范围，某些特殊行业，如造船、飞机制造等机械制造企业，将允许用于存货生产的借款费用资本化，计入存货成本。
（二）其他来源存货的计量变化
1.投资者投入存货的成本必须公允
原准则规定，投资者投入存货的成本，应当按照投资各方确认的价值确定。《企业会计准则第1号——存货》在这方面强调了公允价值的运用，规定投资者投入存货的成本应当按照投资合同或协议约定的价值确定，但合同或协议约定价值不公允的除外。在投资合同或协议约定价值不公允的情况下，按照该项存货的公允价值作为其入账价值。
2.关于非货币性资产交换取得存货的计量
原准则规定，非货币性资产交易一般不允许使用公允价值，通常不确认损益。换入的存货按换出资产的账面价值加相关税费（减进项税额）入账；涉及补价的，还应加上支付的补价（支付补价方）或减去补价加上确认的营业外收入（收到补价方）。
根据《企业会计准则第7号——非货币性资产交换》，存货的初始计量较为复杂，首先要对交易进行判断，判断非货币性资产交换是否同时满足两个条件：具有商业实质以及换入资产或换出资产的公允价值能够可靠计量，同时，要看是否涉及补价。未满足上述两个条件的，换入的存货按换出资产的账面价值加相关税费（减进项税额）入账；涉及补价的，还应加上支付的补价或减去收到的补价，不确认损益。满足上述两个条件的，换入的存货按换出资产的公允价值加相关税费（或减进项税额）入账；涉及补价的，换入存货的成本与换出资产的账面价值加支付的补价、应支付的相关税费之和的差额计入当期损益，或换入存货的成本加收到的补价之和与换出资产的账面价值加应支付的相关税费之和的差额计入当期损益。
3.关于债务重组取得存货的计量
原准则规定，债权人因债务重组取得的存货按重组债权的账面价值和相关税费计量，不确认损益。根据《企业会计准则第12号——债务重组》，以非现金资产清偿债务的，债权人应当对受让的非现金资产按其公允价值入账。重组债权的账面余额与受让的非现金资产的公允价值之间的差额，计入当期损益。如果债权人已对债权计提坏账准备，应先将该差额冲减坏账准备，坏账准备不足以冲减的部分，计入当期损益。
4.关于企业合并取得存货的计量
与原准则相比，新准则新增了企业合并取得存货的成本计量的规定。根据《企业会计准则第20号——企业合并》，企业合并分为两类：一是同一控制下的企业合并，指参与合并的企业在合并前后均受同一方或相同多方最终控制且该控制并非暂时的。二是非同一控制下的企业合并，指参与合并的企业在合并前后不受同一方或相同的多方最终控制。两种不同的企业合并下，存货的计量有所不同：
（1）同一控制下的企业合并：其实质相当于企业集团内部的交易，所以，同一控制下的企业合并取得的存货应按合并日在被合并方的账面价值计量。
（2）非同一控制下的企业合并：这一合并下取得的存货应按合并日存货的公允价值计量，但前提是其所带来的经济利益很可能流入企业并且公允价值能够可靠地计量。
二、发出存货成本计算方法的变化
（一）取消了先进先出法
原准则规定，确定发出存货的实际成本可以采用的方法有个别计价法、先进先出法、加权平均法、移动平均法和后进先出法等。
新准则考虑到后进先出法并不能真实地反映存货的实际流转，因此规定企业确定发出存货的成本的方法有四种，分别是先进先出法、加权平均法（包括移动加权平均法）和个别计价法。企业不得采用后进先出法确定发出存货的成本，这与国际准则的有关规定是一致的。
（二）取消了接受捐赠存货成本的确定的相关说明
在原准则的基础上，新存货准则中删去捐赠方提供了有关凭证和捐赠方未提供凭证情况下企业接受捐赠存货成本确定的说明，因为在新准则体系中重新引入了公允价值计量属性，接受捐赠及盘盈存货的成本可通过相关存货的公允价值加上相关的税费确定，无需再做出专门的规定。
（三）细化了盘亏毁损存货的处理
原准则规定：盘亏或毁损存货造成的损失，应当计入当期损益。新存货准则规定：企业发生的存货毁损，应当将处置收入扣除账面价值和相关税费后的金额计入当期损益。存货的账面价值是存货成本扣减累计跌价准备后的金额。存货盘亏造成的损失，应当计入当期损益。
三、存货期末计量的变化——取消了周转材料的分期摊销法
资产负债表日，存货依旧应当按照成本与可变现净值孰低计量，新准则中有关可变现净值的确认方法与原准则的相关规定一致。变化在于，新准则进一步明确了低值易耗品和包装物采用一次转销法或者五五摊销法进行摊销，并计入相关资产的成本或者当期损益，取消了分期摊销法。
参考文献：
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[2]会计准则研究组.会计准则重点难点解析.大连出版社,2006.
[3]财政部会计司编写组.企业会计准则讲解2006.人民出版社，2006.
论文摘要：本文认为，相关性与可靠性共同决定了会计信息的决策有用性，两者缺一不可，对两者之间关系的合理判定直接影响到计量属性的选择。作为一种备受注目的计量属性，公允价值是否同时具备相关性和可靠性质量特征，需要深入剖析公允价值的内涵，澄清公允价值计量的相关性和可靠性质量特征至关重要。
一、会计信息质量特征：相关性与可靠性
(一)相关性与可靠性的涵义关于会计信息的相关性，国际会计准则委员会(IASC)认为，当信息能够通过帮助使用者评价过去、现在和未来事项或确认、更改他们过去的评价，从而影响到使用者的经济决策时，信息就具有相关性。而美国财务会计准则委员会(FASB)的概念公告对相关性所下的定义为信息导致差别的能力，并把预测价值、反馈价值与及时性并列为相关性的标志。相关有一般相关与特殊相关之分。一般相关是指满足现有的和潜在的投资者、雇员、贷款人、供应商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相关是指会计信息与某类信息使用者的特定决策相关。相关性也是相对的，在相关与不相关之间还存在着低度相关、高度相关等程度不同的相关。值得注意的是相关性是指会计信息在内容上与决策相关，不涉及信息的可靠与否。也即不具备可靠性的信息并不妨碍其相关性。如会计信息使用者需对某企业上年的盈利能力做出决策，那么该企业上年度的净利润就是与之相关的会计信息。虽然此数值可能是该企业利用虚假业务编造出来的，但这不影响净利润数值与特定决策的相关性。只能说明该净利润数值这一相关信息由于不具备可靠性而丧失了有用性。关于会计信息的可靠性，至今没有一个权威的定义。IASC认为资料当其没有重要差错或偏向并能如实反映其所拟反映或理当反映的情况，而能供使用者作依据时，资料就具备了可靠性。而FASB把反映真实性、可核实性和中立性并列为可靠性的标志。其中反映真实性是可靠性的灵魂，而可靠性和中立性则是验证可靠性应具备的条件。由此可见，可靠性是指会计信息能够再现重大的财务关系。可靠性不同于真实性，真实性是完全的再现，而可靠性允许有误差的幅度，是相对的，是否可靠还取决于会计信息允许包括误差的程度，允许误差的程度则决定于这种误差不致于降低信息的有用价值。不影响决策的正确性。虽然估计和假设是会计所固有的，但并不会损害可靠性。国际会计准则委员会在《编制财务报表的框架》中提到，成本或价值在许多情况下都需要估计，合理的估计是会计报表编制工作的一部分，这并不会损害其可靠性。
(二)可靠性与相关性关系的合理判定由以上分析可见，可靠性与相关性是会计信息的两个独立的质量特征，在内涵上互不影响：信息是否相关不需要可靠来支持。信息是否可靠也与相关性毫不相干。但要达到会计信息有用性这一目标，会计信息必须同时具备相关性和可靠性，两者缺一不可，否则会计信息就丧失了有用性。亦即相关又可靠的会计信息一定是有用的，而有用的信息肯定同时具备一定的相关性与可靠性。首先作为相对概念，在量的规定性上，相关性与可靠性并非总是在同一方向上影响信息的有用性，但又必须尽可能地统一于信息有用的目标之下。提高一定程度的相关性，在特殊情况下可以牺牲一定的可靠性，同样，为了达到更高的可靠性，也可牺牲一定的相关性，只要能满足对决策有用的目标即可，两者的度可根据具体情况灵活把握。如预测性信息具有极高的预测价值，即相关程度很高，但由于其反映的是未发生的经济业务，可靠性必然较差，只要编制该信息所依据的基本假设、所选用的会计政策及预测的编制基础是合理的，就可达到信息使用者决策有用的目标，而不必强求该预测信息一定可以实现；而历史成本信息，由于其具有可核实性这一其他计量属性无可比拟的优点，可靠性较高，但由于其反应的是过去的交易和事项，与面向未来的决策相关性就差一些，但权衡利弊仍能满足信息使用者的需要。这是在各界对历史成本提出强烈批评的情况下，这一计量属性仍未退出历史舞台的原因。其次，在考虑会计信息的决策有用性时，相关性与可靠性之间并不必然存在此消彼长，互相矛盾的关系，两者必需兼顾。当一方提高时，在保证信息有用的前提下，允许另一方有所下降，但并不意味着一方的提高必然导致另一方的下降。应该遵循效益大于成本原则，追求会计信息的可靠性与相关性的共同提高，以便更大程度地满足信息使用者的需要，这也是会计自产生以来的发展方向。如果一项会计创新，在导致所提供会计信息的可靠性与相关性比已有信息都有所下降的情况下，仍能在新的方面满足信息使用者的需要，也是可行的。为了达到会计信息有用性这一目标，在不同的情况下，两者各自的程度会在一定范围内有所波动，但由于不存在此消彼长的关系，其间也就不存在谁更重要一些的问题，即不存在一定要牺牲一定程度的可靠性去换取更大的相关性，或一定要在保证相关的前提下，尽可能提高可靠性的问题，这都是实际工作中相关与可靠之间权衡的特殊情况，不具有一般性。
