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基于我国银行存款利率对流动性溢酬的研究_经济学毕业论文
基于我国银行存款利率对流动性溢酬的研究_经济学毕业论文 基于我国银行存款利率对流动性溢酬的研究 【摘要】本文旨在分析研究期限变动对流动性溢酬的影响。在计量经济学的分析方法下，建立以流动性溢酬为应变量，期限为解释变量的多个回归模型，再通过参数估计和检验从中挑选出最佳的回归方程，并对结果进行经济意义的分析。 【关键词】计量经济模型 流动溢酬 期限 模型 可决系数 前言 利率期限结构是资产定价、金融产品设计、保值和风险管理、套利以及投机等的基础。因此对利率期限结构的估计是金融工程领域一个十分基础的工作。大部分的研究都表明，纯粹预期假设不符合真实市场利率的形成情况，而加入流动性溢酬后更容易解释实际情况，因此必须加入流动性溢酬，才有可能解释 不断变化的利率行为。 市场利率的流动性溢酬，也称期限溢酬，是为了弥补投资者投资于长期证券所承担的额外利率波动风险。这种风险一般随着期限的延长而增加，因此，相应的流动性溢酬也要随着期限的延长而增加。 中国目前公布的利率水平属于政府的关定利率，和市场利率存在着差异。市场利率反映了市场的交易这对市场资金供求状况的真实感受以及资金的真实价格，这种资金的价格可以从市场上交易的债券，特别是无违约风险可以从活期利率或国债的价格中反映出来。因此，我们可以根据这些来估计和分析整个市场利率的流动性溢酬以及其动态变化。 流动性溢酬是利率期限结构中十分重要的一个因素，为了研究方便，我们所定义的流动性溢酬是在利率中扣除无风险收益的那个部分，即不考虑风险溢酬的影响，在这种状态下，流动性溢酬可以表示为在某个时点不同期限的流动性溢酬所组成的一条曲线。即通过一个直接的通用模型对中国市场利率的流动性溢酬进行研究分析，同时为了比较分析不同期限的流动性溢酬，这个模型还进行了标准化处理。检验结果表明，中国存在比较明显的流动性溢酬，而且这个流动性溢酬水平随着期限的延长而上升。 文献综述 对流动性溢酬的研究一般都是基于对市场预期的假设的验证和分析。大部分的研究都表明，纯粹预期假设不符合真实市场利率的形成情况，而加入流动性溢酬后更容易解释实际情况。campbell于1986年应用流动性溢酬于证明不同形式的市场预期假设在流动性溢酬为常数的情况下成立。 厦门大学郑振龙和林海则在〈中国时常利率流动性实证分析〉里通过一个直接的通用模型对中国市场利率的流动性溢酬进行了实证考察和分析，这个模型使用的是总收益率而不是利率的概念，而且没有对利率的分布做任何假定。同时为了比较分析不同期限的流动性溢酬这个模型还进行了标准化处理。最后得出结论：中国存在比较明显的流动性溢酬，而且这个水平随期限的延长而上升。而且流动性溢酬的波动随期限的增长而趋大。Oslen则对流动性溢酬和通货膨胀预期之间的相关关系进行了实证分析，发现流动性溢酬随着将来通货膨胀率预期的波动而波动。Huang和Lin则对期限溢酬和远期利率之间关系的非线性进行了分析。 在《中国市场流动性溢酬实证分析》里面Lee利用GMM方法对市场预期假设的非线性关系进行了分析,得出结论认为随时间变化的流动性溢酬和异方差对分析战后美国的债券市场十分重要.Culbertson对流动性溢酬等影响利率期限结构的因素进行了分析,发现纯粹市场预期假设不能解释美国战后资料.Froot根据市场调查资料对市场预期假设在估计将来利率的有效性进行了实证分析.结果表明市场预期假设在短期内无效,在长期内有一顶的估计能力. 三、理论分析 1 研究假定 （1）设r是T年期的即期利率，r*是T年期的远期利率，有：E(r*)=r。即市场预期的远期利率水平不发生变化。 （2）忽略各种交易成本。 （3）期限和存款利率水平的关系可以用一初等函数来近似刻画。 2 最大有效年利率与流动性溢酬 有效年利率(REFF)是资金的实际年增长率减去1。 对各种主要类型的存款利率进行换算，换算公式如下： 活期存款： 获得最大有效年利率的储蓄策略是当天存入本金，第二天支取本息，再次存入，依此不断循环。最大有效年利率为： (1) 其中，r为挂牌公告的年利率，t为利息税率，下同。 定期存款： 获得最大有效年利率的储蓄策略是到期支取。最大有效年利率为： (2) 其中，q为定期期限。 通知存款： 获得最大有效年利率的储蓄策略是当天存入本金，同时发出取款通知，到期后支取本息再次存入，依此不断循环。最大有效年利率为： (3) 其中，d为通知天数，有1天和7天两种。 