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新制度经济学究竟“新”在哪里(1)_经济学毕业论文范文
新制度经济学究竟“新”在哪里(1)_经济学毕业论文范文 [摘 要]以科斯为主要代表的新制度经济学，与旧制度经济学、新古典经济学以及马克思经济学之间，存在着密切的理论关联性。新制度学派借助新古典分析体系，实现了制度经济学演进中的质的飞跃，修正了新古典理论的一些重大缺陷。同时也对马克思经济制度分析提供了重要启示。本文通过一番简明扼要的比较分析，回答了新制度经济学究竟“新”在哪里。 [关键词]新制度经济学 旧制度经济学 新古典经济学 马克思经济学 制度经济学对于中国学者并不是陌生的东西。且不说早期制度经济学家如凡勃伦、康芒斯等人的著作，早在20世纪60年代就被翻译介绍到了中国。即使30年代以后，一些制度经济学家如加尔布雷思、熊彼特等人的理论，也都时髦过一阵子。更不可忘记的是，马克思经济学本质上也是一种“制度经济学”，并且还是制度经济学的理论先驱。然而，人们在狂热推介新制度经济学时，却很少有人比较分析新制度经济学与经济学体系之间的历史联系，甚至还断然否认它们之间存在任何理论关联性。基于此，笔者认为有必要从历史演进和逻辑联系两个方面，把新制度经济学与旧制度经济学、新古典经济学以及马克思经济学进行一番比较研究，探讨新制度经济学究竟“新”在哪里。 一、新制度经济学比旧制度经济学有质的飞跃 制度经济学的形成和发展已经有百年历史。大致可以分为三个阶段：第一阶段为形成时期，以凡勃伦、康芒斯和米契尔为主要代表；第二阶段为过渡时期，以艾尔斯、贝尔、米恩斯、加尔布雷思等为主要代表；第三阶段为发展时期，以科斯、诺思、威廉姆森、阿尔奇安和德姆塞茨等为主要代表。如今，制度经济学已经形成了一个流派众多、成分复杂的庞大理论体系。虽然加尔布雷思等人的理论曾经被称之为新制度经济学而风行一时，但时过境迁，现在新制度经济学成了以科斯为代表的制度经济学派的专有名词，而把科斯之前的一律称为旧制度经济学。 科斯本人似乎不承认他的理论与旧制度经济学有什么关系。他把新制度经济学称为当代经济学，而旧制度经济学则称为近代制度经济学。他认为，当代制度经济学与近代制度经济学并没有什么理论上的渊源关系，在某种程度上讲，当代制度经济学与近代制度经济学在理论上还是对立的。科斯的主要理由是：“近代制度经济学的观点不是理论性的，而是反理论的，他们尤其反对古典经济理论”。施蒂格勒也持相同的观点，他认为“近代制度经济学的失败是因为它没有提出实证的理论学说，它当时所表现的仅仅是对正统经济理论的不满和批判态度，它注定得不出什么新东西，近代制度经济学的悲剧就在于他们没有留下什么理论工具(或范式)供别人或后人去使用”。科斯和施蒂格勒对旧制度经济学的批判，以及划清新制度经济学与旧制度经济学的界限，都是可取的。但他们否认新旧制度经济学之间的理论渊源关系，则不符合实际。 且不说新制度经济学派在重视制度因素分析这个基本点上与旧制度经济学一脉相承，继承了凡勃伦、康芒斯等人的传统和思路；在许多基本理论范畴上，也可以明显看出新旧学派之间的传承关系。或者说，在旧制度经济学理论中，有新制度经济学基本范畴的雏形。例如，科斯理论最核心的交易费用范畴，与康芒斯的交易范畴就有理论渊源关系。康芒斯把“交易”作为与“生产”概念相对应的经济学的范畴，并且对交易概念进行了明确的界定与分类。在康芒斯看来，交易活动是“制度”的最基本单位，制度只不过是无数次交易活动的结果。因此对不同类型交易的分析，也就转化为对不同经济制度的分析。这样，就使“交易”概念一般化了，从而具有更广泛的适应性。不过，由于他所采用的分析方法主要是哲学、心理学、法学及社会学的方法，而不是新古典经济学的方法，因此，他也就不能从资源配置效率的角度来认识交易本身的内涵，提出“交易费用”概念。又如，新制度经济学作为最重要经济制度的产权范畴，从旧制度学派那里继承的思想遗传更多。凡勃伦提出无形财产的概念，并认为它是公司的真正基础，这样就为公司产权分析开辟了道路。康芒斯强调所有权是制度经济学的基础，从所有权稀缺到制度稀缺展开分析，提出了一整套采取集体行动来建立秩序的制度体系。艾尔斯、贝尔和米恩斯等人继承凡勃伦传统，以技术与制度的矛盾为主线，深入分析公司内部权利结构的变化。诸如此类的研究，直接为产权理论的形成提供了必要的理论准备。如果进行更仔细的比较分析，几乎所有新制度经济学的理论中，或深或浅都闪耀着前人思想的光彩。 更重要的是，新制度学派继承了旧制度学派的传统，在研究出发点上都是以批判新古典经济学开始理论生涯的。凡勃伦摈弃了边际效用概念和均衡概念，认为马歇尔建立在资本主义“和谐”基础上的一整套“均衡理论”，与事实不符。并且，庞巴维克把人从特定的历史环境中抽取出来，孤立地分析个人的欲望及其满足途径，也是错误的。他强调对社会文化心理和习惯的分析，主张建立分析制度变迁的“演进经济学”。新制度经济学家一直沿袭着“凡勃伦传统”，无不通过对新古典学派的“经济人”基本假定的修改，从制度方面或经济结构方面来研究资本主义社会，以建立一个与新古典迥异的制度经济学体系。 指出新旧制度经济学之间的传承关系，不是要抹杀它们之间的区别。恰恰相反，而是为了更清楚地认识到新制度经济学的新意所在。的确如科斯和斯蒂格勒所言，新制度学派的革命性转变就在于按照新古典经济学的规范来展开制度分析，把制度因素分析引入实证科学的范畴，从而使制度经济学发生了质的飞跃，真正成为了经济学体系中的一个有机组成部分。 为了简明起见，如果不考虑在具体理论观点上的创新，从总体上看，新制度经济学相比旧制度经济学的创新主要有四点：一是分析方法上的创新。凡勃伦采用的主要是心理学方法，康芒斯应用的是法律制度分析，而新制度学派严格按照实证性的新古典方法进行研究。诚如科斯所言；“利用正统的经济理论去分析制度的构成和运行，并去发现这些制度在经济体系运行中的地位和作用”。正因为是用经济学方法去研究制度问题，大大拓宽了理论视野和提高了理论的逻辑实证性。二是理论体系上的创新。除了康芒斯试图创建一个理论体系之外，可以说旧制度经济学的理论完全不成体系。而新制度学派依托较为成熟的新古典体系来展开理论分析，就使其理论大致能够保持逻辑一致性。虽然目前新制度经济学还没有形成一个逻辑严密的理论体系，但初步可以自成体系了。三是基本理论范畴上的创新。旧制度学派提出了许多有价值的思想，如凡勃伦的“无形财产”、“有闲阶级”、“既得利益者”和“制度导向”等等，但基本上没有形成严格的理论范畴。相比之下，新制度学派不仅提出了许多新的理论范畴，而且范畴的界定相对严格规范。例如，著名的“交易费用”和“科斯定理”的提出，像发现新大陆一样开辟了一片新领域，形成了经济学上的一场革命。“交易费用”概念被广泛地运用于产权结构、代理关系、外部性问题、集体行动、寻租活动、多种体制组织形态的形成和发展、经济史、政治制度等研究领域。最后，表现为研究领域方面的创新。旧制度学派的研究领域基本上在企业层面或微观经济领域，新制度学派的理论视野却要广得多。虽然企业内部的产权结构及组织仍然是一个研究的重点，但新制度学派的研究及其理论应用，从微观到宏观，从企业到国家，从经济到政治，从现实的制度安排到历史的制度变迁，已经涉及到社会经济一切领域，甚至到了无所不包的地步，形成了一个开放的庞大的理论体系。 二、新制度经济学在新古典经济学的框架内创新 与旧制度经济学相比，新制度经济学的最大创新是把制度分析纳入了新古典经济学的分析轨道。与新古典经济学相比，新制度经济学最具新意的则是引入制度因素分析修正了新古典的缺陷。新制度学派以新古典批判者的面目出现，研究的是新古典经济学中所忽视的制度因素，但其理论研究的立足点、出发点和归宿点都是新古典经济学。即凭借新古典的分析架构和分析方法，从新古典理论的缺陷出发进行制度因素研究，补充了新古典体系的不足或完善了新古典理论体系。正因如此，有人把新制度经济学看成是新古典经济学的一个分支。 粗略看来，新制度经济学流派五花八门、风格迥异，总体上是一个良莠不齐的庞杂体系。如果细究，不难发现，新制度经济学各流派或密或疏都与新古典经济学相关。诸如：科斯、诺思、德姆塞茨和威廉姆森等人创立的交易费用理论、产权理论和制度变迁理论，主要利用新古典理论工具去分析制度的构成和运行；贝克尔、布坎南和斯蒂格勒等人则把制度本身作为一个内生变量，进行完全标准的新古典分析；而西蒙、纳尔逊和马里斯等人以反新古典基本假定著称，批评新古典经济学的理性行为假定和企业追求最大利润化假定，还有库兹涅茨和阿布拉莫维茨等人，完全用经济统计学派的方法来分析现代经济增长和波动的结构和制度方面。由此可见，在新制度经济学招牌下的各种流派的理论，虽然从不同角度和不同层次对制度研究做出了贡献，但无论在理论上还是在方法上都存在着相互矛盾或冲突，很难融合构成一个逻辑严密的理论整体。也正因为如此，与逻辑严密的新古典经济学相比，新制度经济学从总体上说还不是一个成熟的理论体系。因此，对于新制度经济学不能一概而论，只能就其中某一流派来具体分析。 在新制度经济学体系中，科斯完全认同新古典的自由主义经济哲学立场，从维护自由市场秩序出发，研究自由市场条件下资源配置的合理方式及其均衡状态，即稀缺性资源如何达到最佳配置的问题。与新古典主流学派不同的是，科斯把制度因素作为一个重要的变量引入到经济分析中，通过交易费用一般化分析，论证了交易活动和企业制度的稀缺性，揭示了交易费用对制度形成的影响，以及交易费用和权利分配对于资源配置和收入分配的影响。这样，科斯定理就比较清楚地阐明了在存在交易费用的条件下，企业存在的原因和产权制度的重要性。简单地说，科斯定理实质上是探讨产权制度或制度一般对经济运行效率的影响。以科斯定理为基础，威廉姆森侧重于节约交易费用研究，从契约角度来看待和研究经济组织，认为经济组织的主要目的和效果是节约交易费用，从而设计出交易费用最低的企业治理结构。德姆塞茨和阿尔奇安则循着科斯的另一思路，偏重于产权研究，其内容包括产权的概念和起源、产权安排和产权效率、产权结构和产权转让、各种产权形式和模式比较等，创立和发展了产权制度和治理产权的经济学分析体系。诺斯等人则主要进行新经济史方面的研究，用交易费用为基本分析工具，以产权制度创新为主线，通过对西方国家经济发展的历史考证，认为一种能够提供个人刺激的有效的产权制度是经济增长的决定性因素，创立了一套制度变迁理论。总之，以科斯为代表的新制度经济学的确开辟了一片经济学研究的新领域，在一定程度上弥补了新古典经济学的缺陷。 新制度经济学最大的创新，是对新古典体系理论前提或假定的批判和修正。任何理论体系都建立在某些前提条件之上，如果前提条件不成立，整个理论体系就有倾覆的危险。因而对理论前提的批判，往往具有致命性的攻击力，同时也最有可能出现根本性的理论创新。科斯就是这么于的，他嘲笑新古典经济学是“黑板经济学”，批判的锋芒首先指向新古典体系的理论前提不符合实际情况。 共2页: 1 论文出处(作者):