二、公允价值的内涵及其计量
(一)公允价值的定义IASC将其定义为：在一项公平交易中，熟悉情况、自愿的双方交换一项资产或清偿一项债务所使用的金额。FASB的定义是：公允价值，指在当前交易中，自愿的双方买入(承担)或卖出(清偿)-项资产(负债)所使用的金额。我国会计准则的定义是：在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务清偿的金额计量。由此可见，公允价值的认定依据是市场上对资产或负债公平、自愿的交易金额，从本质上讲，公允价值是一种基于市场信息的评价。
(二)公允价值的内涵及外延公允价值是很广的概念范畴，并不仅是与其他计量属性相并列的概念，可以说是其他属性存在的基础，即需要反映交易和事项内含的公允的价格，并同时兼具可靠性、相关性的信息质量特征。公允价值概念是会计环境变化的产物，绝不仅是现有会计计量属性的简单统一。一般认为，公允价值是与历史成本相对立的复合计量属性，这包括两层含义：公允价值不包括历史成本；公允价值可包括现行成本、现行市价、未来现金流量现值等，其与现行价值概念十分接近。但公允价值和历史成本并不是对立的，因为历史成本和公允价值在逻辑上是一致的。历史成本(收入)作为已经发生的交换价格，是过去某个时点的公允价值。而现行成本、可变现价值、现行市价，以及短期的可变现净值和以公允价值为计量目的的未来现金流量的现值，在没有实际交换价格的情况下，通过模拟实际交换价格来实现公允价值的方式，也可以看做是公允价值的表现形式。因此，公允价值概念与上述各计量属性之间的关系并不是必然的，是有一定条件的，只有符合公允价值定义、具有相关性和可靠性质量特征的上述计量属性才是公允价值。
三、基于相关性和可靠性的公允价值信息质量
(一)公允价值的相关性公允价值反映的是在特定的时点和经济状态下，市场对资产或负债的定价，而公允价值的变化，也反映了市场对资产或负债所认可的价值变化。在完善的市场中，市场定价反映的是所有市场参与者对资产或负债价值的期望值，是统计上具有无偏性的指标，这个指标中包含了所有影响该资产或负债价值的信息。在知识经济时代，大量新业务不断涌现，企业的某些无形资产。如商誉、知识产权、人力资源、衍生金融工具等在现有的计量模式下遇到了难题，这些都影响了会计信息的相关性和有用性。而采用公允价值则能够对这些资产进行确认和计量，以满足投资者对这些与决策相关信息的需要。相比较而言，历史成本反映的是在资产获得时或者负债形成时市场对其价值的评价，而市场只有在资产转让或负债偿还时才反映其价格的变化，即被确认为利得或损失。这种会计处理方法与瞬息万变的金融市场是不相符的，更何况转让或偿还并不是导致损失或利得发生的原因。
由于公允价值是以市场定价为基础的，所以其决策价值要明显优于历史成本。首先，金融资产或金融负债的购买(或形成)时间和历史成本都不会影响后续计量，只有报告日的市场条件、债务人的信誉等因素才会影响到公允价值。其次，公允价值也不会受资产或负债持有人及其持有目的等因素的影响，这样可避免资产或负债计量中的一些武断的标准并减少管理当局操纵会计数字的空间。与此相比，历史成本计量属性却会使相同的金融资产变得不同，使不同的金融资产变得相同，甚至会误导决策。再次，由于公允价值是市场的无偏定价，所以同一会计主体各个会计期间以及不同会计主体之间，计量技术都是一致的，使会计信息的可比性大大增强。在预测功能方面，由于公允价值能够及时地确认市场条件变化所引起的资产、负债价值的变化，不断满足外部投资者对公司价值信息的需求，从而就具有历史成本所不可比拟的预测价值。实证研究表明，公允价值具有相关性质量特征，如MaryE.Barthetal(1996)检验了美国1992年和1993年银行的数据，样本银行占到了美国所有商业银行总资产和总存款的90％。研究发现，商业银行的股价确实会反映银行披露的公允价值信息；商业银行的健康状况越差，投资者对银行贷款定的权重越低；在披露公允价值的主要资产和负债中，尤其是贷款，公允价值对股价的解释能力显著优于历史成本。这证明银行金融工具的公允价值披露具有价值相关性。因此，公允价值与历史成本相比，能更加准确地反映企业的财务状况和经营成果，从而为信息使用者提供与决策更相关的信息。
关键词：博士学位论文；优博；计量分析；洛特卡分布；相关性分析
中图分类号：C961 文献标志码：A 文章编号：
10085831（2014）02009207
一、引言
作为“高层次创造性人才工程”重要组成部分的全国优秀博士学位论文（以下简称优博论文）的评选工作，已纳入教育部《面向2 1世纪教育振兴行动计划》的第一项启动项目，全国优秀博士学位论文评选是教育部学位管理与研究生教育司组织开展的一项工作，旨在加强高层次创造性人才的培养，鼓励创新精神，提高研究生教育特别是博士生教育的质量。中国优秀博士学位论文评选是对博士培养质量进行监督和激励的一项重要举措，对培养和激励创新精神，促进博士生培养质量提高具有积极的作用[1]。
根据《全国优秀博士学位论文评选办法》，全国优秀博士学位论文入选名单经过推荐、初选和复评后产生。参评论文由学位授予单位向其所在省（自治区、直辖市）学位委员会推荐；省级学位委员会对推荐学位论文进行初选。教育部学位管理与研究生教育司负责组织对初选出的论文进行复评，复评工作包括同行专家通讯评议和专家审定会审定。教育部学位与研究生教育发展中心受教育部学位管理与研究生教育司委托，承担同行专家通讯评议工作。
二、历年中国优秀博士学位论文评选结果数据统计分析
自1999年首次进行中国优秀博士学位论文评选以来，至2011年共进行了13次，共评选出中国156个高校/科研单位的优秀博士学位论文1 279篇，提名论文1 902篇，如表1所示[2]。根据《全国优秀博士学位论文评选办法》中的说明，评选工作每年进行一次，每次评选出的全国优秀博士学位论文不超过100篇。评选工作进行13年来，评选结果平均为每年98.4篇，说明评选工作符合“科学公正、注重创新、严格筛选、宁缺毋滥”的原则。
2010年全国毕业博士生4.90万人，评选出97篇全国优秀博士学位论文，仅占总数的0.2%。在评选第一年1999年，参评论文基数仅为8 957篇，评选出的100篇优秀论文占总数的1.1%。可见，虽然随着国家博士生的逐渐扩招，每年的博士毕业论文数量急剧增加，2011年全国博士生招生达到6.38万人，然而，论文评选依然不超过100篇，使得获评难度急剧增大，获评几率大幅降低。
全国优秀博士学位论文评选的初衷在于加强高层次创造性人才的培养工作，鼓励创新精神，然而可以预见，未来每年的参评论文基数将大幅上升，获评论文将低于总数的0.2%，显然这将大大降低参评博士生的热情，无法起到鼓励人才的作用。因此，建议能够随着博士生毕业人数的增长，将获奖论文的数量控制在1%左右，保持与评选初年持平的水平。
三、历年获奖论文学位授予单位分析
（一）学位授予单位分析
中国优秀博士学位论文的参评单位包括全国所有具有博士学位授权资格的单位，即高校、中国科学院、中国社会科学院以及其他部委所属科研院所等。截止2010年底，全国共有培养研究生单位797个，其中高等学校481个，科研机构316个。至2011年，1 279篇获奖论文共来自156个高校/科研单位，对其中“985工程”、“211工程”高校的获奖论文数进行比较分析，可以一定程度上反映中国高等教育政策对高校研究生教育和科研工作的影响效果。获奖总数排在前十位的单位如表2所示。
中国科学院共有44个下属科研院所获评优博论文，总数达184篇，占获奖论文总数的14.39%，并且相比排在第二和第三位的清华大学和北京大学，其获奖总数都在2倍左右。分析其原因，一方面因为中国科学院博士生培养规模庞大，2011年共有4 832人获得博士学位，相比其他高校和科研单位，评选基数较大；另一方面，中国科学院拥有320余位两院院士、4 200余名博士生导师，其以研究所为基础的高水平导师队伍和一流科研实践条件，为培养优秀博士生提供了肥沃的土壤。
在排名前十位的单位中，除中国科学院外，全部
是国家“985工程”一期大学。这一方面说明“985工程”一期建设高校都是国内高水平研究型大学；另一方面，也体现了“985工程”大学依托其优势学科创新平台项目，为国家高精尖人才培养做出了卓越的贡献。
在156个学位授予单位中，包含了 39个“985工程”高校（共39所），和89个“211工程”高校（共113所），也就是说，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”高校共产出优博论文768篇，加上中国科学院的184篇，这40所高校/科研单位共产出952篇优博论文，相当于25.64%的学位授予单位产出了74.43%，大致符合“二八率”的分布，说明中国优秀博士生的培养已经形成了由“985工程”高校和中国科学院共同组成的核心群体。