四、建立模型 表1 我国金融机构存款利率表 种类最短支取期限(年)挂牌公告年利率税后 年利率最大有效 年利率流动性溢酬 (相对于活期) 活期存款00.720.5760.5857039050 1天通知存款1/3651.080.8640.8798375040.294133599 7天通知存款7/3651.621.2961.3225031910.736799286 3个月定期存款1/41.711.3681.3750338540.789329949 6个月定期存款1/22.071.6561.6628558401.077151935 1年定期存款12.251.8001.8000000001.214296095 2年定期存款22.702.1602.1371626781.551458773 3年定期存款33.242.5922.5275753691.941871464 5年定期存款53.602.8802.7271418192.141437914 注：此利率水平于2004年10月29日起实施。表中利率的皆为百分比利率，下同。 利用上述的数据我们可以建立坐标，然后通过描点作图的方法得到流动性溢酬与期限结构的简单图形关系 从图1中可以看出，流动性溢酬的期限结构不宜采用线性模型来描述，此时应选择非线性回归模型来描述它们的关系。根据散点图，考虑三个备选模型： 双曲函数： 对数函数： 幂函数： 其中，x为期限，单位为天，y为流动性溢酬，单位为%。 数据样本的选择： 分别选取：定期储蓄存款（6个样本）、定期储蓄存款+活期储蓄存款（7个样本）、定期储蓄存款+活期储蓄存款+通知存款（9个样本）的年利率数据进行最小二乘回归。整理的结果见表2： 表2 回归分析结果 定期存款定期、活期存款定期、活期、通知存款 双曲函数系数a1.866092** (11.00109)系数a1.452591** (6.819014)系数a1.218313** (5.471373) 系数b-112.4955* (-3.440335)系数b-1.45E-05* (-2.577345)系数b-1.22E-05 (-1.823806) 修正R20.684262修正R20.484656修正R20.225277 D-W值0.908824D-W值0.622546D-W值0.525963 AIC信息0.645264AIC信息1.771861AIC信息2.106321 F统计量11.83591*F统计量6.642709*F统计量3.326268 对数函数系数a-1.316466** (-4.787740)系数a0.917201** (4.936245)系数a0.784335** (4.816691) 系数b0.452514** (10.21303)系数b0.091067* (3.532409)系数b0.098991** (3.884158) 修正R20.953834修正R20.656710修正R20.637791 D-W值1.524279D-W值0.802997D-W值0.837911 AIC信息-1.277416AIC信息1.365603AIC信息1.346037 F统计量104.3059**F统计量12.47791*F统计量15.08668** 幂函数系数a-1.710109** (-13.21519)系数a-1.710109** (-13.21519)系数a-1.096831** (-7.658656) 系数b0.331109** (15.87898)系数b0.331109** (15.87898)系数b0.236455** (8.945887) 修正R20.980480修正R20.980480修正R20.918632 D-W值2.901733D-W值2.901733D-W值2.713338 AIC信息-2.784825AIC信息-2.784825AIC信息-0.344510 F统计量252.1420**F统计量252.1420**F统计量80.02889** 注：括号内的数据为T统计量值。**号表示在1%显著性水平下拒绝原假设；*号表示在5%显著性水平下拒绝原假设。幂函数模型受回归函数定义域的影响，样本二、样本三的样本均要剔除活期存款。 从表2可以看出，上述三种备选模型中，幂函数的决定系数最大，都在0.9以上，模型的整体拟合效果相当高，而且两个系数通过了显著性水平为1%的t检验，回归方程通过了显著性水平为1%的F检验。因此，以幂函数模型作为终选模型。 在选定模型的情况下考查样本量的变化对模型拟合优度的影响，发现当把通知存款利率加入到样本中去时，回归模型的可决系数、F统计量都显著减小。说明通知存款的利率与活期存款、定期存款之间有着显著的差异。因此，推断通知存款流动性溢酬的定价存在一定的偏误。 五、对通知存款利率定价的修正 含定期存款利率和活期存款利率两种样本的幂函数模型的整体拟合效果最佳。其回归方程为： (4) 因此，使用此方程来估算通知存款的有效年利率较为合理。