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关于小康社会体育社会化特征分析_经济学毕业论文范文
关于小康社会体育社会化特征分析_经济学毕业论文范文 论文摘要：采用文献资料法，从小康目标出发。对小康社会体育目标的时代特征和特征进行了分析。旨在为小康体育体育社会化发展提供理论支持。 论文关键词．小康社会目标 体育社会化 时代特征 分析 新时期人文体育对人类全面发展的社会功能的强调。促使体育从“生产到生活”的形式转轨，也体现了发展到一定水平后人们对幸福生活的追求，表现着人类自由精神的指向，反映出体育作为文化的真正魅力。体育的宗旨将充分体现“为了每个人的全面发展”的人文本体价值。为此小康社会体育将赋予新的时代内涵。是一具有现实意义的课题。 1小康社会体育拓展了人类休闲理论内涵 从国际比较的视角看，我们正步人全面建设小康社会体育的阶段，此阶段正是西方国家的化高潮时期，其体育发展特征表现为体育快速增长、体育朝着平民化、生活化、组织化、消费化、娱乐化方向发展。职业体育、商业体育快速启动，体育作为文化娱乐业的新业态，拓展了休闲内容，并迅速成为全社会的消费热点和热点，体育产业成为国民经济的新型增长点。 小康体育是时代发展的必然选择，是实现体育与社会经济协调发展，以人为本，促进人的全面发展，满足公民多层次、多样化的需求的体育。是倡导文明健康生活方式。提高全民健康水平和生活质量非功过的新时期的体育。体育需求由过去以满足政府需求为主向满足大众个体需求为主转变；体育体制由封闭向开放型转变，即由国家单一型办体育向社会办体育转变，形成体育的多元化发展态势。发展模式由局部赶超型向全面发展型转变，发展动力由满足政府需求为主向满足大众个体需求为主转变。因此，全面建设小康体育有着实际的、丰富的内涵，它对中国休闲领域来说是一个新的课题。 2小康社会目标赋予体育的新的时代特征 江泽民同志在十六大报告中提出了全面建设小康社会的目标，强调指出，我们要在本世纪头二十年，集中力量，全面建设惠及十几亿人口的更高水平的小康社会，使经济更加发展、更加健全、科教更加进步、文化更加繁荣、社会更加和谐、人民生活更加殷实。小康体育的总目标应为提高体育产品和服务的供给能力，满足人民群众El益增长的多层次、多样化的体育需求，让大众分享体育发展的成果和利益。在此目标下小康社会体育的发展将具有明显的时代特征。 2．1服务性与保障性 服务性和保障性是小康社会体育的本质特征。服务性指以人为本。为公民参与体育活动提供直接服务，从而提高公民参与体育的质量和水平提高公民健康素质，通过服务使公民享受体育的乐趣并使体育成为其生活的一部分，相伴终生，这也是小康体育的核念。保障性是指小康社会体育保障公民平等参与体育和享受基本服务的权益，并保障服务功能的持久性和有效性。 2．2全民性和平民化 全面建设小康社会要“惠及十几亿人口”的目标和《全民健身纲要》的一致性决定小康社会体育要服务全体公民、惠及全体公民，也是人的体育需求多元化、多层次所决定的。平民化是指小康社会体育服务和惠及全体公民的主体是平民，即以占人口大多数的工人、农民、学生以及弱势群体等普通公民为主要服务对象，保障他们享有基本的体育服务。也只有平民化，才有真正意义上的全民性。
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关于构建广西地方高校服务社会绩效评价体系的探讨_经济学毕业论文
关于构建广西地方高校服务社会绩效评价体系的探讨_经济学毕业论文 [论文摘要]广西壮族自治区政府要将“广西高校服务广西新发展”活动扎实有效地开展下去，地方政府和地方高校必须相互配合，构建科学规范的服务绩效评价体系，营遣一个良好的内外部，充分发挥评价的导向、激励、改进的功能，才能有助于高校社会服务工作逐步走向规范化、科学化、制度化，才能对地方高校的改革和发展起到积极的导向和推动作用。 [论文关键词]构建；地方高校；服务社会；绩效评价体系 自广西壮族自治区人民政府启动实施“广西高校服务广西新发展”活动以来，广西地方高校积极参与服务广西新发展行动计划，开展了形式多样的社会服务活动，按其性质和形态划分，主要有人才服务、科技创新和综合服务等内容。那么，如何验证广西地方高校服务地方社会的服务水平?如何建立比较完善的高校社会服务体系和科学的评价体系，才能有助于广西地方高校服务地方社会逐步走向规范化、科学化、制度化，充分发挥地方高校在三大文明建设中的作用，真正实现地方高校与地方社会的共赢?针对这一系列问题，笔者认为，地方政府和地方高校必须相互配合，通过构建科学规范的服务社会绩效评价体系来引导广大教师的社会服务活动。本文通过对南宁等地的高校进行了解，就构建广西地方高校服务地方社会绩效评价体系进行探讨。 一、构建广西地方高校服务社会绩效评价体系的必要性 (一)科学规范的服务社会绩效评价体系是广西地方高校服务社会效能的重要保证 高校培养人才、科技创新、服务社会的三项职能，是互相联系、相互渗透的，共同构成了现代高校的职能体系。其中，服务社会职能的绩效工作应该纳入评价体系，其对引导高校从盲目的、被动地服务社会转向真正主动、富有成效地服务社会，由片面服务到全方位、多渠道服务指明了方向；同时，其有助于高校社会服务工作逐步走向规范化、科学化、制度化，必将对高等教育改革与发展起到积极的导向和推动作用，是高校服务社会效能的重要保证。 (二)科学规范的服务社会绩效评价体系能够引导广西地方高校注重服务社会产出与效果的实现 高等教育服务社会的产出与效果主要从高校毕业生质量、科研成果、社会效果等方面来评价。毕业生的质量反映了高校教学活动的成果，是评价高等教育质量的关键，可以用本专科生、硕士博士研究生的毕业率、获得学位率、首次就业率、人职匹配率等指标衡量；科研成果反映了高校为发展和社会进步提供科技支撑的绩效，包括教师科研成果、学生科研成果和科研成果转化率；社会效果评价主要反映了高校的品牌、特色、声誉、社会服务能力，学生教师满意率等。因此，这些项目指标对教学科研成果的实现、学生培养的数量和质量以及对社会的贡献等方面有很强的引导作用。通过科学有效的绩效评估可以发现高校服务社会的产出是高效的还是低效的，对地方高校服务社会的调整和定位具有很强的作用。 (三)科学规范的服务社会绩效评价体系有利于实现广西地方高校与社会的共赢 目前，广西很多地方高校与地方企业、事业单位签订科技项目合作协议，采取联合办学、联合开展科研、向企业转让技术等多种形式积极为经济发展和社会进步服务。例如：广西大学狠抓一批直接服务广西、服务北部湾的重大科研项目，加快成果转化，加强校市合作，加强中国—东盟经贸合作研究，为广西产业振兴、北部湾开放开发和广西新建设提供科技支撑。广西财经学院与防城港市、崇左市建立全面战略合作联盟，为地方提供、贸易、等人才培养支持和决策咨询服务。同时，学校的科研和服务项目获得地方政府和企业的大力支持，又促进了学校科研水平和办学能力的进一步提高，形成校地共赢的良性循环。因此，实施科学规范的服务社会绩效评价体系，有利于密切广西地方高校与社会的联系，广西地方高校能够在服务社会的同时得到更多的社会支持，求得更大的发展，真正实现高校与社会的共赢。 二、广西地方高校绩效评价体系存在的问题 教师绩效指标的权重设计缺乏科学依据。很多指标权重的给出多遵循经验，人为因素较多，缺乏可操作性、时效性、现实性，不能适应新时代下大学绩效管理的需要。 (三)绩效评价与绩效管理脱节 绩效管理是指各级管理者和员工为了达到组织目标共同参与的绩效计划制定、绩效考核评价、绩效反馈与奖励惩处等的持续循环过程，绩效管理的目的是持续提升个人、部门和组织的绩效。 广西很多地方高校对教师采用的是“德能勤绩”式考核办法，这类考核实质是没有“明确定义、准确衡量、评价有效”的关键业绩考核指标，比较简单粗放，缺乏量化。而且考评结果并不直接与教师的薪酬、奖励、职业发展机会挂钩，只是为了完成年度管理程序，既浪费了、物力，又大大挫伤了教师的工作积极性和创造性，阻碍了教师与教学管理者之间的信任和沟通，使绩效评价与绩效管理处于脱节状态。
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关于我国科技型企业留住知识型员工对策分析_经济学毕业论文
关于我国科技型企业留住知识型员工对策分析_经济学毕业论文 论文摘要：企业80%的效益是由最关键的20%的员工所创造，尤其是其中的知识型员工，他们是企业价值的主要创造者，是企业不可或缺的重要资源和核心能力，因此科技型企业要真正保持在中的竞争地位，就必须考虑如何有效激发知识型员工的斗志并创出最佳绩效，需要通过哪些措施吸引和留住优秀人才。主要通过对知识型员工内涵及特点的理解，阐述其流失对于企业造成的影响，并根据原因及特点就企业如何留住知识型员工提出具体的对策建议。 论文关键词：科技型企业；知识型企业；风险；对策分析 1 科技型企业知识型员工的内涵和特点 我者王兴成（1998）等人提出，知识型员工指从事生产、创造、扩展和应用知识的活动，为企业带来资本增殖并以此为职业的人。刘琴（2002）等人提出，知识型员工指那些具有从事知识生产、创造、扩展和应用的能力，为企业带来资本增殖并以此为职业的人。这两个提法大致相同，都说明了知识型员工是从事与知识相关的活动，本身具备较强的学习知识和创新知识的能力，并能充分利用现代科学技术知识提高工作效率的脑力劳动者，也就是指具有知识资本产权并以知识为载体进行价值增值，用脑子所创造的价值高于其体力所创造的价值的人。 迅猛发展的今天，作为企业获取竞争优势首要源泉的知识载体-知识型员工，有自己的需要和特性。 1.1 富有自主性与独立性，创新意识强 知识型员工大多接受过系统的专业与训练，在自己的专业领域拥有一定的特长，注重工作中的自我，而且能力越强，独立自主从事某项活动的意识也越强。另外由于知识型员工拥有企业生产手段意义上的知识，具有某种特殊技能，为更好的工作，往往倾向于一个灵活的组织和自主的工作，希望自己创新。 1.2 自身需求多样性 由于知识型员工的受教育程度、工作性质、方法、学习环境等等差异，使其形成了独特的、富有个性化的需求、思维方式等。不仅追求较高的薪金及地位，还看重企业的发展前景、能力的施展、自身价值的实现等方面。 1.3 奋斗目标明确而独立 与一般员工相比，知识型员工心目中具有非常明确的奋斗目标，自身意识到工作并不是仅仅为了挣工资，而是有着发挥自己专长、成就事业的追求，更在意自身价值的实现，并期望得到的认可。 因此，他们热衷于具有挑战性的工作，把攻克难关看成一种乐趣，一种自我实现的方式。 1.4 流动性强 外在方面，资本追逐知识和人才的时代，企业为了争夺人才进行着激烈的竞争，客观上为知识员工的流动创造了外部条件；内在方面，知识员工本身就具有较强的流动意愿，为了追求真正的价值追求——事业的实现，会在实际的工作中为了忠于于自己所从事的事业，寻求最适合自己的地方来最大限度地实现自我价值，因此很可能不断流动。 