（二）学位授予单位的洛特卡分布统计
（四）各一级学科历年获奖论文导师与学位办评议组成员相关性分析
将历年获奖论文的数据，按照一级学科进行统计，统计出各一级学科获奖论文的总篇数，以及其中指导老师是学位评议组成员的文章数量。同样将数据导入Excel软件，选择Pearson（皮尔生）函数对两组数据进行相关性分析，得到相关系数r为0.836，大于0.8，说明各一级学科历年获奖论文导师与学位办评议组成员同样呈现出高度的相关性。
将其中指导教师是学位评议组成员的文章数量与总篇数进行比重分析，按照所占比重降序排列，比重大于等于50%的学科如表6所示。
在85个获得优博论文的一级学科中，历年获奖论文导师与学位办评议组成员相关性平均为32.74%，也就是说，对于所有一级学科而言，将近1/3的获奖论文来自评议组成员指导的博士。并且，超过50%的一级学科有20个，有4个一级学科相关性达到100%，分别为公共管理、军制学、社会学和图书馆、情报与档案管理。相比按照学科门类统计得到的相关性，以一级学科进行分类统计得到的相关性更加明显。显示出一些学科获奖论文成果高度集中在评议组成员指导的博士中。
通过以上分析可以看出，无论是对于学科门类或者一级学科，历年获奖论文导师与学位办评议组成员都呈现出高度的相关性。这在一定程度上说明了中国博士培养的学科发展的不均衡性。尤其是对于学位办评议组成员占获奖论文导师比重超过50%的一级学科，杰出的研究人员呈现出高度的集中性，形成了该领域的核心团体。然而，指导教师与评议组成员的高度相关性也反映出优势资源的高度集中，甚至在一定程度上抑制了百家争鸣的良好学术发展氛围。另一方面，中国优秀博士学位论文的评选结果已经普遍作为高校对博士生培养单位以及指导教师绩效评价的重要指标，那么如果能够建立更加有效的评选机制，避免指导教师与评议组成员高度的相关性，将能够大大增强评选的信度。
六、结论与思考
中国优秀博士学位论文评选的初衷在于建立有效的监督和激励机制，提高博士生教育的整体质量，鼓励创新，促进高层次创新人才脱颖而出。然而通过以上统计和分析结果，反映出中国学科发展不均衡、资源配置不合理，以及优秀博士学位论文评选机制存在的问题，值得广泛的关注和思考。参考文献：
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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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关键词：经济集聚；经济增长；空间计量模型
一、引言及文献综述
纵观世界经济的发展历史，经济的空间集聚是一种普遍存在的现象，正如克鲁格曼所言：“经济活动最突出的地理特征是什么?一个简短的回答肯定是集中”。与经济的空间集聚相伴而生的是区域经济增长的非均衡化以及地区差距的扩大。作为中国经济增长最快、最具活力的省区之一，江苏省内部表现出很强的经济集聚趋势，同时一直受到经济发展不平衡问题的困扰，地区间差距在最近20年迅速扩大。集聚是否是导致地区经济增长差异的重要因素?本文拟对这一问题进行实证研究。
长久以来，经济增长与经济集聚的研究几乎互不相关。然而，现实表明，经济活动的空间聚集与经济增长是很难被分割的两个过程。20世纪90年代后期，一些新经济地理学领域内的学者开始尝试整合新经济地理学与新增长理论，在统一的理论框架下探讨集聚与增长之间的相互作用，其中开创性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他们通过强调技术外溢和空间集聚的相互作用，为解释经济集聚和经济增长之间的内在联系提供了一个非常清晰和简明的理论分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基础上通过改进研发部门的生产函数和熟练工人的动态迁移过程，给出了一个数学分析更加容易、分析结果更加具体的整合模型。Dupont(2007)也在集聚与内生增长的框架下，分析了经济一体化过程对区域差异和不平等的影响。他们的研究表明：集聚对于整体的经济增长是有利的，地理位置会影响到经济增长。
伴随着理论研究的深入，经济学家开始针对经济集聚与经济增长之间的关系展开实证研究。许多研究验证了集聚的增长促进效应。如Ciccone(2002)使用5个欧洲国家NUTS第3级地区的数据分析了就业密度对于平均劳动生产率的影响，发现制造业与服务业活动的集聚的确对区域经济的增长具有正面效应。Henderson(2003)使用70个国家1960-1990年的面板数据，发现城市首位度(一国最大城市份额)在低收入国家有利于经济增长。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地区1980-2000年的数据，探讨了区域内经济活动空间集中对增长绩效的影响，发现生产活动的内部空间分布越不平衡的地区增长越快。但也有部分研究得出了与理论预测相反的结论，如Sbergami(2002)使用6个欧盟成员国1984～1995年的跨国面板数据对经济增长率和经济集聚相互关系进行实证检验，研究结果发现。高技术行业、中等技术和低技术行业的集聚对于经济增长率的影响都是负面的。㈣更为复杂的是，空间集聚对经济增长的影响可能是非线性的，在发展的早期阶段，集聚促进增长；但当达到某个收入水平后，集聚对经济增长就没有作用，甚至有害于经济增长。这一假说得到了Brulhart和Sbergami(2009)的验证，他们利用跨部门OLS和动态面板GMM估计方法研究了一国经济活动的空间集聚对国家层面增长的影响，发现只在经济发展的某一水平集聚才能推动GDP增长，关键水平约为人均10000美元。
针对中国的经济集聚与经济增长问题，范剑勇(2004)认为，中国现阶段仍处于“产业高集聚、地区低专业化”的状况，国内市场一体化水平总体上仍较低，且滞后于对外的一体化水平，这一现状使得制造业集中于东部沿海地区，无法向中部地区转移，进而推动地区差距不断扩大。㈣张艳、刘亮(2007)运用工具变量法，基于中国城市的面板数据实证检验了经济集聚对于城市人均实际GDP的影响，结果发现，经济集聚具有内生性，它对于城市经济增长具有显著的促进作用。张卉、詹宇波、周凯(2007)构造了产业间集聚指数和产业内集聚指数，并以此作为解释变量实证检验了中国产业集聚与劳动生产率和经济增长的内在关系。他们的研究发现，产业内集聚和产业间集聚都对中国经济增长存在显著影响。吴利学、傅晓霞(2008)以规模报酬递增为基础构建了一个包含集聚经济的生产函数，分析了城市化和市场化对中国各地区集聚经济效应的影响，他们的实证研究发现，中国各地区集聚经济效应显著，且集聚经济效应在地区经济增长中作用明显。马君潞、郭威(2007)通过对我国分省面板数据的实证分析表明，提升一个地区吸引外商直接投资的能力很大程度上取决于该地区的集聚经济环境，因此，积累集聚经济优势是吸引外资、促进区域经济增长的途径之一。
在这些实证分析中，虽然有的研究也考虑到了不同地区差异的影响并以地区虚拟变量来衡量，但从本质上看，区域总是被当成一个独立的个体进行分析，区域间潜在的相互影响往往被忽略。事实上，任何一个地区的经济都不可能独立存在，它总是与其他经济体存在着千丝万缕的联系。但在多数研究中，这一观点都还没有被正式引入模型进行实证分析。
空间计量经济学是在横截面或面板数据中研究经济单位的空间相互作用，近年来越来越受到学术界的关注。一些学者开始运用空间计量方法，明确将地理空间因素考虑到经济集聚与经济增长的实证研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省级横截面数据，从空间经济学的视角研究了中国经济增长问题，并指出中国区域经济增长的来源主要是非农业劳动力增长率、制造业产出、资本积累和实际的外商直接投资。林光平、龙志和及吴梅(2005)采用空间计量经济方法，研究我国28个省(市、区)1978～2002年间人均GDP的卢收敛情况，认为随着经济体制改革的深入，地区间的空间相关性对各地区经济增长的作用越来越大，我国地区间经济存在收敛性，但是它的估计值表现出增大的趋势。”吴玉鸣(2007)运用空间计量经济学模型，对2000年中国2030个县域的增长集聚与差异进行了空间计量分析，结果表明，中国县域经济增长不仅与人力资本、城市化、工业化、信息化等因素密切相关，而且与相邻县域的经济增长之间存在一定的空间依赖性。㈣符淼(2009)采用空间计量分析方法对技术传播的空间模式进行了实证研究，发现技术和经济活动都存在局部集聚，技术集聚度高于经济集聚，且两者的集聚度随时间增强，地理分布高度一致。随地理距离快速下降的技术溢出效应是导致局部集聚和东西部发展不均衡问题的原因之一。
针对江苏经济表现出来的空间集聚现象与地区差距问题，本文拟采用空间计量经济模型，对江苏省县域经济集聚与经济增长的关系进行实证检验。