计算结果见表3。 表3 通知存款有效年利率的估算结果 种类相对于活期存款的流动性溢酬(%)REFF(%) 1天通知存款0.18080.7665 7天通知存款0.34440.9301 根据式3，反解出挂牌公告的年利率，得到： (5) 根据表3中的数据，解得1天通知存款的挂牌公告年利率为0.94%，7天通知存款的挂牌公告利率为1.14%。按照最大获利策略，通知存款可以看作是期限为通知天数的定期存款。但由于支取期限的不确定，给银行的负债久期管理增加了难度。所以，其利率水平应该略低于理论上相应期限的定期存款的利率水平。 六、结论 1、中国的市场利率存在一定的流动性溢酬，流动性溢酬随着期限的延长而增加。 2、每单位期限的流动性溢酬的增量是递减的，即存在凸性。 3、我国存款利率的流动性溢酬的期限结构可以近似地用幂函数曲线来描述。是否遵循这一规律有待进一步研究。 4、我国现行的通知存款利率定得过高，这会使三月期的定期存款失去吸引力。造成这个偏差可能是因为交易成本的存在，绝大多数投资者并不会按照本文所述的最大获利策略去投资。还有就是我国现有的储蓄品种太少，不能有效地满足投资者对不同期限的投资工具的需求。 主要参考文献： 多恩布什，《宏观经济学》，第七版 Macroeconomics (second edition) ，Olivier Blanchard，Massachusetts Institute of Technology 庞浩，《计量经济学》，西南财经大学出版社 中国市场利率期限结构的静态估计，武汉金融，2003，郑振龙，林海 现代金融市场学，张亦春，中国金融出版社
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中原城市群信息化水平分析_经济学毕业论文范文
中原城市群信息化水平分析_经济学毕业论文范文 关键词：信息；中原城市群；信息化 论文摘要：信息化正在逐渐成为推动区域和社会全面的关键因素。对中原城市群信息化建设的现状进行了分析，认为要使中原城市群成为实现中原崛起的龙头，发挥其对河南实社会发展规划纲要》中提出的。中原城市群是指以省会郑州为中心，包括洛阳、开封、新乡、焦作、许昌、济源、平顶山、派河在内共9个省辖(管)市，下辖14个县级市，34个县城，374个建制镇。 中原城市群城市体系在大的框架上分为三个层次:第一层次是大郑州都市圈;第二层次以大郑州都市圈为中心，以洛阳、济源、焦作、新乡、开封、许昌、平顶山、漂河等8个中心城市为结点，构成中原城市群紧密联系圈;第三层次为外围带。 2003年，中原城市群总人口达3872万，占河南省的40.3%;区域面积5.87万平方公里，占河南省的35.3%;该区域国内生产总值3884.16亿元人民币，也占河南省的55.35%。中原城市群九城市中有54所大学，大专以上毕业生共计8.9万人。九城市中，郑州和洛阳是两个国家级信息技术推广应用试点市，巩义市是国家城市信息化试点市，漂河市还成为全国首个“以信息化带动农业产业化试点市”。过去的2年里，该区域的经济平均增长率达到16.8%，高于河南省发展速度3.7个百分点，发展潜力非常巨大。中原城市群九城市间的经济交往和合作源远流长，既有地缘关系，也有基础，各具特色，相得益彰，已初步形成区域合作的良好发展态势，呈现出项目规模大、合作领域广、互补性强、效果明显等特点。 (二)中原城市群信忽化取得的成绩 在中央和省政府的大力支持下，尽管河南省的信息化起步较晚，但发展却非常迅速。省委省政府成立了信息化工作领导小组统一领导全省的信息化工作，并多次召开了信息化工作会议，省“十五”计划提出了关于大力推进国民经济和社会信息化的要求。 中原城市群早在“八五”、“九五”期间就为信息化建设打下了坚实的基础，“十五”期间更是以“政府推动、市场导向，联合建设、有序竞争，资源共享、互联互通，体制创新、技术创新，重点推进、应用发展”的原则，大力促进国民经济和社会信息化进程。目前，中原城市群信息化建设取得了显著成绩，主要表现在以下几个方面: 1.基础设施建设稳步发展 河南是我国通信枢纽，而中原城市群更处千河南省的地理中心位置，全国“八纵八横”的光缆干线有“三纵三横”经过该地理区域，为全省的信息基础设施建设创造了良好的条件。目前，区域内光缆总长度达到了12万多公里，数据和多媒体端口拥有80多万个，互联网出省带宽达到了8.SG,IP网总带宽达到了90G，是目前国内最大的宽带IP网。这些为中原城市群实现信息化奠定了良好的基础。 2.信息产业发展较快 2003年，中原城市群信息产品制造业完成工业总产值300亿元，同比增长17%，已成为区域内及全河南势研计算机网主干网建设已经基本建成，钮盖了中原城市群各省辖市的所有高等院校和大部分中专院校。