知识型员工在科技型的企业中从事的工作除了以上的特点外还需要符合工作本身的要求：工作创造性强，需要依靠员工自己的知识禀赋和灵感，应对各种可能发生的情况，推动技术的进步和产品的创新；工作程序充满个性，没有确定的流程和步骤，不受时间和空间的限制，工作程序个性化、自治性、自主性强；工作成果难以考核量化。 2 科技型企业知识型员工流失的风险分析 智联招聘薪酬数据研究中心发布的《2009 年岁末薪酬盘点调研报告》显示，相对于2008 年，受危机影响，2009 年企业薪酬实际增长率为8.2%， 创下了近5 年的新低。同时，前程无忧薪酬部发布的《2009 企业离职与调薪调研报告》显示，2009 年企业离职率为15.9%， 与2007 年、2008 年的22.3%和23.1%相比下降明显。随着招聘的松动，业内专家预计10 年高端人才主动离职率将会大幅回升。颇高的离职率，造成了人才的流失，而作为核心竞争力的源泉——人才的流失，会是对企业致命的破坏，带给企业难以估量的风险。 2.1 会造成企业的核心技术和商业机密的损失 对于科技型企业，核心技术关乎企业的生亡，若掌握核心技术或商业机密的知识型员工的离职可能导致企业赖以生存的核心技术或商业机密的泄露。如果这些离职的员工掌握了一定的商业机密或企业的特有的技能，不论跳槽到竞争对手那里给对手获得好的发展机会，还是员工“另起炉灶”，把原先所在公司的一些模式和项目全都归到自己的名下。 都会给企业造成难以估量的损失，轻则损失资金，重则使企业难以重振。因此越掌握核心技术和商业机密的知识型员工的流失，对一个高科技企业来说，风险就越为巨大。 2.2 可能导致企业关键岗位的空缺，增加，影响企业的工作效率 当今的市场竞争是知识技术的竞争，大多数知识型员工都占据企业的重要职位，并具有一定的技能，一旦他们离职，将给企业的正常运作带来一定的障碍，势必会影响企业的整体运作，导致企业的工作效率的低下。因为企业在现在这种人才短缺、人才结构混乱、人才信任度下降的后金融危机的背景下，更难马上找到适合的人选替代，即使找到了，要熟悉手上的工作也要一段时间，这样离职成本、替换成本、培训成本就大大增加。 2.3 企业形象受损 一个科技企业发生人才流失现象，不管人才是什么样的原因离开企业的，很快就可能被媒体报道，或者被人们不断，影响面不断扩大，在不明原因的情况下，将会产生多种猜忌和传言，这些都将对企业精心塑造的形象带来损失，尤其处于现在境况的风浪尖口。
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关于土木工程项目成本控制方法研究_经济学毕业论文范文
关于土木工程项目成本控制方法研究_经济学毕业论文范文 论文摘要：在我国，工程项目基本上是以招投标制度来确定，当工程项目确定后，整个工程建设的造价也就基本确定。在这种情况下，企业要想增强份额并从中获得更大的利润，最大限度地控制项目是唯一途径。因此，在土木工程项目中，成本管理和控制是重中之重，它是提高企业竞争力的命脉，也是企业盈利能力和水平的直观体现。针对土木工程项目成本的控制（开源节流）进行浅论述。 论文关键词：土木工程项目；成本控制；开源节流 由于土木工程的复杂决定了每个工程中对项目成本的控制方法不尽相同，但在整体上，对整个项目建设的成本进行控制方法不外乎开源节流。针对工程的施工单位而言，全面考虑业主的要求，认真履行施工，并在此基础之上争取企业利益最大化就是开源；在施工过程中，在保证施工质量及施工进度的前提下，对物资设备的费用和劳务分包费进行严格管理，争取最大程度地降低物资消耗，以节约开支，我们称之为节流。本文笔者对此提出了个人的理解，以供参考。 1 开源增收 1.1 承包合同的利用 在土木工程建设中，承包合同中的工程条款是项目实施的最重要的依据，也是规范施工企业和业主双方行为的准则。现阶段，我国市场竞争日趋激烈，导致业主在建筑市场中比施工单位更具发言权，占据优势地位。基于此种情况，在工程项目合同中更多体现的是业主的利益，而施工企业在其中处于不利的地位。笔者认为，工程造价人员应该重点对其进行研究，仔细推敲，对合同条款进行有效利用。作为合同，其基本原则就是公平公正。而语义有其独有的特点，重在多重性和复杂性，这就使得施工单位成本控制人员对其中表述严密性欠缺的条款可以多重理解，使其更加有利于施工单位。如工程发生设计变更，基于合同条款基础之上的变更索赔也能更具说服力，一定程度上增加索赔的成功率。 1.2 优势单价的利用 在项目中标后，其中利润较大的合同单价我们称之为优势单价。在我国目前的投标过程中，大多施工单位为了能使投标单位中标之后利润空间更大，往往在投标过程中实施不平衡的报价措施。也就是对投标单位中有的报价施工项目较低，有的报价较高，尤其是在工程建设过程中可能出现工程量变更的项目，这些利润相对较大的施工项目单价就是施工单位的优势单价。 众所周知，在工程施工中施工设计的实现可以采取多种方式进行，各自都有优点，也存在不足之处，在选择采取施工策略时通常是多选一。对优势单价的合理利用，就是尽量在施工过程中利用设计变更，以增加其工程量，从而获取利润。但要注意对施工设计的研究，并全面结合实际施工情况及不同施工工艺的特点，从而抓住每个设计变更的机会来扩大利润范围。 1.3 将造价与技术有效结合 在成本控制领域中，技术与相结合一直是重点问题，笔者就此进行了以下分析： 在土木工程建设中，技术与经济的结合应该体现在施工中的每个阶段，但重点要放在施工方案制定阶段。因为技术人员本身工作的局限，在制定施工方案时，由于其对工程施工成本欠缺了解而更加侧重与施工中的可操作性和安全性，往往忽视了施工单位本身的利益要求。通常会导致施工方案的可操作性强，但在经济方面达不到利润最大化，甚至会减小施工单位的利润空间。如果将两者结合起来，就能在一定程度上避免这种问题的存在。 此外，在设计过程中，由于设计单位的施工经验存在一定不足，在遇到较为恶劣的施工或复杂的地貌时，往往需要征求施工单位的意见，甚至很多时候是施工单位提出设计思路，这就为施工方从设计阶段奠定了为自身谋取合理利益的基础。 基于这种情况，对土木工程施工方案的设计，成本控制人员应该积极参与，与施工技术人员协调配合，技术人员提出设计思路及意图，成本控制人员进行比较论证，以确保设计更加全面合理，并能够为施工单位谋取更大的利润。 2 节流节支 在土木工程建设中，加强对项目费用及劳务分包费用的控制就叫做节流。其中最主要的环节就是对施工过程中材料费用的控制。 2.1 对施工材料费用的控制 在土木工程建设中，材料费用在整个项目建设费用中占据的比例一般都不低于百分之五十，因此，对材料费用的控制是项目成本控制的重点工作。对施工材料费用的控制就是在施工过程中对消耗的材料、物资进行价格上和数量上的控制，努力将材料物资消耗控制在合理范围之内。材料费用控制要从两方面进行，一是对材料价格的控制，二是对材料消耗的数量控制。笔者就此进行了分析：
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试析心理账户的知识员工激励研究_经济学毕业论文范文
试析心理账户的知识员工激励研究_经济学毕业论文 论文摘要：21世纪，企业的竞争就是人才的竞争，知识的竞争。拥有知识和技能的知识型人才是企业的核心竞争资源，是企业立足的根基。企业要吸引和留住知识型员工，必须分析知识型员工的特殊需求，有针对性地建立物质激励和情感激励双管齐下的激励机制，不仅要给予他们与付出相对等的报酬，还要从精神激励、公平客观评价、培训机会等对他们进行多角度的激励，提高激励效果。 论文关键词：账户；知识型员工；激励机制 1 心理账户的理论发展 1.1 心理账户的产生 芝加哥大学著名行为和行为学家理查德•萨勒（Richard Thaler）于1980年，首次提出“Psychic Accounting（心理账户）”概念，是对金钱分门别类的分账和预算的心理过程，用于解释个体在消费决策时为什么会受到“沉没效应（sunk cost effect）”的影响。1984 年，卡尼曼教授和特韦尔斯基教授认为“心理账户”概念用“mental account”表达更贴切。卡尼曼认为，心理账户是人们在心理上对结果（尤其是经济结果）的分类记账、编码、估价和预算等过程。 萨勒认为“心理账户”是人们在心理上对结果（尤其是经济结果）的编码、分类和估价的过程，它揭示了人们在进行（资金）财富决策时的心理认知过程。由于心理账户的存在，使人们在行为决策时常常偏离基本的经济人理性原则。萨勒在研究中发现，根据财富的不同来源，财富的不同消费支出以及财富的不同存储方式，心理账户可以分成多种类别，这些类别之间具有不可替代性。一是不同来源的心理账户之间具有非替代性；二是不同消费支出的心理账户之间具有非替代性；三是不同存储方式心理账户之间的非替代性。 1.2 基于心理账户的个人决策模式 心理账户的提出是为了研究人们在行为决策时候的非理性经济行为，我者李爱梅、凌文辁已经开始对心理账户的内隐结构进行研究，研究发现在心理账户中除了现在学者公认的经济账户外，实际上还存在着情感账户。即在经济账户之外，人们还根据自己的情感，运用着情感账户影响对事情的评判和决策。由此可以得出基于心理账户的在不确定风险下的个人行为决策模式，如图1。个人心理账户中的经济账户和情感账户在因素和因素的影响下形成了决策的预期参照水平，通过预期参照水平和现实水平的比较，衡量得失价值效益进而做出决策。 2 关于知识型员工激励 “知识型员工”是美国学者彼得•德鲁克发明的，指的是“那些掌握和运用符号和概念，利用知识或信息工作的人。”知识员工的特点是：高学历、个性化、自主性、发展性、成就感。要想调动知识型员工在工作中的积极主动性，就应分析知识型员工的特殊需求，采取有针对性的激励模式。知识型员工需求具有以下特点： 第一，以高层次需要为主导需求，追求不断学习和自我实现。知识员工要求不断的学习和自我发展。知识员工具有的知识资本为企业创造了利润，为了知识资本的保值和增值，在知识更新加速的今天，知识员工必须保持继续学习的态度。通过学习，知识员工才能补充和更新知识，适应现代知识人才的竞争，提高创新能力，得到自我发展。 第二，更加关注工作的激励性。根据赫兹伯格的激励—双因素理论理论，知识型员工的薪酬待遇水平已经比较高，较高的薪酬福利待遇对于吸引和留住知识员工会起到保障的作用。但要真正激励他们发挥自己的潜能和创造力，提高知识员工的满意度，还在于工作的挑战性和成就感、职业生涯发展等方面。知识员工追求工作独立性和自主性，这种独立自主性要求较少的职级压迫和更多的自我决策权，而且需要柔性的工作制度和宽松的组织气氛。 第三，具有较高的成就需要。心家麦克莱兰认为，需要决定行为。具有高成就需要的知识型员工，努力争取成功，追求优越感，希望做得最好。作为高素质的知识员工，在满足生理需求和安全需求的基础上，他们更注重自我价值实现。知识员工愿意从事创造性和挑战性的工作，通过自己的知识发现并解决难题，凸显自身能力，使工作更具意义，实现自我价值。知识员工更看重成就激励和精神激励，认为在工作中取得了实质性的成果才是价值的实现与自身能力的证明。 现行的知识型员工激励机制没有针对性，重物质激励轻精神激励，激励机制不健全，缺乏系统性、科学性和前瞻性，致使制度本身就存在着缺陷，而在执行过程中缺乏必要的保障机制和反馈机制，激励效果差强人意。