二、江苏省县域经济活动的空间相关性
首先，画出江苏省2007年县域人均GDP的空间分布四分图(图1)。按照人均GDP的大小，65个县域被平均分为4组，以颜色的深浅代表相应县域的人均GDP的大小。由图1可见，江苏省县域层次的经济活动在地理分布上是极不均衡的，呈现出苏南一苏中一苏北梯度递减模式。并且邻近区域的经济指标水平基本相近，具有明显的集聚特征。
接着，通过计算县域人均GDP的MoransI指数对其空间相关性进行检验。Moran''''sI是最常用的检验空间自相关性的统计指标。利用GeoDa0.9.5软件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上显著，表明江苏省县域经济的分布的确存在明显的空间相关性。
进一步，作出江苏省2007年县域人均GDP空间自相关聚类图(图2)，图中HigllHigh部分表示人均GDP高的地区被人均GDP高的地区所包围，Low-Low部分表示人均GDP低的地区被人均GDP低的地区所包围。这种分布显示出江苏省县域经济之间存在着正的空间自相关性，形成了某种空间“俱乐部”现象。人均GDP水平较高的县域(H-H地区)集中分布在苏南地区，而人均GDP水平较低的县域(L-L地区)则分布在苏北地区，地区之间经济增长差异显著。
由此可见，我们观测到的截面区域之间在地理上是一些明显具有空间依赖性的经济实体，误差项独立的假设在统计上被拒绝了，也就是说，OLS估计的结果是不可信的。因此，这里将地理空间维度引入研究中来，采用空间计量经济学模型来估计经济集聚对经济增长的影响是十分有必要的。
三、变量选取、数据来源与模型设定
(一)变量选取与数据来源
本文关心的问题是经济集聚是否会促进经济增长，因此，在进行实证检验时，需要对经济增长和经济集聚分别进行度量。本文选取人均GDP的自然对数来衡量县域经济的增长。由于各地区在人口和面积方面相差很大，因此选取人均GDP为测度指标来衡量地区经济发展差异，具有一定的客观性。关于经济集聚，本文选取第二产业区位熵、第三产业区位熵和城市化三个指标来衡量经济集聚的程度。i地区i产业的区位熵定义如下：其中：Eij表示j地区i产业的产值，∑iEij表示i产业在整个区域的总产值，∑jEij表示j地区的总产值，∑i∑jEij表示整个区域的总产值。因此，该指标的分子是j地区的i产业占整个区域该产业总产值的份额，分母是j地区的总产值占整个区域总产值的份额，通过两者的比来评价i产业在j地区的集聚程度。区位熵小于1说明该产业的集聚化水平比较低，区位熵等于或大于1说明该产业的集聚化水平较高。区位熵越大，说明该地区的这一产业在整个区域范围内的集聚程度越高。
本文中令i=1，2，3，分别表示三次产业；j=1，2，…，65，分别表示江苏省65个县域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(这里省略了下标)分别表示江苏省每个县域第一、二、三产业的区位熵，度量了三次产业在该地区的集聚程度。由于经济的集聚主要体现在第二产业和第三产业，所以选择第二产业区位熵和第三产业区位熵作为衡量经济集聚程度的两个解释变量。
此外，城市的出现也是经济集聚的一种表现。经济学家长久以来一直强调城市在经济增长中的作用，更准确地讲，城市己被看成一种主要的社会制度。城市化是一个国家、地区社会经济发展尺度的体现，城市化不但表现为人口向城镇聚集和非农人口上升，还表现为人们生产与生活方式、社会结构、价值观念由农村向城市文明升级转化的过程。因此，本文希望就城市化与经济增长之间的关系进行实证检验，这里用非乡村人口在总人口中的比重来衡量各地区城市化的程度。本文采用2007年江苏省65个县级行政区域的横截面数据，所有统计资料均来自《江苏统计年鉴(2008)》。
(二)模型设定
1经典线性回归模型
基于以上考虑，本文首先构建经典线性回归模型如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)
其中，PGDP表示县域人均GDP水平，是本文的被解释变量，LQ2和LQ3分别表示第二产业和第三产业区位熵指标，URBAⅣ是城市化指标，三者用来表示经济集聚，是本文关心的解释变量。
2空间计量经济模型
针对经典线性回归模型(1)，可以通过两种不同方式引入空间依赖性。相应地，空间计量模型有两种设定形式：
第一，空间滞后模型(SLM)，在解释变量中增加一个空间滞后变量，模型的形式为：
InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空间权重矩阵；W_PGDP是空间滞后变量，定义为W_PGDG=WlnPGDP；P是空间自回归系数；ε是误差项；其他变量的含义与原来相同。
第二，空间误差模型(SEM)，通过误差项引入空间相关性，即假设误差项是空间相关的。如果误差项是一个空间自回归过程，则模型具体形式如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空间误差自回归系数，Wε是空间滞后误差项。
3空间计量模型的选择
Anselin(2005)提出，可以根据拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相应的稳健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在两种空间计量模型之间进行选择。首先判断LM-Lag和LM-Error的显著性，如果两者中只有一个是显著的，那么就选择相对应的模型，即如果LM-Lag显著就用空间滞后模型，LM-Error显著就用空间误差模型。如果两者都显著，则需进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error的显著性，选择Robust指标中更显著的那一种模型。是选择空间滞后模型还是空间误差模型，下文中根据判别指标的具体情况而定。
四、实证检验与结果分析
为了进行比较，首先给出经典线性回归模型的OLS估计结果，见表1。由表1的检验结果可以看出，OLS估计的F统计量达到117.193，模型整体上非常显著。拟合优度为0，8521，说明拟合程度一般，可能与忽略了空间依赖性有关。LQ2、LQ3和URBAN系数的符号都与预期一致，均为正；LQ2、LQ3在1％的水平上显著，URBAN在5％的水平上显著。自然对数似然函数值(Loglikelihood)、赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)作为衡量模型拟合优度的指标，在下文中与空间计量模型的估计结果进行比较。
接下来，采用GeoDa0.9.5软件对OLS估计的残差进行空间依赖性检验。这里使用的江苏省县域地图数据来自中国分县行政区划界线数字化地图，①空间权重矩阵采用的是一阶Rook邻接矩阵。检验结果见表2。表2显示，Moran''''sI指数在1％的概率上显著，说明OLS估计的残差存在明显的空间自相关性，经典线性回归模型可能存在模型设定不恰当的问题。因此，这里采用OLS估计是不合适的，需要将截面单元之间的空间相关性引入模型中。具体是采用空间滞后模型还是空间误差模型，可以根据拉格朗日乘子检验的结果来决定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上显著，因此需要进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上显著，而RobustLM-Error在10％的水平上显著，相比之下，RobustLM-Lag的显著性更强。因此，根据上文中提到的标准，选择空间滞后模型(2)更为合适。空间计量模型如果仍采用最小二乘法估计，系数估计值会有偏或者无效。这里用极大似然法(ML)进行估计。结果见表3。
首先，通过似然比检验比较原模型(不考虑空间因素的经典回归模型)与各择模型(空间滞后模型)空间自相关系数的渐进显著性。表3中SLM模型的LR值为25.4468，在1％的水平上显著，再次证明该模型中空间依赖性的存在。进一步，三个经典检验是渐进一致的，但在有限样本中，应该满足Wald>LR>LM。本文中，Wald值为28.4089，LR值为25.4468，LM-lag值为24.3492，与预期的顺序一致，说明SLM模型符合ML估计的渐进性质，模型的设定是比较合理的。
其次，根据Loglikelihood、AIC和SC比较SLM模型和经典线性模型OLS估计的拟合优度。Loglikelihood越大，模型的拟合效果越好。而AIC和SC则相反，值越小，表示拟合效果越好。由表3可见，SLM模型的Loglikelihood值为-1.3229，大于OLS估计的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估计的相应值，说明SLM模型的拟合程度优于原经典回归模型，引入空间效应使模型的解释力有了明显增强。