初步建成了覆盖高等教育、基础教育、职业教育和成人教育的公用教育信息资源库。 (3)金融信息化。已经逐步建立了全区域统一共享的金融信息系统，即:建设完善的宏观经济金融统计信息、金融监管信息及信贷登记咨询系统，基本实现所有金融机构在授权范围内可随时查询与其有信贷关系的资信状况，基本实现了“一卡在手，全城通用”。 (4)制造业信息化。目前，在机械、电子、冶金、建材、化工、电力、、纺织、医药等行业中，一批企业开展了MIS,Intranet应用，有的企业建立了计算机集成制造系统(CIMS),设计单位基本实现了计算机辅助设计(CAD)，企业信息化工作有了一个良好的基础。以巩义市为例，2004年全市工业企业上网率达90%，建成企业网站200余家，局域网30多个，有3000多家企业利用网站、网页、专用软件、上网专线开展电子营销业务。 (三)中原城市群信息化存在的问题 尽管中原城市群信息化取得了一定的成绩，但在这个过程中，新旧思想观念的碰撞，新旧管理模式的磨合，必然会激发出不少的矛盾，也会形成一些不可避免的误区和问题。特别是让习惯于传统管理模式和思维定式的管理者短时间了解、理解、建设和应用信息化，的确并非易事。当前，中原城市群信息化存在的问题有:
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关于影响就业人数的因素的计量分析_经济学毕业论文范文
关于影响就业人数的因素的计量分析_经济学毕业论文范文 关于影响就业人数的因素的计量分析 摘要：本文主要通过对1978年至2003年的数据进行计量经济分析，探讨相关经济变量对就业人数的影响。并以国内生产总值与就业人数为代表构建模型。 关键词：充分就业 经济增长 人力资本 一 引言 就业问题一直是我国极为关注的问题，我国政府每年都会颁布一些政策来缓解就业问题，今年劳动和社会保障部部长郑斯林透露，在去年取消一些不合理规章的基础上，今年我国将彻底清除阻碍农村劳动力进城就业的“规章障碍”。 此间权威人士认为，此举不仅对实现农村劳动力获得平等就业权利具有重要意义，而且将对缓解我国日益严峻的就业形势产生积极影响。 种种情况显示，我国目前的就业再就业工作正面对着前所未有的挑战。 从劳动力供给来看，劳动和社会保障部提供的资料显示，在经过多年的高速经济增长与扩张之后，近期我国新成长劳动力的供给将升至峰值，加上现存的下岗失业人员，预计今年城镇需要就业的劳动力将达到2400万人。 从劳动力需求上来看，资料显示，在过去的25年中，由于经济的增长平均每年增加1370万个工作岗位，但由于我国经济增长方式正逐步实现从粗放型向集约型的转变，经济增长对就业的拉动作用已明显减弱。权威人士估计，按今年经济增长保持7%计算，在现有的经济结构下，新增的就业岗位仅为800万个左右，无法满足我国现存待就业人口的需要。 由于劳动力的供给和需求存在很大的缺口，所以应对影响就业的因素作分析，看看能否从中找到解决就业问题的出口，找到制定经济政策的依据。这也是我们写此篇文章的原因。 二 理论分析 影响就业人数的因素有很多，我们主要考虑一下变量国内生产总值、财政支出、平均工资水平。 国内生产总值 从上述资料可以看到，GDP每增长1%就可以为我国创造近100万个就业岗位，又由于经济稳定增长同充分就业同样都是我们所追求的宏观经济目标，所以如果保证每年的经济快速增长以创造更多的就业岗位是我们最希望看到的结果，所以如何保证经济的可持续发展是我们十分关注的问题。 财政支出 增加财政支出即是实行积极的财政政策，它可以拉动经济增长，增加政府投资，创造新的就业岗位。 但是靠财政支出拉动经济增长也会带来负面效应，我国从98年以来一直实行积极的财政政策，利用投资的增加来拉动经济的增长，成效显著。但是也出现了投资过热的现象，这样会有可能造成经济的虚假增长，一方面由于政府的投资行为增加了个生产者的投资信心，拼命的扩大生产规模；另一方面却是人们的消费不足，无法吸收生产出来的产品，投资过热，消费不足，造成了市场上的供给大于需求，存货增加，很容易形成经济泡沫。 所以我国政府从去年开始实行一系列的宏观调控举措来避免投资的过热现象，防止经济泡沫的产生。 （三）平均工资水平 根据西方经济学中的工资理论，在完全竞争市场中，工资完全由劳动力的供给和需求决定。对劳动者来说，劳动供给决策实质上是把他有限的时间在劳动和闲暇之间进行合理分配的问题。工作所带来的收入与闲暇的享乐互为成本。当工资上升时，闲暇的价格就会上升，这样就使得劳动力的供给增加。而工资的上升会使人们更加富裕，扩大了人们对闲暇的需求，这就会使得工资上升至一定水平后，劳动力的供给减少。这样就会形成工资率与劳动力供给的背弯曲线。 