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对新经济下企业管理发展趋势的思考(1)_经济学毕业论文范文
对新经济下企业管理发展趋势的思考(1)_经济学毕业论文范文 摘要：在经济日益全球一体化,网络经济、知识经济作用凸显的年代,企业的外部环境日趋开放,国际市场竞争更加激烈。文章对这三种因素给企业管理带来的机遇、挑战及应对措施进行了分析研究,以探讨如何把握企业管理发展趋势,把国外新的管理思想、管理方法与我国企业实际情况结合起来,积极探索建立符合我国国情的企业管理模式,缩小与国外的差距,增强企业的国际竞争力。 关键词：经济全球化 网络经济 管理创新 一、引言 管理与人类几乎同时产生,它产生于人类社会的共同劳动和集体协作。作为整合、优化资源配置的手段,管理也是生产力,特别是在当今科学技术高度发达,网络经济、知识经济作用凸显的年代,管理显得尤为重要。 由于企业经营环境不同,管理的作用也迥然不同。自20世纪以来,有三种因素对企业的经营环境造成了巨大的影响,其一是以知识经济为主体的新经济特性的形成;其二是经济全球化趋势的日益显现;其三是基于互联网技术的网络经济的出现。在这三种因素的作用下,企业外部环境日趋开放,国际市场竞争更加激烈。如何加强管理,应对新经济环境下的激烈竞争,这既向我国企业提出了严峻的挑战,更为企业提供了实现快速发展的历史机遇。本文将对这三种因素给企业管理带来的机遇、挑战及应对措施进行分析研究。 二、企业管理面临知识管理的挑战 世界经济的发展已进入知识经济时代,知识经济是以知识为基础的经济,它的发展直接依赖于知识的创新、传播和应用。随着知识经济在全球范围内的兴起,企业经营与管理的环境也日益发生着巨大的变化,而企业经营与管理的环境的变化将对企业管理产生巨大影响,从而推动着企业管理的不断创新。 1.知识经济将使企业的管理基础向知识资本转变。随着技术的进步和社会、经济形态的转换,企业管理的思想、方法和制度也处在不断的变化之中,迄今为止,企业管理经历了以经验管理为特征的第一代管理、以科学管理为特征的第二代管理、以行为管理为特征的第三代管理、以现代管理为特征的第四代管理和以知识管理为特征的第五代管理(IBM知识管理咨询公司的MarkW.McElroy认为知识管理包括强调技术重要性的第一代知识管理和更多考虑人力资源和过程主动性的第二代知识管理。) 企业知识管理就是将知识资源和知识资本当作管理的基础和核心,分析企业知识的存在形态和运行规律,以知识资源和知识资本当作提高其他资源和资本使用效率的枢纽,以实现各种类型资本同时增值的管理思想、管理过程和管理方法。就一个企业而言,知识有内部知识和外部知识两种形态,企业可以借助现代的信息技术和手段,建立公司外部知识网络和企业内部网络,以建立递增收益网络;并通过设立知识仓库、建立专家系统、建立决策支持系统和建立知识联盟,有效地管理、利用现有的和潜在的知识资源,增强企业对环境的适应能力而提高其竞争力。 由于知识经济是以不断创新的知识为基础的,知识在增加产品或服务的附加值方面所起的作用正在成为企业最为关注的,也是决定企业生存与持续发展的重要资源,从而对企业知识资源的管理即知识管理已上升为企业管理新的重心。而知识管理是以网络化、数字化、信息化、知识化为基础,以“信息高速公路”为主干,以知识创新为核心的一种全新管理模式。 2.知识经济下,人力资源管理的重要性日益凸显。知识经济发展的主导要素是人才,人对知识的掌握和驾驭以及由此而带来的企业管理创新,使人在经济活动中的地位和作用比以往任何时候都变得更加突出和重要,把人当作一种使企业在激烈的竞争中生存、发展,始终充满生机和活力的特殊资源来最大限度地发掘、科学地管理已成为现代企业管理的一项重大使命。这些变化表明:知识经济条件下,以人为本,个人与企业共同发展是企业管理的新理念,企业管理的核心是如何研究和开发知识密集型产品,如何积累和应用知识,更好地发挥人才的作用。 3.知识经济将使企业的管理战略发生变化。知识经济的兴起,使得企业的战略管理发生了很大的变化。这种变化表现在:首先,在投资战略上,要由过去主要投资于厂房、设备、生产线等有形资产,转到大量投资于人才培训、激励创新方面,生产和分配要向知识产品及服务倾斜;其次,在竞争战略上,要注意拿起保护知识产权这一武器,把蕴含在产品或服务中的知识含量作为竞争中取胜的关键;再次,在成长战略上,要由过去主要依靠规模经济谋求企业发展,调整到大力依靠无形资产的创造和增值来实现企业的壮大和发展,即依靠智力扩张、知名度的提高、信誉的增强、形象的完善和最佳经济效益使企业经久不衰。 三、企业管理面临经济全球化的挑战 全球经济一体化是21世纪世界经济发展的大趋势,而经济全球化的深入发展,对企业管理提出了严峻的挑战。 1.随着中国加入WTO,以及经济全球化的深入发展,中国企业将有更多的机会走出国门,进入国际市场。此时,企业的生产管理活动范围将由国内拓展到全球,不能仅靠利用国内资源来谋求发展,而是必须广泛地利用世界各国的资金、技术、劳动力等生产要素发展自己,以求实现资源的最佳配置;同时,其生产协作关系也不再局限于国内,而是要在全球范围内寻求合作伙伴;而且,企业的发展也不仅仅受国内经济形势、资源环境等因素的影响,同时也要受到国际经济形势、资源、环境等因素的制约。 2.在全球化的背景下,企业管理必须建立高效、便捷、可靠的全球化要素传输流动网络,采用各种先进的要素传输手段,特别是信息传输手段,否则,企业就无法在国际竞争中取胜,这对企业的组织结构设计提出了新的要求。企业管理组织将呈现追求网络化、扁平化、柔性化的发展趋势,21世纪企业内部组织结构,将一改占主流地位的“金字塔”式的层级组织结构形态,中间管理层将失去原有的价值,企业的管理组织将呈现扁平状态,弹性化。这主要是由于现代管理技术和手段的采用,使得企业的中间管理层减少,中层和基层领导者的管理幅度增大。借助网络与信息技术,企业的每一个员工,虽然工作岗位不同、工作地点不同,但可以在同一时间与同一管理者直接进行沟通。扁平化的管理组织将直接带来管理费用的下降、管理效率的提高,同时还会极大提高员工的自主性与积极性。组织结构的柔性化则是指在组织结构上不设置固定的和正式的组织结构,而代之以一些临时性的、以任务为导向的团队式组织,借助组织结构的柔性化可以实现企业组织集团化和分权化的统一,稳定性和变革性的统一。 3.经济全球化背景下,战略联盟已成为西方企业间合作竞争的新形式。过去传统的竞争战略是你死我活的零和博弈,而20世纪70年代以来,世界各国和企业间的经济活动正日益全球化,相互依赖和相互竞争是当今世界经济的一个显著特点和基本趋势。在知识经济和网络经济下,企业间的合作显得尤为重要,任何一个企业都不可能在所有的技术上享有优势,网络化又使知识之获取如此便捷低廉,企业间的合作对双方有利。西方企业推出的“战略联盟”,就是这一趋势的具体体现。所谓战略联盟,是指两个或两个以上经济实体为特定的战略目标而采取的以任何股权和非股权形式共担风险、共享利益的联合行动。通过合作,战略伙伴间优势得到互补或互相加强,劣势得到弥补以创造组合的竞争优势。据报道,IBM公司在1992年就已与美国和海外的各类公司结成了400多项战略联盟协议。中国企业如联想、海尔、小天鹅等一批从事电子产品开发、生产和销售的成功企业已经开始构筑适合自身发展需要的战略联盟体系。可以说,作为一种新的竞争方式,一种“双赢”游戏,战略联盟正是中国企业发展的未来之路。而且,随着信息化的不断深入,战略联盟的形式也在深化和发展,越来越多的跨国公司会将他们的伙伴关系发展成为“超级联盟”。 四、企业管理面临网络经济的挑战 众所周知,人类社会发展到今天,世界通信的基础结构发生了三次重大变革,1876年诞生了电话网络,1948年有线电视网络形成,1969年国际互联网萌芽,各种数据基础结构由此产生。目前,人类正在进入一个崭新的时代———网络经济时代。 共2页: 1 论文出处(作者):
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我国人均GDP与消费的计量分析_经济学毕业论文
我国人均GDP与消费的计量分析_经济学毕业论文 我国人均GDP与消费的计量分析模型的数据来源： 表1 消费模型样本观测值 年份人均消费（Y）人均GDP（X1）前期人均消费（X2） 1978184.0000379.0000165.0000 1979207.0000417.0000184.0000 1980236.0000460.0000207.0000 1981262.0000489.0000236.0000 1982284.0000526.0000262.0000 1983311.0000582.0000284.0000 1984354.0000695.0000311.0000 1985437.0000855.0000354.0000 1986485.0000956.0000437.0000 1987550.00001103.000485.0000 1988693.00001355.000550.0000 1989762.00001512.000693.0000 1990803.00001634.000762.0000 1991896.00001879.000803.0000 19921070.0002287.000896.0000 19931331.0002939.0001070.000 19941746.0003923.0001331.000 19952236.0004854.0001746.000 19962641.0005576.0002236.000 19972834.0006054.0002641.000 19982972.0006307.0002834.000 19993138.0006547.0002972.000 20003397.0007078.0003138.000 相关数据来自于2001年的《中国统计年鉴》 一.初步估计并建立的模型 建模目的：本文主要建立计量模型来说明居民人均GDP与居民人均消费之间的关系。 变量设定：以我国居民人均消费额（元）作为被解释变量（Y），以我国人均GDP（元）（X1）和前期居民人均消费（元）（X2）作为解释变量，简单地阐述了收入对消费的影响。 