最后，对SLM模型估计的系数进行分析。空间滞后变量WLNPGDP的空间自回归系数在1％的水平上显著，表明县域人均GDP增长在地理空间的邻接上表现出了较强的溢出效应。县域经济增长集聚的空间相互作用或影响的途径可以通过邻接地区而相互传递。三个衡量经济集聚的解释变量LQ2、LQ3和URBAN的符号均为正，与我们的预期一致，且均在1％的水平上显著，这一结果支持了经济集聚对于经济增长具有促进作用的结论。具体而言，LQ2的回归系数为2.3931，说明第二产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约2.39％；LQ3的回归系数为1.7357，说明第三产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约1.74％。LQ2和LQ3的系数比OLS估计中两者的系数均有所降低，说明OLS的估计结果可能存在向上偏误。URBAN的回归系数为0.0105，说明非乡村人口在总人口中的比重增加1％，则县域人均GDP可以增加约0.01％。与OLS估计结果相比，城市化指标的显著性有了明显提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。总体看来，第二产业的集聚对于区域经济增长的影响最为明显。
五、结论及政策含义
(一)主要结论
1江苏省县域经济具有显著的空间依赖性，邻近区域的经济增长相互影响，但这种影响以回浪效应为主，扩散效应不足，因此导致苏南苏北地区经济差距加大。由于地理区位、经济基础、经济结构、发展政策等方面所具有的优势，苏南地区集聚了大量资本、技术和人才，具有规模经济效益，自身增长迅速，成为江苏地区的“增长极”。政府希望通过增长极地区的优先增长带动周边更多地区的经济发展，发挥增长极的扩散效应。然而事实上，至少到目前为止，该增长极体现出的回浪效应——即吸引其他地方的资本、人才和技术，削弱周边地区的经济增长实力——远大于其扩散效应，从而导致发达区域更发达，落后区域更落后。因此，为了防止在这种累积循环因果作用下区域间差距的无限扩大。需要政府创造条件，引导回浪效应向扩散效应的转化。
2以产业集聚和城市化为特征的经济集聚对于经济增长具有积极作用，但这种影响是地方性的，随空间距离的增加而衰减。根据内生增长理论和新经济地理学理论，知识溢出是解释集聚和区域增长关系的重要概念之一。经济活动的空间集中会有效地促进知识溢出，推动技术进步，实现经济增长。在产业活动空间集中的区域或人口密度多样化的城市中，知识、人才在不同企业和区域的流动以及与不同群体的互动交流，促进了知识的传播扩散，进而促进技术进步。同时，企业在地理空间上的邻近不仅为面对面的交流提供了便利，而且有利于企业间前向后向的市场联系，更有利于劳动力的进一步集聚以及知识溢出。但是，知识空间溢出具有局域性特征，其影响随地理距离的增加而迅速衰减。陋瑚因此，苏南地区通过知识溢出产生的正外部性难以扩散到更远的苏北地区，导致南北差距加大。可见，如果希望通过集聚促进落后地区的经济增长，需要充分考虑到地理空间的因素。
(二)政策建议
1促进要素向苏北地区的流动，使回浪效应过渡为扩散效应。可以通过加强苏南地区与苏北地区间的统筹规划，打破地方壁垒，改善苏北地区的投资环境、贸易条件、市场条件，创造良好的人才吸引机制，鼓励资本、人才等生产要素不断由苏南向苏北地区流动，充分发挥增长极的扩散效应。
1.1公允价值计量可能会降低会计信息的可靠性公允价值是参与交易的双方对市场价值的一种判断，而市场环境是复杂多变的，有的会计事项可以确认或寻找相类似的交易价格，有的却无法寻找而只能估计由于存在商业秘密的保密原则，信息阻断等因素，公允价值的取得和公允性判断难度较大，这在一定程度上影响会计数据的客观性，进而其可靠性也大为减弱。新准则对公允价值的估价没有给出具体的方法，并且没有区分不同公允价值的公允性等级在我国的新准则体系中，虽然《基本准则》第四十三条规定在运用公允价值计量时，应当保证所确定的会计要素金额能够取得并可靠计量，但是对于如何保证公允价值的可靠性没有一个统领的表述。
1.2应用公允价值计量可能成为企业盈余管理提供便利盈余管理是指企业的管理者为实现企业或个人利益，在会计准则允许的范围内，主要通过会计政策和会计估计的选择，从而使企业盈余达到预期目的。会计准则和盈余管理既是制约和反制约的关系，也是利用与反利用的关系。会计准则在主观上制约着盈余管理行为，但盈余管理在客观上促进会计准则的不断改进和完善。会计准则天生不是盈余管理的动因，但会计准则天生会成为管理当局进行盈余管理所借用的工具。所以，会计准则的科学性、严密性和弹性如何，无疑对企业管理者利用其进行盈余管理的深度、广度和频度是有很大的影响。尽管会计准则的制定者也懂得这一关系，但会计准则并非完全为了防止盈余管理而制定的，新会计准则正是在考虑其科学性、实用性进而扩大会计选择和职业判断的范围，还是制止盈余管理而压缩会计选择和职业判断的范围的矛盾中产生的。新会计准则在这种矛盾中适当调整了会计选择的范围和职业判断的内容，但客观上仍为新的盈余管理手段的运用提供了契机。新会计准则更多地体现了和国际会计准则的趋同，增强会计信息相关性的同时，也适当增大了会计政策的选择和会计职业判断的空间，从而客观上增大了企业在某些方面进行盈余管理的机率。
1.3会计人员的素质可能影响公允价值计量的合理运用公允价值存在着缺乏可靠性的致命弱点，在操作上很大程度地受到主观因素的影响。会计人员素质较低便成为影响公允价值确定的又一重要因素。会计人员的素质包括道德素质和业务素质。在当今这样一个经济快速发展的社会，人的趋利动机越发明显，在利润所带来的巨大诱惑面前，会计人员往往容易丧失道德水准和职业良知，对资产进行虚假评估或不愿意披露详细、真实的信息，低估损失，高估收益，甚至故意以欺诈、舞弊等手段，使会计信息歪曲反映经济活动和会计事项，职业道德素质偏低严重影响会计信息质量。会计人员整体业务素质偏低，合理估计和判断能力较差，也影响会计估计的合理性。从目前出台的新会计准则看，部分准则存在一些高难度动作，如购买法、计税基础、资产重组等，除计税基础外，大部分是与公允价值有关，公允价值究其本质是估计值，会计人员不但是报表的编制者，在新会计准则下还应是估价师，但在我国现阶段这种较高素质的会计人员数量并不很多，严重影响着公允价值计量的合理运用。
2新会计准则下公允价值计量问题的解决方案
2.1加快市场体系建设，为应用公允价值营造良好的外部环境公允价值计量植根于完善的市场环境，建立统一充分竞争的交易市场是引入公允价值计量属性的前提。就目前我国的市场环境而言，急需完善资本市场，扩大债券市场、票据市场、外汇市场、黄金等贵金属市场，建立充分竞争的生产要素交易市场，尤其是房地产市场和金融工具交易市场。同时，要打破行业垄断，降低金融、电信、能源、电力等行业的准入条件，允许私营、民资进入金融、保险等领域；打破分业经营的限制，鼓励混业经营，引入充分的市场竞争机制。
公允价值计量一般采用市价法、类似项目法和估价技术法。市价法是指将资产和负债的市场价格作为其公允价值的方法。类似项目法是指在找不到所计量项目的市场价格的情况下，通过参考类似项目的市场价格来确定所计量项目的公允价值的一种方法。估价技术法是指当一项资产或负债不存在或只有很少的市场价格信息时，采用一定的估价技术对所计量项目的公允价值做出估计的方法。这三种方法运用时首选市价法，因为公开的市场价格是最公允的。赔偿制度、处罚制度，这些措施能相对有效地保证财务信息的可靠性。因此，为了保障公允价值计量“公允”的使用，我们也需要比照发达国家的做法制定相应的制度，采用加大违法成本的办法来阻止企业的违规违法行为，以有效的防范造假现象的发生，促使企业自觉按照公允价值确认、计量和报告企业经营和财务状况。
2.2完善公司治理结构，为公允价值应用创造良好的内部环境公允价值运用中的真正公允必须解决人为操纵问题。运用公允价值计量的先天不足主要在于我国目前公司治理结构方面的缺陷。公司治理简单地说是处理公司内部人与外部人之间的利益冲突。内部人由于掌握了外部人所不知的内部信息而会取对自身有利却不惜伤害外部人利益的决策。我国的上市公司国有股一股独大、所有者缺位导致上市公司“内部人控制”程度相当高，他们为了实现自身的利益，进行上市公司与其大股东之间不正常的关联方交易。公允价值成了关联方之间达成的随意价格。在上市公司粉饰经营业绩报告、伪造盈利的行为中，公允价值则成了一个法宝。这些行为极大地扰乱了资本市场的秩序，降低了资本使用效率。因此，关键的措施是尽量完善我国公司的治理结构。让更多的投资者参与到资本市场，实现产权多元化以弱化内部人控制程度。只有这样，才是公允价值能在我国合理运用的根本保证。
2.3加快制定公允价值估价技术的操作指南由于未来现金流量的现值最能反映形成市场价格的各种因素，因此，现值法是目前被广泛应用的评估公允价值的方法。当无法获取市价时，就需要应用现值技术来计算其公允价值。提高公允价值计量属性的可操作性，是要使其在具体实务运用上既便于操作，同时又能很好地解决具体问题。因此，笔者建议有关部门制定一套如何采用现值技术估计公允价值的操作指南，在指南中尽可能详尽地规定有关现值的确认、计量和报告问题。例如，在估计某一资产或负债的公允价值时，指南中应明确规定在什么情况下使用现值，对于未来现金流量的估计，折现率的选择以及折现方法的选择都应该有明确的规定。操作指南制定得越详细，就越能为在市场信息不够充分的情况下应用公允价值提供必要的理论依据和指导方法。