我认为处于背弯曲线的递增阶段是代表了发展中国家的基本状况，他们的工作目的还只是为满足基本的生活需求，所以工资对劳动力的供给弹性较大。而处于背弯曲线上端的人，已摆脱了工资高低对他们的束缚，工资对他们的劳动力供给的弹性较小。 三 计量分析 （一）散点图 先做国内生产总值、财政支出、平均工资水平，物价指数各经济变量与每年年末就业人数的散点图。分别如下所示: 1 国内生产总值与就业人数的散点图 (1978-2003) 2 财政支出与就业人数的散点图(1985-2003) 3 平均工资水平与就业人数的散点图(1978-2001) 从以上散点图可以看出，以上变量与就业人数的关系都是指数关系，所以这里仅以国内生产总值与就业人数的关系为例构建计量经济模型。 （二） 模型构建 假设模型为 = 其中，Y代表每年年末我国就业总人数；X代表每年的国内生产总值即GDP水平；μ为随机扰动项，表示未纳入模型的其他变量对就业人数的综合影响。 为了便于用线性模型参数估计的方法去估计参数，先将上述指数模型线性化，即在指数方程两边取对数，变为 设Yt=lnY,γ=lnα,Xt=lnX,则模型变为 Ｙｔ＝γ＋βＸｔ＋μ 再假设模型满足古典假定，这样就可以用Eviews软件拟和1978-2003年的数据用最小二乘估计方法对模型中的参数进行估计。估计后模型的标准格式如下： Ｙ^ｔ＝9.246582＋0.172539Ｘｔ ｔ＝(106.4345) （19.98194） se^=(0.086876) (0.008635) R2=0.943300 F=399.2779 DW=0.416448 df=24 由以上标准格式可知，由于可决系数比较大，接近1，说明模型的拟和优度较好；对于系数检验，在给定显著性水平α=0.05的条件下，查表得t0.025(24)=2.064,由于t(r)﹥t(24),t(β)﹥t(24),所以拒绝原假设，即认为模型应存在截距系数，解释变量GDP对应变量就业人数的影响显著。 但是模型存在自相关性，这是因为模型的DW=0.416448，在α=0.05的条件下，查表得dL=1.302，dU=1.461，0﹤d﹤dL,表明存在一阶正自相关性。所以,应用广义差分法对模型进行修正。由于ρ未知，所以应先用DW值计算出ρ值，由关系式ρ=1-ｄ/2，DW=ｄ得，ρ=0.791776，再用广义差分法修正，进行一次修正后，DW=1.78，由于dU﹤d﹤4-dU，表明经过修正的模型不存在一阶自相关，经过修正的模型为： Ｙ^ｔ＝9.67574＋0.132516Ｘｔ 再由关系式Yt=lnY,r=lnα,Xt=lnX得原模型为： Yˆ=e9.6757X0.1325 模型各参数的经济含义为：国内生产总值每增加1%，就业人数就会平均增加0.1325%。由此可以看出经济增长与就业人数的增加有很高的相关性。 模型预测 到第三季度为止，国家统计局对我国2004年前三个季度的国内生产总值作了初步核算，核算结果为一至三季度GDP为93144亿元，比去年同期增长9.5%。 10月10日社科院发布的《中国经济形势分析与预测2004年秋季报告》指出，2004年我国国民经济增长速度将略高于去年，GDP增长率将达到9.4%左右。根据此数据，结合2003年的GDP的实际数值116694亿元，预测今年的GDP约可达到127663.2亿元，由国内生产总值的模型可做外推预测，预计今年我国年末的就业人数将达到79401.3万人。 四 对就业问题的有关联想 失业率与通胀率的关系 通常通货膨胀的程度用物价指数的高低来反映。根据著名的菲利普斯曲线，通货膨胀率与失业率存在替代关系。即通货膨胀率增长，会使得失业率下降，而通货膨胀率降低，又会使得失业率上升。 所以要想降低失业率，达到充分就业，就不得不牺牲通货膨胀率。政府制定经济政策需要在两者之间做出选择，若是在当期通货膨胀对经济的影响比较重，政府在制定政策的时候就会选择可以降低通货膨胀率的政策，比如，我国政府近期的加息政策以及去年三次提高了商业银行的存款准备金率，就是为了抑制投资过热，避免经济出现滞胀。但是抑制投资，会在一定程度上减少就业岗位，这就是解决通货膨胀和失业问题的困难所在。 我们只能想方设法在两者之间选择一个均衡点，通货膨胀和失业并不是存在就需要政府采取措施调整，而是在他们超出了安全范围的时候，政府才有必要采取紧缩性或扩张性财政—货币政策，将其分别调整至安全范围内。 经济增长 由上述模型可以看出，经济增长可以为我们创造更多的就业岗位，又由于保持经济的稳定增长和实现充分就业是我们所追求的宏观经济目标，所以我们应关注经济发展的现状以及未来的发展趋势，还要看到我国现今经济增长背后所存在的问题。 我国近几年的经济增长一直保持在较高水平上，仅就2003年来看，全年国内生产总值116694亿元，按可比价格计算，比上年增长9.1%，加快1.1个百分点。