图1 初步建模：由图1可看出X1，X2均与Y存在明显的线性关系，所以根据建模的目的和要解决的问题，初步估计并建立的模型为：Y=C1+C2*X1+C3*X2+u 运用回归二元线性模型的通用方法最小二乘法即OLS估计模型，可以得到下面方程： Y = 0.3634178248*X1 + 0.2443593812*X2 + 25.75423521 二、参数估计及检验 应用计量经济软件Eviews进行分析得下表（表2），从而辅助分析T分布检验、多重决定系数检验（F检验）和D-W检验： 表2 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 04/25/04 Time: 15:07 Sample: 1978 2000 Included observations: 23 VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb. X10.3634180.01649522.031440.0000 X20.2443590.0384306.3584820.0000 C25.754247.2140123.5700290.0019 R-squared0.999594 Mean dependent var1209.957 Adjusted R-squared0.999553 S.D. dependent var1092.529 S.E. of regression23.09414 Akaike info criterion9.238142 Sumsquared resid10666.79 Schwarz criterion9.386250 Log likelihood-103.2386 F-statistic24608.12 Durbin-Watson stat1.422139 Prob(F-statistic)0.000000 1．T分布检验 1）进行参数的区间估计，求出模型式的参数C1，C2，C3的置信区间（显著性水平α=0.05）： 在此模型中，N=23，k=3； 由表2得C1=25.75424，C2=0.363418，C3=0.244359； 因α=0.05，查t分布表，求出20个自由度的t0.025=2.086； 再由表2得Se(C1)=7.214012，Se(C2)=0.016495，Se(C3)=0.038430； 将数值代入（Ci-tα/2Se(Ci)，Ci+ tα/2Se(Ci)）(i=1,2,3)式，得参数以95%置信概率的置信区间分别为： C1： （10.70581，40.80267） C2： （0.329009，0.397827） C3： （0.164194，0.324524） 从中可以看出参数C1的置信区间比较大，精确度不是很高。 2）对每个参数估计量进行显著性检验： 同上面给定显著性水平一致，设为α=0.05； 由表2得到各个参数的t统计量t1=3.570029，t2=22.03144，t3=6.358482； 由上面已得20个自由度的统计量的临界值tα/2=2.086； 比较ti与tα/2大小，发现t1,t2,t3均大于t0.025，所以所有的参数均拒绝零假设，即可以认为C1，C2，C3均显著异于零。 综上可得所估计模型通过了T分布检验，数据可与模型拟和。 多重可决系数检验（F检验） F检验主要用于检验多元线性回归模型总体的显著性，根据计量经济学对F统计量的定义并化简，可得其表达式为F=[ESS/（k-1）]/[RSS/(n-k)]； 得到F=24608.12； 同上，显著水平仍为α=0.05，查F分布表，得到F0.05(2,20)=3.49； 由于统计量F之值远远大于临界值F0.05(2,20)之值，所以在显著水平α=0.05下所估计的二元线性回归方程是显著的，即认为Y与X1，X2之间线性相关。 再从F拟合优度来看，由表2得R-squared=0.999594，说明估计方程的拟合优度很高，即所估计模型的总体显著性很好，印证了上述所说。 综上，可得所估计模型通过了多重决定系数检验（F检验），数据可与模型拟和。 3．多重共线性检验 先根据变量显著性与方程显著性来综合判断是否有多重共线性： 从表2可知，可决系数（或修正可决系数）很大，且F值显著大于给定的显著性水平下的临界值， 虽然说对于该模型的F统计值和T统计值的综合判断，似乎是不存在多重共线性，但是由于这个只是对于多重共线性的初步的判断，再考虑到经济活动的继起性，经济变量的滞后值之间通常的都有较强的联系， 再利用简单相关系数矩阵法来进一步判断 X1X2 X110.991801 X20.9918011 从上表看出，解释变量之间相关系数都较大，再结合其经济意义进行分析。(变量之间的相关系数都大于0.8) 综上，原估计模型在多重共线性检验上没有通过。即解释变量之间存在多重共线性。 消除估计模型中的多重共线性 由于前期人均消费（X2）会对当期人均消费（Y）产生一定影响，并且参考前面图1能够发现它们间存在一定的线性关系，但是由于前期人均消费（X2）与人均GDP（X1）本身也存在共线性，导致方程的相对误差范围波动相对来说比较大，所以原模型不能精确地反映三个经济变量之间的关系。 克服思路：运用OLS法逐一求Y对各个解释变量回归，结合经济利益和统计检验选出拟合效果最好的回归方程。经分析Y 对X1的线性关系强，拟合程度好。 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/08/04 Time: 20:26 Sample: 1978 2000 Included observations: 23 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C22.9136812.214071.8760080.0746 X10.4674440.003576130.72480.0000 R-squared0.998773 Mean dependent var1209.957 Adjusted R-squared0.998714 S.D. dependent var1092.529 S.E. of regression39.17594 Akaike info criterion10.25694 Sum squared resid32229.85 Schwarz criterion10.35568 Log likelihood-115.9549 F-statistic17088.98 Durbin-Watson stat0.556752 Prob(F-statistic)0.000000 即；Y=22.91368+0.467444X1 R-squared=0.998773 F-statistic=17088.98 逐步回归：将X2带入上方程，得到： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/08/04 Time: 20:29 Sample: 1978 2000 Included observations: 23 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C25.754247.2140123.5700290.0019 X10.3634180.01649522.031440.0000 X20.2443590.0384306.3584820.0000 R-squared0.999594 Mean dependent var1209.957 Adjusted R-squared0.999553 S.D. dependent var1092.529 S.E. of regression23.09414 Akaike info criterion9.238142 Sum squared resid10666.79 Schwarz criterion9.386250 Log likelihood-103.2386 F-statistic24608.12 Durbin-Watson stat1.422139 Prob(F-statistic)0.000000 Y=25.75424+0.363418X1+0.244359X2 R-squared=0.999594 F-statistic=24608.12 拟合度有所提高，但对统计检验值有影响，可认为新解释变量引起了共线性，所以按照经济意义判断，在这两个共线程度高的变量中，舍去对经济意义影响力相对次要的一个X2，保留相对重要的一个X1。 新的模型方程为：Y=22.91368+0.467444X1 4．异方差检验 利用Goldfeld-Quandt检验法，现在先将观测值按解释变量的大小顺序排列，将中间的9个样本删除掉，则剩下的观测值分为2部分，每部分观测值个数为7，并计算2个子样本的残差的均方差所构成的比，以此统计量来判断是否存在异方差。提出假设检验H0：Ui为同方差性； H1：Ui为异方差性 对第一个样本进行回归，从OLS方法求得结果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/08/04 Time: 20:54 Sample: 1978 1984 Included observations: 7 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-15.8648019.88027-0.7980170.4611 X10.5493390.03849814.269320.0000 R-squared0.976032 Mean dependent var262.5714 Adjusted R-squared0.971239 S.D. dependent var59.34604 S.E. of regression10.06459 Akaike info criterion7.690881 Sum squared resid506.4801 Schwarz criterion7.675426 Log likelihood-24.91808 F-statistic203.6135 Durbin-Watson stat1.018128 Prob(F-statistic)0.000030 Y=-15.86480+0.549339X1 R-squared= 0.976032 Sum squared resid1=506.4801 （令为E1） 对第二个样本进行回归，从OLS方法求得结果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/08/04 Time: 20:48 Sample: 1994 2000 Included observations: 7 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-295.731248.91952-6.0452610.0018 X10.5214340.00836462.339090.0000 R-squared0.998715 Mean dependent var2709.143 Adjusted R-squared0.998458 S.D. dependent var562.4205 S.E. of regression22.08498 Akaike info criterion9.262629 Sum squared resid2438.733 Schwarz criterion9.247175 Log likelihood-30.41920 F-statistic3886.162 Durbin-Watson stat2.470029 Prob(F-statistic)0.000000 Y=-295.7312+0.521434X1 R-squared= 0.998715 Sum squared resid2=2438.733 （令为E2） F统计量 F=E2/E1=4.815 给定显著性水平α=0.05 ，得临界值 F0.05(4,4)=6.39 比较F=4.8156.39则接受原假设，表明随机误差不存在异方差。 