2.4全面提高会计人员素质，树立正确的思维观念如果会计界缺乏高素质的会计人员，那么公允价值如何正确的运用就得不到根本性的保证，提供高质量计信息只能是一句空话。。因此，不断加大教育投入，培养具有公允价值观念，懂理论会实务，职业道德高尚的会计人员是公允价值得以全面使用的必备条件，也是降低公允价值计量成本，应用公允价值的需要。首先，要提高会计人员的职业道德，依靠“德治”来防止会计舞弊；其次要提升会计人员的业务素质，加大会计人员的教育培训投入，使会计人员对新准则中的公允价值有正确的理解，树立正确的思维观念，提计人员的实际操作能力，培养具有较高专业水平的会计人员，有助于公允价值在操作层面上的推广。
非寿险责任准备金中的责任是指保险公司对被保险人或保单持有人的未了责任,准备金是保险公司因承保保险业务而提取的基金,或者说是对因承保保险业务而引起的将来负债或已有负债的提取保险公司的保费收取在先,赔款支付和费用发生在后,所以保险公司要设置一定储备基金以应付未来的保险责任
按照中国保监会《保险公司非寿险业务准备金管理办法》的规定,非寿险责任准备金包括:未决赔款准备金和未到期责任准备金
1.未决赔款准备金未决赔款准备金是指保险公司在会计期末对已发生保险事故应付未付赔款所提取的一种资金准备,一般包括已发生已报案未决赔款准备金已发生未报案未决赔款准备金和理赔费用准备金已发生已报案未决赔款准备金是指为保险事故已经发生并已向保险公司提出索赔,而保险公司尚未结案的赔案而提取的准备金;已发生未报案未决赔款准备金是指为保险事故已经发生,但尚未向保险公司提出索赔的赔案而提取的准备金;理赔费用准备金是指为尚未结案的赔案可能发生的费用而提取的准备金
2.未到期责任准备金未到期责任准备金,是指保险人为尚未终止的非寿险保险责任提取的准备金,包括保险公司为保险期间在一年以内(含一年)的保险合同项下尚未到期的保险责任而提取的准备金,以及为保险期间在一年以上(不含一年)的保险合同项下尚未到期的保险责任而提取的长期责任准备金
二未决赔款准备金的确认与计量
1.已发生已报案未决赔款准备金已发生已报案未决赔款准备金评估最常应用的技术是逐案估计法,即由经验丰富的理赔人员对每一个已报案赔案的未决赔款成本进行估算,同时要考虑索赔自身的特点经济环境等的变化在进行会计处理时,需要精算部门分别提供再保前和再保后的未决赔款准备金数据
2.已发生未报案未决赔款准备金对已发生未报案未决赔款准备金评估,通常采用链梯法案均赔款法准备金进展法赔付率法和B—F法等通过上述精算方法可以先计算出各事故年的终级损失,从终级损失中减去已决赔款,即得出未决赔款准备金的估计值,然后从未决赔款准备金的估计值中再减去已发生已报案未决赔款准备金金额,就得到了已发生未报案未决赔款准备金
借:提取未决赔款准备金——已发生未报案未决赔款准备金32109
贷:未决赔款准备金——已发生未报案未决赔款准备金323109
3.理赔费用准备金对于保险事故,保险公司除应支付给被保险人按照合同约定的赔偿外,还应支付结案过程中发生的理赔费用,所以保险公司应当提取理赔费用准备金其中,直接发生于具体赔案的损失检验费律师费等为直接理赔费用,应提取直接理赔费用准备金;而不是直接发生于具体赔案的理赔费用为间接理赔费用,应提取间接理赔费用准备金
(1)直接理赔费用准备金评估直接理赔费用准备金的常用方法是比例法,该方法假设直接理赔费用与相应的赔款之间存在着一种相对稳定的比例关系,并且该比例关系的发展规律在过去和将来是一致的
借:提取未决赔款准备金——直接理赔费用准备11089
贷:未决赔款准备金——直接理赔费用准备金11089
(2)间接理赔费用准备金间接理赔费用准备金评估,需要首先确定间接理赔费用与已决赔款的经验比率,然后假设间接理赔费用在立案时发生50%,其余50%在剩余的理赔过程中发生按照上述假设,就可以根据下述经验公式估计间接理赔费用准备金:
间接理赔费用准备金=(已发生已报案未决赔款准备金×50%已发生未报案未决赔款准备金)×间接理赔费用与已决赔款的经验比率
借:提取未决赔款准备金——间接理赔费用准备金
贷:未决赔款准备金——间接理赔费用准备金
三未到期责任准备金的确认与计量
未到期责任准备金作为保险公司履行未来赔付责任的资金准备,任何一家保险公司都要按照规定计提而且保险公司在评估未到期责任准备金时,还要对其进行充足性测试,如果未到期责任准备金不能满足未来赔付费用等的需要时,还必须提取保费不足准备金未到期责任准备金的评估方法通常分为比例法和风险分布法其中比例法又可以分为1/24th法1/365th法等,主要适用于被评估险种或险类的风险分布比较均匀的状况;而风险分布法分为七十八法则逆七十八法则流量预期法等,主要适用于保险期间较长的险种下面分别就上述方法予以介绍:
1.月平均估算法(1/24th法)
月平均估算法的理论依据是假定一个月所有承保的保险单是30天内逐日开出的,并且保险单数量保额保费服从均匀分布,这样可以近似的认为所有的保单从月中开始生效,即对于每张保单当月仅能赚得半月的保费对一年期的保单,当月已赚保费仅是年保费的1/24
以一年期的保单为例,采用1/24th法评估未到期责任准备金,每年末的12月31日,可以根据下表所示的未赚保费因子来评估:
(1)2005年12月该公司提取的再保前的未到期责任准备金计算如下:
P12=1248*1/241296*3/241200*5/24…1164*23/24=1115.5
则2005年12月提取未到期责任准备金的会计分录如下:
借:提取未到期责任准备金1115.5
贷:未到期责任准备金1115.5
(2)2005年12月该公司再保后的未到期责任准备金计算如下:
A12=998.4*1/241036.8*3/24960*5/24…913.2*23/24=892.4
2005年12月该公司应收分保未到期责任准备金计算如下:
应收分保未到期责任准备金=P12-A12=223.1
则2005年12月应收分保未到期责任准备金的会计分录如下:
借:应收分保未到期责任准备金223.1
贷:提取未到期责任准备金223.1
2.逐日估算法(1/365th法)1/365th法是以日为基础逐单评估未到期责任准备金的一种方法,所以又称逐日估算法1/365th法是根据有效保单的天数来计算未到期责任准备金的,将所有保险期间在一年以下(包括一年)保单的未到期责任准备金进行加总,即可得到短期险未到期责任准备金;将所有保险期间在一年以上保单的未到期责任准备金进行加总,即可得到长期险未到期责任准备金通常情况下,保险公司采用1/24th法,1/365th法或者其他更为谨慎合理得方法评估未到期责任准备金特别是对于机动车辆法定第三者责任保险,根据《保险公司非寿险业务准备金管理办法实施细则》规定,必须采用1/365th法评估其未到期责任准备金,而且采用1/365th法,其精确程度明显要比1/24th法高得多
1/365th法未到期责任准备金计算公式为:
未到期责任准备金=保单未赚保费天数/保险期间涵盖天数×保费收入
3.七十八法则与逆七十八法则对于某些特定的险种,随着承保时间延长,风险逐渐降低或增大此时保险公司考虑近似选用七十八法则与逆七十八法则,评估未到期责任准备金例如,对于个人抵押商品住房保证保险,由于贷款余额的减少,风险分布呈现递减的趋势,可考虑采用七十八法则;而对于车辆保修期延长保险的风险在承保期内逐渐增加,则考虑采用逆七十八法则
七十八法则的计算公式为:
12
P12=∑（13-N）*XN/78
N=1
逆七十八法则的计算公式为:
12
P12=∑N*XN/78
N=1
N——表示月份数
P12——表示年底提取的未到期责任准备金
X——表示年度各月的保费收入
上述公式适用于一年期保单,分母78=1211…1;如果为两年期的保单,分母则是2423…1=300
1)该公司2004年12月31日提取的再保前未到期责任准备金计算如下:
12
P12=∑(13-N)*XN/78=1233.1
N=1
借:提取未到期责任准备金1233.1
贷:未到期责任准备金1233.1
2)该公司2004年12月31日提取的再保后的未到期责任准备金计算如下:
12
S12=∑(13-N)*ZN/78=986.5
N=1
应收分保未到期责任准备金=P12-S12=246.6
借:应收分保未到期责任准备金246.6
贷:提取未到期责任准备金246.6
4.流量预期法流量预期法是以承保业务的实际风险分布为基础计算未到期责任准备金的,这需要根据历史经验数据,对风险分布状况和已赚保费比例分布进行估计