其中，第一产业增加值17247亿元，增长2.5%，减慢0.4个百分点；第二产业增加值61778亿元，增长12.5%，加快2.7个百分点；第三产业增加值37669亿元，增长6.7%，减慢0.8个百分点。在第三产业中，金融保险业增长6.9%，批发和零售贸易餐饮业增长6.6%，房地产业增长5.3%。 虽然我国经济一直保持较快速度增长，但是仍有人担心我国的经济增长不具有可持续性，原因是认为我国的生产率的增长远远慢于经济的增长，经济增长不是生产率提高的结果，而是资源投入的结果。随着有限资源的消耗，我国若不大力提倡可持续增长，经济增长的速度就会减慢。另外，我国市场机制以及法律制度的不健全，也会阻碍我国经济的发展。 （三）充分就业 先介绍两个概念：充分就业和人力资本。 宏观经济目标中的充分就业的定义为，当社会经济中只存在摩擦性失业和结构性失业，而没有周期性失业，从而实际失业率等与自然失业率时，我们就说经济实现了充分就业。 国际经济学中提到了人力资本的概念，就是将劳动力视作一个新形式的资本，通过对普通劳动力的培训和再教育，提高他们的生产技能，进而提高企业的劳动生产率，有利于企业利润的提高，同时可以提高整个国家的整体国民素质，增加国内生产总值。 随着社会经济的发展，科技水平的提高，生产更加趋向于机器化，所需要的简单劳动力就会变的越来越少，社会需要的是生产技能水平高的高级人才，也就是我们所说的人力资本。 而我国目前就业市场所面临的困难是，劳动力的供给大于劳动力的需求，但是这种供给过剩只是相对的过剩，是简单劳动力供给的过剩，而对于高级人才即人力资本，我国却是供给不足的。今年我国将彻底清除阻碍农村劳动力进城就业的“规章障碍”，虽然这会使劳动力具有平等的就业权利，但同时我们也应该看到农民公众普遍存在的文化水平低的问题。如果不提高劳动力的技术水平，我国未来的就业形势将更加严峻。 所以我们应加快对劳动力的再培训，提高整体素质水平，让他们尽快适应社会的发展需要，更快可以满足未来机器化生产的需要，更快的适应未来的就业岗位，使我们的失业问题在不会变的更严重的同时得到改善。 造成我国人力资本缺乏的一个原因是我国人力资本的大量流出，这其中虽然有一部分人是由于留恋国外的舒适生活而不愿回国，但是大部分的人不回国的原因是由于国外提供的研究环境较好，比较受人尊重，这一部分人纯粹是因为学术研究的需要而在外生活。我国应想办法留住这部分人才，为他们创造良好的环境，使他们能够一展所长。而且在留住人才的同时，我国是否应打开国际的人力市场，使一部分简单劳动力能够到缺乏劳动力的国家工作，通过这种简单劳动力的流出，高级人才的流入，可以填补我们就业市场上的两种缺口，在一定程度上缓解我国的就业问题。 当然随着国家经济的发展，也可能发展成另外一种情况，未来福利水平会提高，社会保障制度发展健全，一部分人可能仅靠国家提供的福利就可以满足他们的需要，而成为了自愿失业者，而我们统计的失业人口中并不包括自愿失业者，这样就有可能使我国在未来接近充分就业状态。 （四）人民生活水平 通过上边所示的平均工资水平和就业人数的散点图可以看出我国是处于背弯曲线的下半部分的，这说明了我国人民的生活水平还需要改善，仍有一部分人在为满足基本的生活需要而工作，他们没有享受到工作的乐趣，没有自由选择工作的能力，闲暇的时间也是非常少。 所以我国政府应加强完善我国社会保障体制的力度，提高社会福利水平，设我们人们的生活水平得到本质上的改善。 以上就是通过就业有关因素的建立所得到的结论。 附表 建立初始模型的Eviews的输出表 Dependent Variable: LNY Method: Least Squares Date: 11/23/04 Time: 16:44 Sample: 1978 2003 Included observations: 26 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C9.2465820.086876106.43450.0000 LNX0.1725390.00863519.981940.0000 R-squared0.943300 Mean dependent var10.97088 Adjusted R-squared0.940937 S.D. dependent var0.210789 S.E. of regression0.051228 Akaike info criterion-3.031265 Sum squared resid0.062983 Schwarz criterion-2.934489 Log likelihood41.40645 F-statistic399.2779 Durbin-Watson