5．自相关检验 D-W检验 D-W检验主要用于检验随机扰动项有无自相关存在。由表2可得DW=1.018； 已知显著性水平α=0.01，T=23，K=2从D-W检验表中查得dL=1.018，dU=1.187； 因为dLDWdU，所以在α=0.01水平下，不能确定序列是否存在自相关，即D-W检验失效，同时由于本身该模型再设定时就是一个自回归模型，对于自回归模型D-W检验是失效的，以上结论正好应证了这一点。到此，必须采用其它方法进行序列相关检验，可采用下面的图示法检验。 图示法检验 通过估计模型计算出Y的估计值YF，并由此算出真实值与估计值间的误差（即残差），以残差（记作Et）作为被解释变量，以滞后一期的残差（记作E(t-1)）为解释变量,绘制Et与E(t-1)的二维坐标图，如下图所示： 图2 从散布点（E(t-1)，Et）的分布来看，能判断出Et（或u）的序列不存在一阶线性自相关。 综上，原估计模型通过了序列相关检验。 三、确定最终的模型 通过观察发现克服多重共线性后所得的回归方程与最开始回归出的估计方程不是一样的，通过检验和修正后的新模型能较好的拟合经济统计数据，也能较真实地反映此经济现象。 综上可得，上面的回归方程可作为最终确定的计量模型： Y=-295.7312+0.521434X1 Y：我国居民人均消费额（元） X1：我国人均GDP（元） 四、实证分析 从以上分析以及所得最终模型方程我们可以看出，人均GDP每增加一元，那么人均消费就会增加0.52元左右。这符合我们的国情，也符合宏观经济理论框架。所以，此模型基本上说明了我国的居民平均消费水平和人均GDP之间的关系。 由于分配机制和收入水平的变化，我国居民消费需求出现了一些新的特点。在物质消费质量不断提高的同时，居民用于休闲、娱乐和旅游等服务性消费支出的比重和数量也在逐步增加，存在一些多元化的影响。但是，在一定的时期内，我国的居民的消费仍主要由我国的人均GDP决定。所以，在研究居民消费的时候，就应该多研究如何提高我国的人均GDP，以真正提高我国居民的生活水平和生活质量。 所以我提出以下政策建议 1．提高我国的人均GDP还是我国经济发展的头等大事，从模型中不难看出人均GDP和人均消费的比例关系，说明人均GDP对人均消费起的是决定性作用，没有GDP的总量作后盾，根本不用谈消费的问题，有了一定量的GDP，消费水平的提高才有空间； 2．重视居民的服务性消费支出，在中国产业调整中，第三产业比重逐渐上升，因此重视居民的服务性消费支出，就是重视第三产业的发展，而第三产业繁荣了，我国居民的生活水平和生活质量自然也就提高了； 3．应该把第三产业的发展和我国GDP的提高兼顾起来，由于第三产业的发展，肯定会在一定程度上阻碍或影响第一、第二产业的发展，从而很有可能成为我国GDP增长的阻力，而GDP是经济发展的命脉，这种阻力也势必影响到第三产业，所以如果把这两个方面协调不好，我国经济很有可能停滞不前，更不用说居民生活水平的提高了。 总之，在第三产业逐步壮大的同时调整好经济结构，使我国的GDP能够稳步增长，这才是解决和提高我国居民生活水平和质量的有效途径。
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关于零售企业服务营销策略探析_经济学毕业论文
关于零售企业服务营销策略探析_经济学毕业论文 论文摘要：在日趋激烈的零售竞争中，零售企业必须实施服务才能赢得竞争优势，赢得顾客忠诚。分析了零售企业实施服务营销的必要性，并提出零售企业服务营销的发展策略，力图对我国零售企业增强竞争优势提供借鉴。 论文关键词：零售企业；服务营销；发展策略 服务营销是指企业在充分认识顾客需求的前提下，以市场为中心、以顾客为导向，充分满足顾客需求的营销活动或营销理念，服务营销最重要的就是服务质量。零售企业服务营销就是零售企业者运用市场营销学原理，选择目标顾客群，进行市场定位，改善服务质量，提高顾客忠诚度，增强服务竞争力，从而实现利润持续增长的营销管理活动。随着零售市场的开放，国内零售企业为应对来自各方面的竞争和挑战，亟待实施服务营销。 1 零售企业开展服务营销的必要性 1.1 打造竞争优势 随着外资零售企业大规模进入，我国零售市场竞争日趋激烈。而零售企业在商品质量、价格和种类等方面又日益趋同，顾客不容易从趋同化的产品信息中感受到企业的吸引力，零售企业仅靠产品差异很难赢得竞争优势。因此，在新的市场环境中，零售企业要想增强自身竞争力，就必须在同样的产品基础上，实施服务营销。服务具有不可触摸和难以模仿的特点，是一种有效的市场竞争手段，已经成为零售企业塑造企业形象、区别和超越于竞争对手、赢得顾客的最重要的途径。零售企业应通过制定综合性的服务开发计划，达到改善服务、形成竞争优势的目的，为零售企业的发展和成功奠定坚实有力的基础。 1.2 增强顾客信任 顾客信任是指顾客在理性分析基础上对某一企业的产品或服务的肯定、认同和信赖。服务作为零售企业有形产品的促销手段，能够有效解除用户的后顾之忧、增强用户的购买信心及对企业的信任感。一旦顾客对服务非常满意并形成信赖，就会多次光顾企业，成为企业的重复购买者甚至忠诚顾客，这将成为零售企业独有的优势，能有效地促进互惠互利的交换，最终实现企业的长足发展。 1.3 满足服务需求 服务需求是一项随着进步不断扩大的需求。尽管产品趋于同质化，顾客对服务的需求却大为不同。随着人们收入的提高，消费者需要的不仅仅是一个产品，更需要的是这种产品带来的特定或个性化的服务，从而有一种被尊重和自我价值实现的感觉，而这种感觉所带来的就是顾客的忠诚度。 1.4 开辟效益来源 零售企业可以充分利用服务的这一点优势，在为顾客服务过程中发挥服务的专长，打造个性化、差异化服务，逐步加大服务收入在整个销售中的比例，提高服务附加值，以推动企业整体效益上升，为企业的发展注入新的利润增长点。 2 零售企业服务营销发展策略 面对零售市场需求、竞争格局和技术手段的不断变化，零售企业只有实施服务营销战略，才能在激烈的竞争中求得生存与发展。 2.1 强化“以顾客为中心”的服务理念 随着零售企业采用最新的技术、硬件新设施的不断提高以及客户的理性和成熟，零售企业在争取一个新顾客的也在不断上升。因此，零售企业必须树立“以顾客为中心”的服务理念，真正用心为顾客服务，想顾客所想、急顾客所急，在服务的每一个层次上都要很好地贯彻落实这一理念，这样才能不断提高服务品质，以优质的服务留住顾客，使顾客成为“回头客”，甚至忠诚顾客。零售企业不仅应把顾客从进入店铺办理业务直到离去的整个过程称为服务，甚至还应延伸到非营业时间提供的服务方面；不仅员工的服务效率、态度、规范属于服务范畴，而且还包括店铺位置的便捷性、店铺空间大小、服务信息的及时性与确定性、辅助设备的运行稳定性、管理者在公众场合的形象等等；不仅客户服务部门要贯彻落实“以顾客为中心”的服务理念，其他部门也应贯彻执行这种理念，无论哪个部门哪个员工遇到消费者的咨询，都应该按照企业的有关规定，为消费者提供正确、及时的服务。 服务不是一种外在的形式，要求员工从内心认同这种理念，这种理念的存在必须经过长时间的培养，仅仅依靠规章制度或纪律要求是不够的。 2.2 明确目标市场和定位 因为不同的目标人群对价格、商品和服务价值的感知是不同的，这会影响顾客的满意度，所以零售企业市场定位的准确性对维持顾客的忠诚具有重要的作用。 零售企业由于业态的多样性，不同业态的零售企业有不同的目标顾客群和定位，因此，零售企业服务营销策略的选择也是不一样的。如百货商店的目标顾客追求稳定和安全，寻求一种归属或者崇尚个性化的消费模式，对服务和品质较敏感，宜通过提高服务质量来提高商品附加值；仓储式商店的目标顾客是广大的中低收入者，对商品价格较敏感，应尽量简化服务以缩减经营费用降低成本，宜在商品可选择性上与竞争对手形成差异；便利店的目标顾客追求快捷和方便，宜在快捷和方便方面与其他业态形成差异化竞争。由于顾客之间的差异，零售企业在实施服务营销时，必须首先对顾客进行区分，从而针对不同的顾客采取合适的服务营销策略。
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影响新股上市定价的因素分析_经济学毕业论文
影响新股上市定价的因素分析_经济学毕业论文 影响新股上市定价的因素分析 一、分析新股上市定价影响因素的意义 自1999年开始，我国针对新股上市发行出台了一系列的法案法规，使发行制度从审批制向核准制过渡，新股发行价格也转变为需由供需双方共同决定。新股发行的定价方式逐步靠近市场化对于上市公司和投资者来说都是一个巨大的挑战，这就意味着他们必须将实际发行价与上市价位预测联系起来，否则都会为他们带来极大的损失。一方面，对于上市公司，正确分析上市价格制定的影响因素将为制定合理的发行价格提供重要依据：如果制定的价格过高，而上市价位预测偏低，则会打击投资者的认购积极性，使得股票发行不畅，不利于公司的上市筹资；如果制定的价格偏低而上市价位预测过高，则会导致公司股票的筹资能力没有充分利用，同时会使投资者对公司的财务产生怀疑因子。而另一方面，对于投资者来说，不能分析发行价格的影响因素会导致投资者对股票的价格定位判断失误，从而造成投资失误，甚至错过极佳的投资机遇。因此，在中国证券市场运行机制正不断进行着飞速变革的今天，如何分析新股发行定价的影响因素，合理地确定新股发行价格，对于上市公司和投资者来说，都是具有重要意义的。 二、变量选择与模型设定 由于以上种种原因，我们利用计量经济模型来对影响新股上市定价的因素进行分析。从理论上讲，公司盈利水平、发展潜力、发行数量、行业特点、股市状态等都可能对新股上市定位产生直接的影响，但这些因素作用的传导机制却相当复杂，随着不同国家投资理念和投资偏好的不同，影响方式和程度差异很大，同时采用何种量化指标描述这些因素也会影响分析的结果，同时由于有些数据的可获得性差或者部分数据不够完整，比如当期的股市状态及当期的市场利率水平等等，因此，我们选择2001年1月—11月间在沪、深A股上市的新股中的69家上市公司为样本，以新股上市价格作为模型中的被解释变量Y，分别以上市公司所处行业市场平均市盈率、公司发行总股本、流通股、1999年的每股收益、2000年的每股收益、2000年末的每股净资产为模型的解释变量X1、X2、X3、X4、X5、X6，构造了一个新股上市定位的计量经济模型，借以描述新股上市定位的各个影响因素及它们之间的关系，为新股的定价提供参考依据。 