5.保费不足准备金按照保监会第13号令《保险公司非寿险业务准备金管理办法(试行)》中第12条规定:保险公司在提取未到期责任准备金时,应当对其充足性进行测试未到期责任准备金不足时,要提取保费不足准备金因此,在按前述方法评估未到期责任准备金后,保险公司还需要预期未来发生的赔款与费用,就是用未到期责任准备金去乘以估计的赔付率与费用率,扣除投资收入的差额,与未到期责任准备金的账面余额进行比较,检查未到期责任准备金是否足够充分并且按照《保险公司非寿险业务准备金管理办法实施细则》的规定,未到期责任准备金的提取金额应大于或等于以下两者中的较大值:
I.预期未来发生的赔款费用及再保支出的余额;
II.在准备金评估日假设保单退保时的退保金额
从会计核算的角度来看,保险公司提取责任准备金的目的是为了按照权责发生制的基本原理来核算损益反映盈亏,而从保险公司经营的角度来看,准备金评估的准确性将会影响公司的经营策略产品设计偿付能力以及公司之间盈利能力的可比性等等因此,保险会计对保险负债的确认与计量,尤其是对责任准备金的确认与计量应遵循谨慎的估价原则目前,各家保险公司也在通过不断努力,寻求适合于自己保险公司实际情况的责任准备金的计提方法,力求计提的责任准备金充分合理笔者希望通过本文能为保险公司的准备金核算提供一些有益的探讨
参考文献:
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[关键词]石油行业；下游行业；需求因素
石油是现代工业和现代文明的物质基础，是国民经济不可或缺、无法替代的重要能源和工业原料，国民经济对石油具有很强的依赖性。石油一方面直接影响着一国经济的发展速度，另一方面影响着国家的经济安全。如果石油供应紧张，供不应求，势必成为遏制一国经济发展的“瓶颈”。石油既是能源，又是基础原材料，下游的石油加工、化学原料及制品和交通运输等各行业对其有很高的依存度，因此石油资源对我国整个经济都具有较大的影响力。图1反映了单位石油产量所支持的GDP总量，可以发现石油对整个经济的支持度不断提升，从2001年的每万吨支持6亿元GDP，到2006年上升为支持13亿元GDP。该指标反过来也说明了我国获得单位GDP所消耗石油数量的下降，即我国正趋向于节能经济和发展多种能源，这种趋势自最近石油价格持续上涨变得更加鲜明。由以上的分析能看到石油行业对我国整个国民经济的发展具有重要的影响，已经成为我国国民经济发展的支柱产业。因此，本文通过建立石油及其下游行业的向量自回归模型，来研究石油供需平衡以及石油下游行业需求对石油行业的冲击效应，并提出相应的政策建议，以保障石油行业对我国经济增长的平稳支持。
一、参变量的选取
石油行业是一个传统的垂向行业，我们根据《2005年按行业分能源消费量统计表》，选取石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业和交通运输设备制造业四个下游行业来对石油行业进行需求状况分析。从表1可以看到，石油加工及炼焦业消费了原油总量的72.26％，包含交通运输、仓储和邮电通信业的交通运输设备制造业消耗了大量的石油衍生能源，化学原料及制品制造业也在能源消费中占据重要地位，因此我们选择石油行业及其主要的下游行业的销售收入数据作为各行业的需求变量，所选变量简称见表2。
从表3的结果可以看出变量oil、coki、chem、tran、fiber均仅有一个单位根，这说明他们都是一阶单整过程I(1)。可以对它们进行Johanson检验，从表4的检验结果可以看出：所选用的5个变量之间满足协整关系。这说明，所选的各下游行业的销售收入与石油行业的销售收入之间在短期内由于随机干扰，偏离均值，但在长期具有均衡关系。
2模型构建。向量自回归(VAR)模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到有多元时间序列变量组成的向量自回归模型。我们主要利用石油行业及其主要下游行业的销售收入建立了相应VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。
用Eviews5．0对系统Y进行VAR分析，估计结果如下：
由上式大体可以看出，石油行业销售收入主要受其自身滞后期值的影响，另外，石油加工及炼焦业销售收入和化学原料及化学制品制造业销售收入的滞后期值对它也有一定的影响，而交通运输设备制造业销售收入和化学纤维制造业销售收入对它基本上没有影响或者说影响极为微弱。为了进一步说明各个变量间的相互作用，我们根据上面对Y1的VAR分析结果继续进行脉冲响应分析。
我们分别给石油各下游行业销售收入一个单位大小的冲击，得到关于石油行业销售收入的脉冲响应函数图。在下图2－5中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：月度)，纵轴表示石油行业销售收入(单位：亿元)，这几个图中曲线表示了脉冲响应函数，代表了石油行业销售收入对其相应下游行业销售收入的冲击的反应。虚线表示正负两倍标准差偏离带。
从图2中我们可以看出，当在本期给石油加工及炼焦业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第2期达到最高点，之后的几期内小幅度上下波动，从第5期以后开始稳定增长。这表明石油加工及炼焦业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第2期达到最大，之后逐渐回落，在第5期之后趋于稳定。即石油加工及炼焦业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应，可见石油加工及炼焦业的快速发展将带来石油消耗的增长。
从图3中我们可以看出，当在本期给化学原料及化学制品制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第1期有个小幅度负向的波动，从第2期开始变为正向波动，在第6期达到最高点。之后的2期小幅度上下波动，从第8期以后开始稳定增长。这表明化学原料及化学制品制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在第1期会给石油行业带来反向的冲击，从第2期开始，经市场传递作用，又给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第6期达到最大之后，逐渐回落，在第8期之后趋于稳定。即化学原料及化学制品制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应。具体地说，化学原料及化学制品制造业销售收入增加会在8期后对石油行业的销售收入产生稳定的拉动作用，反之化学原料及化学制品制造业销售收入的降低也会在8期后给石油行业带来负面的冲击。
从图4中我们可以看出，当在本期给交通运输设备制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在前7期内会有小幅度的负向波动。从第8期以后开始稳定回升变为正值，直至平坦，波动幅度不大。这表明交通运输设备制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在前7期会给石油行业带来小幅度的负向冲击，从第8期开始变为对石油行业同向的冲击并趋于稳定。交通运输设备制造业销售收入增加会在8期后对石油的销售收入产生正向的冲击，反之交通运输设备制造业销售收入的降低则会在8期后给石油行业带来负向的作用，但波动幅度不是很大。可见，交通运输设备制造业的快速发展对石油消耗的增长有一定的带动作用，但带动作用不是很大。
从图5中我们可以看出，当在本期给化学纤维制造业销售收入一个正冲击后，在第1期，石油行业销售收入为负向的波动。从第2期开始，化学纤维制造业销售收入的提高将带动石油行业销售收入的提高。由图5可知，石油行业销售收入在前5期内有上下波动；从第6期以后开始稳步回升直至平坦。这表明化学纤维制造业的某一冲击从第6期开始也会给石油行业带来正向的冲击，但冲击力度不大。化学纤维制造业销售收入增加会在6个月后对石油的销售收入产生正面的冲击，反之化学纤维制造业销售收入的降低则会在6个月后给石油行业带来负向的冲击，波动幅度虽不是很大，但比交通运输设备制造业对石油行业的冲击幅度略高。正是由于化学纤维制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有较小幅度的促进作用，并且该促进作用具有较长的持续效应，因此，我们可以通过推动化学纤维制造业的发展带动石油行业的发展。
3下游行业的贡献率分析。脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量带来的影响，但是并没有确定各变量具体影响力，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献率，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。