stat0.416448 Prob(F-statistic)0.000000 （二） 模型构建所引用的数据资料（引自2003年统计年鉴及中财专网） 年份就业人数（万人）GDP（亿元)年份就业人数（万人）GDP(亿元) 1978401523624.119916549121617.8 1979410244038.219926615226638.1 1980423614517.819936680834634.4 1981437254862.419946745546759.4 1982452955294.719956806558478.1 1983464365934.519966895067884.6 198448197717119976982074462.6 1985498738964.419987063778345.2 19865128210202.219997139482067.5 19875278311962.520007208589468.1 19885433414928.320017302597314.8 19895532916909.2200273740104790.6 19906474918547.9200374432116694
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我国大中型工业企业技术开发费用支出对产出的影响_经济学毕业论文
我国大中型工业企业技术开发费用支出对产出的影响_经济学毕业论文 我国大中型工业企业技术开发费用支出对产出的影响 【摘 要】 :我国大中型工业企业的研发能力对我国整个国民经济的发展都有着重要影响,其研究与开发费用支出对产出的影响是反映研究与开发能力的一个重要方面,本文利用Cobb-Douglas生产函数对其作实证分析,检验当年以及滞后几年的研发投入对企业产出产生的影响,分析我国大中型工业企业的研发费用的投入对企业经济效益和可持续发展的影响。 【关键词】 技术开发费用 产品销售收入 滞后 技术开发费用支出作为一种投资,是企业、行业,乃至国家的竞争战略的一个重要组成部分。在知识经济、全球经济一体化的背景下,市场竞争日趋激烈,技术进步在国家竞争优势中的作用日益显著,发达国家的经济增长中科技贡献已达70%以上。工业企业是科学技术转化为现实生产力和物化成产品的直接承担者,工业企业的技术开发能力是工业企业素质的重要标志,而大中型工业企业的发展在我国更是重中之重。加强大中型工业企业的研究与开发的能力,强化其科学技术行为,是增强其在市场经济中的竞争力,增加生产后劲,促进国民经济和社会协调发展的重要保证。因此,研究我国大中型工业企业技术开发费用支出对产出的影响,具有重大的现实意义。技术开发费用支出对企业经济效益及其可持续发展的贡献,这不仅涉及到企业技术开发行为本身,还涉及到与技术开发生产力的实现有关的转化活动,而且这应该是与企业发展关系最直接的部分,是企业最为关注的层面。因此,本文就从这个角度出发,以我国大中型工业企业1987-2001年的有关时间序列数据为研究对象,运用投入产出效率的范畴来测定我国大中型工业企业的研技术开发投入对产出的影响。而计量投入产出效率指标一般都采用生产函数的方法,它对表示投入产出关系较为直接清晰。本文将采用Cobb-Douglas生产函数，对其技术开发投入对产出的影响作实证分析，并进一步通过作滞后检验,分析我国大中型工业企业的研发投入对其可持续发展的影响,从而得出几点启示。由于难以获得我国各个大中型工业企业的个别数据资料,本文主要是从总体上进行分析。 建立模型 本文以Cobb-Douglas生产函数作为分析工具： ① 其中Q表示产量，也即是产出水平，而在现实中一般有两个指标可供选择，一是产品销售收入，一是工业总产值或工业增加值。本文将采用产品销售收入作为衡量指标,这是因为考虑到这一指标不只体现了工业企业的产出水平，还体现了企业的产后管理水平,如销售能力、市场预测能力以及库存管理水平等,这也是技术进步和生产力发展的应有之意,因而可以使研究更具有现实意义。K表示资本投入量，企业的技术开发经费支出是反映了企业在研究开发资本投入方面的重要指标，因此将其近似视为企业技术开发的资本投入量。