下表为69个样本的具体变量数据 序号证券代码 股本结构两年业绩（每股收益）2000年末 每股净资产（元） 发行价格（元） 市盈率（倍） 总股本（万股） 流通股（万股） 1999年（元） 2000年（元） YX1X2X3X4X5X6 160030911.28 51.51 38400.0000 12800.0000 0.420.41.91 26004007.40 28.35 17952.0000 5000.0000 0.310.373.51 36003696.18 34.33 17230.0000 7000.0000 0.090.113.32 46003897.00 31.80 18000.0000 4800.0000 0.250.182.53 56003786.58 40.12 19557.3391 7605.0000 0.160.072.13 660039014.99 46.84 10670.0000 4000.0000 0.290.156.54 76003657.08 49.17 14000.0000 6000.0000 0.110.073.75 86003266.88 26.06 18000.0000 7200.0000 0.240.172.1 96003774.20 35.90 503775.0000 15000.0000 0.160.162.7 106003308.99 45.00 22947.0000 6000.0000 0.30.282.55 序号证券代码股本结构两年业绩（每股收益）2000年末 每股净资产（元） 发行价格（元）市盈率（倍） 总股本（万股）流通股（万股）1999年（元） 2000年（元） YX1X2X3X4X5X6 116003825.50 39.28 17087.0000 6000.0000 0.190.212.93 126003136.30 53.00 25220.0000 8000.0000 0.02-0.322.56 136003329.80 50.84 81090.0000 7800.0000 0.180.22.82 146003057.10 29.28 12715.0000 4000.0000 0.190.223 1560003715.50 38.67 35100.0000 10400.0000 0.530.434.92 166000336.66 26.43 82200.0000 24000.0000 0.320.383.76 1760046610.25 36.79 12740.0000 5000.0000 0.230.195.11 186003869.92 35.81 25200.0000 8000.0000 0.280.484.61 1960031212.45 40.16 31195.0000 10200.0000 0.240.254.94 206005587.50 34.72 12000.0000 4500.0000 0.210.243.94 216003108.80 35.20 15675.0000 4500.0000 0.380.43.84 226005509.10 40.80 33000.0000 9000.0000 0.20.12.64 236003356.00 21.43 11662.8600 3500.0000 0.02-0.322.42 246002508.12 22.75 19899.4200 8250.0000 0.310.365.06 256000105.18 18.50 125000.0000 35000.0000 0.210.242.87 2660037610.40 28.05 17320.0000 6400.0000 0.440.383.93 276003159.18 34.28 27000.0000 8000.0000 0.270.284.09 2860051812.57 30.83 7080.0000 1800.0000 0.410.625.53 2960036712.66 24.35 18200.0000 5460.0000 0.80.735.08 306003199.20 34.07 31559.4000 8000.0000 0.190.153.18 316003839.42 31.20 27000.0000 9000.0000 0.440.514.98 326003567.09 22.87 14000.0000 4000.0000 0.330.343.77 336003815.68 35.50 11000.0000 3500.0000 0.180.193.08 346005689.70 41.45 7286.0000 3500.0000 0.190.156.1 3560058836.68 64.35 12000.0000 3000.0000 0.70.9210.34 3660032112.28 32.56 17520.0000 7000.0000 0.350.286.02 376005289.50 25.47 41000.0000 11000.0000 0.40.274.18 386003956.00 52.00 37130.0000 12000.0000 0.190.183.28 3960032910.00 40.32 36965.4360 4000.0000 0.170.234.08 4060038024.80 33.29 60993.0000 15750.0000 0.740.424.94 416005899.90 45.00 16000.0000 4000.0000 0.220.333.54 426004686.60 30.00 11000.0000 3000.0000 0.050.043.03 436005018.00 32.00 18731.4375 7200.0000 0.270.182.43 4460048811.25 25.57 25182.5012 7605.0000 0.510.473.92 456003118.60 34.13 20000.0000 8000.0000 0.320.294.97 466004195.80 34.52 8016.0000 3000.0000 0.170.153.58 4760053013.77 41.98 20000.0000 5000.0000 0.270.264.49 序号证券代码股本结构两年业绩（每股收益）2000年末 每股净资产（元） 发行价格（元）市盈率（倍） 总股本（万股）流通股（万股）1999年（元2000年（元） YX1X2X3X4X5X6 486003727.28 33.00 41000.0000 11000.0000 0.210.213.18 496005569.60 46.24 12600.0000 6344.8000 0.170.365.58 506000284.22 20.10 8670243.9000 280000.0000 0.160.161.69 516005696.8019.59134549.000027500.00000.350.43.4 526003465.3634.4610500.00003850.00000.150.083 536005667.8050.3210630.80004400.00000.170.134.31 5460049821.0052.3741000.00008800.00000.410.165.54 556004189.9025.8023000.00008800.00000.390.584.8 566005396.9846.5323000.00008800.00000.160.13.53 5760051931.3923.9330250.00008651.50001.311.3710.37 5860059910.0045.4512600.00003960.00000.250.162.21 596005089.0026.4740151.000011000.00000.410.423.66 606004485.9241.3624500.00009350.00000.12-0.192.77 616005967.3048.3413411.03634400.00000.150.243.75 626003225.0023.3242370.741712100.00000.160.083.91 636003617.9018.9212557.29005000.00000.360.294.52 646000117.9516.90600000.000025000.00000.610.684.86 656003915.1719.9914000.00005000.00000.250.152.99 666003319.1819.9613000.00005000.00000.170.35.25 676005483.6620.00218070.000016500.00000.180.162.37 686005064.9419.9616050.00005000.00000.190.192.91 696005234.9319.9822000.00007000.00000.090.012.57 根据经济意义分析，我们假设模型的回归方程模型为: Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+β6X5+β7X6 分析的整体思路： 1、参数估计：运用OLS估计方法对参数进行估计。 2、分析：在显著性水平为0.05下，通过F统计量及调整后的可决系数，分析模型从整体上看被解释变量与解释变量之间的线性关系是否显著。 3、检验:（1）利用DW统计量，判断是否存在自相关性； （2）利用相关系数矩阵，计算解释变量之间的简单相关系数，分析它们之间的相关程度，判断是否存在多重共线性。 多重共线性的判定: 回归模型F检验通过，而有的回归系数的t检验未通过； 回归系数估计值的符号与实际经验判断相反； 简单相关系数矩阵中，两个自变量之间的相关系数值较大。 （3）利用ARCH检验，判断是否存在异方差。 4、修正：若存在自相关性、多重共线性或异方差，运用相关的修正方法对模型进行修正。 