在这里我们仅考虑各下游行业需求冲击对石油需求的前期的相对方差贡献率RVCii(s)，当i＝1时的经济意义为：如果RVc1(s)较大时，意味着第一个行业需求冲击对石油需求的影响大；相反地，RVc1(s)较小时，可以认为第j个行业需求冲击对石油需求的影响小。下面分别给出各下游行业销售收入的变化对石油行业销售收入的方差分解。
下面做图比较各下游行业对石油行业变化的贡献程度，我们在此将分析时段定为36期。
由图6中我们可以看出，石油行业销售收入对其自身的一个标准差信息立刻有较强反应，第2期石油行业销售收入的响应最大，此后对其自身的波动逐渐减小并趋于稳定。化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率，最大在43％左右，其对石油行业的贡献率是逐渐递增的，在30期左右达到40％。石油加工及炼焦业对石油行业的贡献率也比较大，从第5期开始达到顶峰，在37％左右，此后趋于稳定。而化学纤维制造业对石油行业的贡献率比较小，在第6期达到最大值，最大时仅为7％。交通运输设备制造业对石油行业的贡献率最小，不到1％。
可见，化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率最大，我国化学原料及化学制品制造业得到了快速的发展，这也为石油行业的发展起了推动作用；石油加工及炼焦业的快速发展带动了能源需求，主要是石油的需求，这使其对石油行业的贡献率较大；化学纤维制造业以及交通运输设备制造业对石油行业的贡献率都比较小，但是这两个下游行业的发展对石油行业也有一定的带动作用。
三、结论
关键词：能源环境经济增长回归分析循环经济
经济、能源消耗及环境现状
近几年来，江苏省经济发展速度相当快。江苏正处于工业化加速和经济高速发展的阶段，全省的国内生产总值每年以超过10%的速度在增长，但是江苏省的增长速度普遍比国家的经济增长速度快。从1990～1993年，江苏省的GDP增长率每年都在上升，到1993年达到最大值，其具体值为22.02%。1993年后，其增长率有所下降，但总的来说，其增长速度还是比较大的，均超过了全国的平均增长速度。
伴随着经济的高速发展，能源的消费量也是相当大的，江苏省的能源消费量逐年递增，并呈加快趋势。1999年，江苏省的能源消费总量是5960.14万吨标准煤，而到2007年则快速增长到18031.67万吨标准煤，是1999年的三倍多。同时，电力的消费量也在增加，其年增长率变化较大，最大已达22.1%。随着经济的高速发展，对各种能源的消耗量也将不断增加。但是，由于江苏省自身产能水平极低，供需缺口很大。而且，由于电力供应不足，江苏省在过去几年普遍出现了拉闸限电的现象，许多企业被迫调整厂休，避峰让电，这在一定程度上阻碍了江苏经济的发展。因此，能否很好地解决能源供需矛盾，将成为影响江苏省经济能否持续高速健康发展的关键。
在环境污染方面，这里主要分析工业废水的排放情况。工业废水的排放量从总体上来说也在不断增加。1996年排放量最低，为85481万吨，2007年则上升为192426万吨，这对环境造成了很大的影响。因此，在经济高速增长的背后却是以环境污染为代价的，这与可持续发展思想是相违背的。
能源、环境对经济增长的实证分析
虽然社会能源的种类很多，但是一个经济系统中的各种能源投入，其初始状态通常是煤、石油、天然气及水电四种能源。而环境污染包括大气污染、水污染、固体废物污染、噪声与振动危害及其他。本文仅以全省工业废水排放量（FS）表征环境污染程度。并以能源消费量（NY）和废水排放量为自变量，全省生产总值（GDP）为因变量，建立如下计量模型进行研究：
Y=β0+β1X1+β2X2+μ
其中，Y、X1、X2分别表示GDP、NY、FS，μ为随机项。
本部分收集了江苏省1990～2007年的全省生产总值（人民币亿元）、能源消费总量（万吨标准煤）、工业废水排放量（万吨）等有关数据。所选数据全部源于1997～2008年各年的《江苏统计年鉴》。由于从年鉴上得到的全省生产总值是按当年实际价格计算的，各年的数据不具可比性，因此本文用以1985年为基期的居民消费价格指数对其进行修正，以便使所得结果比较客观准确。
根据以上建立的模型，对所收集的数据运用计量经济学软件Eviews3.0进行线性回归，根据回归结果，建立了如下回归方程：
Y=-554.7009+0.307044X1+0.001697X2
(-13.29282)(52.36129)(3.287607)
R2=0.998840，F=5594.677
统计学检验、计量检验。从回归结果看，拟合优度R2接近于1，解释了总离差的99.884%。同时，在给定5%的显著性水平下，各变量的参数估计都通过了t检验，F值也大于其临界值，这说明回归方程的总体显著性水平较高，拟合得很好，而且变量电力消耗量、工业废水排放量与经济增长存在着显著的线性关系。此外模型不存在多重共线性，自相关及异方差。因此，回归方程是总体线性显著的，它能正确地反映能源、环境对江苏省经济增长的影响。
经济意义分析。从回归方程可以看出，β1为0.307044，这说明在其他条件不变的情况下，随着能源投入的增加，江苏省的生产总值将不断增加。能源多消耗1万吨标准煤，全省的生产总值将增加0.307044亿元，这种正向的相关关系与实际也是相符的。能源是一国经济增长最为重要的物质基础，没有能源的提供与利用就不会有经济的增长和发展，更谈不上整个社会的发展与进步。但是从另一方面，也说明了江苏经济的发展在很大程度上依赖于能源的供应。然而，由于江苏省“无油、缺煤、少电”，资源匮乏，95%以上消耗的能源都要从省外调入。因此，江苏省不适合发展高能耗项目的产业模式，需对产业结构进行调整。
另外，β2为0.001697，说明江苏的经济发展与环境污染存在着正相关关系。因此，可以说,江苏省经济的增长是以牺牲环境、污染环境为代价的。在我国，普遍采用GDP或GDP的增长率来评价一个地区的发展成就，用产值和经济增长率对各级政府的政绩进行考核，这就导致了在经济发展过程中，片面地追求经济的高速发展，而不惜以环境污染为代价。由此所产生的恶果也最终将对经济产生“报复”。因为环境污染的加剧，又不断会拉大治理环境污染的费用支出。
同时，运用Eviews软件计算各变量之间的相关矩阵，得出能源消耗与环境污染之间存在着较大的相关关系，其相关系数为0.79059。这说明能源的高消耗是造成环境污染的一个重要因素。因此，要改善环境，就要从减少能源的消耗入手，不断提高能源的效率，从而促进经济的增长。
综上所述，江苏经济的增长是以能源的大量消耗和环境污染为代价的，同时江苏省资源不太丰富，不断拉大的供需缺口将成为经济发展的“瓶颈”，而且环境污染最终也将对经济的发展产生负面影响，这是一种不可持续的发展，是一种极不和谐的经济增长方式。能源、环境与经济协调发展的建议
（一）优化江苏省的产业结构
推进产业优化升级，进行产业结构调整，调整轻重工业的比重，大力发展轻工业，向结构轻型化发展。限制高耗能、高耗材、高耗水行业的发展。必须建立标准化的定量技术指标，在水泥、钢铁等行业，坚决淘汰浪费资源、污染环境的落后工艺、技术、设备和产品。从而促进能源、环境与经济的协调发展。
（二）优化江苏省的能源结构
首先要加快江苏省的电源电网建设，并大力推行电力需求侧管理，以缓解电力供需矛盾。其次要积极开发水电，利用江苏抽水蓄能的丰富资源，重点考虑建设一批调峰能力强的中型水电和抽水蓄能电站。再次要优化发展煤电，推行高效洁净燃烧技术和提高技术设备水平，以提高煤炭等一次能源的使用效率。最后要利用江苏省具有引进天然气港口和良好住址的条件，大力发展天然气，并加快对风电、潮汐发电等适合江苏省情的新能源项目的建设。从而提高经济发展的效率，降低环境污染。
（三）依靠科技进步大力发展循环经济
循环经济把经济活动组织成一个“资源—产品—再生资源”的循环式流程，从而使物质和能源能够得到合理和持久的利用。循环经济在环境保护上表现为污染的“低排放”甚至“零排放”，并把清洁生产、资源综合利用、生态设计和可持续消耗等融为一体。同时，循环经济还能拉长生产链，推动环保产业和其他新型产业的发展，增加就业机会，促进社会发展。此外，循环经济在不同层面上将生产和消费有机地联系起来。因此，发展循环经济符合江苏省的省情，我们要依靠科技进步，大力发展循环经济，将经济增长方式从粗放型向集约型、消耗型向循环型、投资推动型向创新推动型经济转变，实现江苏经济向高级化发展。
（四）完善绿色GDP指标体系
江苏省作为全国“绿色GDP”核算的试点之一，首次也是全国首家向社会公开通报了全省生态公益林的建设与监测效益。但是，江苏试点的并不代表全面计算完整意义上的绿色GDP，最多只能称之为“浅绿色”GDP。而且在已有的工作中还有很多不足，如现有核算只是对当年流量的核算，对历史造成的污染治理成本如何估价，悬而未决；污染损失的口径范围也没有明确等。因此，要不断着力于提高全民，特别是一些领导干部对绿色GDP的认识观念，提高绿色核算技术，构建科学完整的环境资源统计指标体系，并制定出与绿色GDP核算相关的法律制度，以摸索并完善绿色GDP核算体系。
参考文献：
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