三、模型分析 参数估计及分析 运用OLS对模型进行回归得： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/15/03 Time: 20:09 Sample: 1 69 Included observations: 69 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-7.5318251.283759-5.8670110.0000 X10.1722460.0274726.2699360.0000 X2-3.79E-071.85E-06-0.2048650.8383 X32.21E-055.86E-050.3768650.7076 X420.259902.9728246.8150330.0000 X5-6.2738862.510741-2.4988180.0151 X61.6950270.2635716.4310080.0000 R-squared0.857356 Mean dependent var9.407536 Adjusted R-squared0.843551 S.D. dependent var5.588435 S.E. of regression2.210426 Akaike info criterion4.520174 Sum squared resid302.9310 Schwarz criterion4.746823 Log likelihood-148.9460 F-statistic62.10794 Durbin-Watson stat2.105229 Prob(F-statistic)0.000000 由结果可见F-统计值和调整后的可决系数均很大，说明应变量与解释变量之间的线性关系显著，模型拟合较好。 2、检验 （1）DW检验：由上表可知，DW=2.105229，查Durbin-Watson表可知近似下限临界值dL=1.433，近似上限临界值dU=1.802，因为dUd4-dU，表明不存在一阶自相关。 （2）多重共线性检验：我们发现X2、X3的T-统计值并不显著，X5的不符合经济原理，所以我们怀疑原模型中存在严重的多重共线性。所以我们又对各个解释变量间的相关关系进行了分析，结果如下： 由此我们可以看到X2与X3、X4与X5存在高度线性相关，所以，我们认为原始模型中存在严重的多重共线性。 （3）异方差检验。在Eviews中进行ARCH检验，设定滞后期数为3，得到的结果如下表所示： ARCH Test: F-statistic0.031824 Probability0.992294 Obs*R-squared0.101476 Probability0.991660 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/17/03 Time: 09:59 Sample(adjusted): 4 69 Included observations: 66 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C4.3949781.3881453.1660790.0024 RESID^2(-1)-0.0056150.126952-0.0442270.9649 RESID^2(-2)0.0377230.1266390.2978760.7668 RESID^2(-3)0.0089140.1267090.0703540.9441 R-squared0.001538 Mean dependent var4.577320 Adjusted R-squared-0.046775 S.D. dependent var7.941579 S.E. of regression8.125191 Akaike info criterion7.086507 Sum squared resid4093.161 Schwarz criterion7.219214 Log likelihood-229.8547 F-statistic0.031824 Durbin-Watson stat2.000992 Prob(F-statistic)0.992294 由上表可得，Obs*R=0.101476，故表明模型不存在异方差。 3、修正 由于多重共线性的存在，将对模型本身的准确性产生很大影响，所以，我们通过逐步回归的方法对模型进行修正。 （1）运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归，结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线性回归方程。经分析，在六个一元回归模型中，X6(2000年末的每股净收益)对应变量Y（股票上市价格）的线性关系最强，拟合程度最好，即（保留5位小数）： Y = -1.92205 + 2.87226*X6 t=（-1.79222） （11.36788） R2=0.65856 S.E.= 3.28975 F=129.22859 （2）继续进行逐步回归，将其他解释变量加入模型，在X1、X2、X3、X4、X5中我们保留了对Y影响较大、经济意义较强的X4（1999年的每股收益）进入方程，从而得到的方程如下： Y = -1.40070 + 10.80441*X4 +1.95130*X6 t= (-1.47486) (4.54923) （6.49282） R2=0.74007 S.E.= 2.89203 F=93.95619 再将其他解释变量加入模型： Y = -6.52360 + 0.17563*X1+14.85735*X4 +1.43157*X6 t=(-5.94537) (6.39466) (7.50660) (5.70805) R2=0.84044 S.E.= 2.283199 F=114.12736 Y=-6.80187+0.17932*X1+2.57E-07*X2+14.81264*X4+1.46231*X6 t=(-5.98005) (6.45769) (0.94014) (7.47507) (5.77661) R2=0.84262 S.E.= 2.28524 F=85.66355 由于X2对Y的影响并不显著，故将X2删去 再加入X5、X3 Y = -6.94066 + 1.63260*X6 + 20.25191*X4 + 0.16642*X1 - 6.04455*X5 t= (-6.47364) (6.38489) (6.90846) (6.21915) (-2.42476) R2=0.85387 S.E.= 2.20204 F=93.49096 Y = -7.41261 + 1.68685*X6 + 20.34505*X4 + 0.17142*X1 - 6.28498*X5 + 1.02016e-05*X3 t=(-6.52767) (6.52441) (6.96472) (6.35648) （-2.52308） （1.22319） R2=0.85726 S.E.= 2.19355 F=75.67184 又因为X4与X5存在高度线性相关；X5的回归系数与经济意义相悖；X3对应变量的影响过小，所以，我们再删除X5和X3，得到最后的模型如下： Y = -6.52360 + 1.43157*X6 + 14.85735*X4 + 0.17563*X1 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/16/03 Time: 15:02 Sample: 1 69 Included observations: 69 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-6.5235981.097257-5.9453680.0000 X61.4315690.2507985.7080550.0000 X414.857351.9792377.5066030.0000 X10.1756300.0274656.3946630.0000 R-squared0.840445 Mean dependent var9.407536 Adjusted R-squared0.833081 S.D. dependent var5.588435 S.E. of regression2.283199 Akaike info criterion4.545255 Sum squared resid338.8448 Schwarz criterion4.674768 Log likelihood-152.8113 F-statistic114.1274 Durbin-Watson stat2.192626 Prob(F-statistic)0.000000 经过以上逐步回归分析，我们最后得出结论模型： Y = -6.52360 + 1.43157*X6 + 14.85735*X4 + 0.17563*X1为对应变量Y（股票上市价格）回归最优的模型。 对模型进行D-W检验：n=69, k=3得： DUD-W=2.1926264-DU，所以，该模型不存在自相关。 同样，对模型进行ARCH检验，也表明模型不存在异方差。 四、经济意义解释 模型的可决系数为 0.840445，可见模型整体上非常显著，说明新股的上市价格80%以上可以用公司的股票的市盈率、上一年的每股净资产和前一年的每股收益来解释。这说明公司的基本面仍是决定股价的重要因素。 在模型中，解释变量X4（1999年每股净收益）对应变量的影响最为显著。每股收益上升一元，将有可能使股票上市价格提高14.86元。所以，上市公司想要从股票上市中募集到更多的资金就应该着重注意自己股票的收益情况，特别是上市前两年的每股收益情况。 解释变量X6(2000年末每股净资产)对应变量的影响也较为显著。每股净资产增长一元，将有可能使股票上市价格提高1.43元。说明投资者在投资股票时也非常看重公司的资产情况，资产较高的公司将可能在股票上市时募集到更多的资金。 解释变量X1(市盈率)对股票上市价格的影响并不十分显著。市盈率每增加一倍，只可能使股票价格上升0.18元。这有可能是由于上市公司的市盈率受到所处行业的影响较为显著的原因，在本次分析中并没有对这一点进行考虑。 四、结论 通过对新股上市的及回归分析，我们得出了部分因素对新股上市定位的影响方式以及影响程度，这样我们就能够利用以上的分析来确定合理的新股的发行的价格。首先，由于新股上市时公司状况不会发生明显变化，信息披露也相对比较充分，公司上市定位基本是由公司的自身素质和成长性来决定，二级市场状况对其影响有限，这为减少随机因素的影响，合理制定公司的发行价格，奠定了现实基础。其次，可以影响新股定价的因素虽然很多，但也有主次、重要与不重要之分，因此，当供需双方在确定新股上市价格时，应首先考虑发行公司的盈利能力、上市公司所处行业市场平均市盈率等主要影响因素，确定其二级市场的大致定位，再考虑其它的次要因素，确定新股上市的发行价格。 但是，也应该考虑到的是，中国证券市场仍处于一个不断调整的变革时期，因此，完全依赖于计量经济模型的分析进行投资具有极大的风险性，它只是一个辅助工具，而不是对未来的准确测算。