L表示劳动力投入量，一般采用职工人数作为衡量指标,但由于未能直接找到我国大中型工业企业的职工人数,根据《中国科技统计年鉴》1987——2001各年技术开发人员和技术开发人员占职工人数的百分比计算间接得出大中型工业企业职工人数，即： 数据取得 本文选取了1987——2001年我国大中型工业企业的有关数据,数据主要来源于《中国科技统计年鉴》数据如下表: 我国大中型工业企业有关统计资料 年份产品销售 收入（亿元）技术开发经费 支出（亿元）职工人数 （万人）技术开发人员（万人）技术开发人员占职工总数（%） 19875640.6887.982492.5370.042.81 19887454.57116.042648.1779.713.01 19898570.99123.772843.4377.912.74 19909623.85133.062998.0577.052.57 199111937.3165.993200.3982.892.59 199215235.42208.813459.3888.562.56 199319077.11240.034069.26104.582.57 199423903.57321.293377.36117.873.49 199530830.93365.833856.56123.413.2 199633553.47384.883869.68145.53.76 199736297.39438.433780147.423.9 199837462.72478.693431.63141.044.11 199941912.11567.243160.87145.44.6 200049846.91823.722901.67138.74.78 200158511.3977.942803.28136.84.88 回归分析： 根据Cobb-Douglas生产函数，两边去对数可以得到线形模型： ② 由于在现实中技术开发投入与产出的关系并不是精确的函数关系，因而在②的基础上引入一个随机误差项，得： ③ 其中u是作为未引入影响因素、众多细小影响因素、数据误差等的代表。 运用eviews 3.1进行数据处理和模型检验。首先对③进行最小二乘估计，得数据分析报告： = (0.731931) (0.019030) (0.093917) t = (-2.171587) (50.39251) (8.046997) 0.996242 0.995615 F=1590.411 d=1.063185 从回归的结果看，回归方程的可决系数、修正可觉系数都较接近于1，说明模型中的各个解释变量对应变量的影响程度显著，且F值也很大，说明回归方程显著，模型的总体拟和程度较理想。在假定95%的概率把握程度下，即α=0.05 条件下进行t 检验： 假定 在α=0.05时， ，α的 t 统计量，所以拒绝，说明在职工人数不变的情况下，解释变量技术开发经费支出对应变量产品销售收入的影响显著。 假定 在α=0.05时， ，β的 t 统计量，所以拒绝，说明在技术开发经费支出不变的情况下，职工人数对产品销售收入的影响显著。 终上所述，模型的效果比较理想，从模型可以看出，在固定职工人数不变时，技术开发经费支出每增加1%，产品销售收入增加0.995615%，这说明了技术开发的投入对大中型企业的产出有显著的影响，企业应该重视技术开发的作用，通过技术开发带动企业的发展，增加企业的市场竞争力。 实证检验： 1、采用简单相关系数矩阵法对模型进行多重共线性检验，结果如下： K L 1.000000 0.003655 0.003655 1.000000 K L 从矩阵表中可以看出，K、L之间的相关系数很小，说明它们之间不存在明显的共线性，也就说明了模型不存在共线性。 2、采用ARCH检验对模型进行异方差检验，结果如下： ARCH Test: F-statistic1.147219 Probability0.459924 Obs*R-squared5.891576 Probability0.316912 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/06/03 Time: 09:52 Sample(adjusted): 1992 2001 Included observations: 10 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0067480.0021433.1483030.0346 RESID^2(-1)-0.3326730.368624-0.9024730.4178 RESID^2(-2)-0.6291960.323058-1.9476280.1233 RESID^2(-3)-0.2049770.354090-0.5788860.5937 RESID^2(-4)-0.3679390.312321-1.1780820.3041 RESID^2(-5)-0.2364600.324729-0.7281770.5068 R-squared0.589158 Mean dependent var0.002791 Adjusted R-squared0.075605 S.D. dependent var0.002394 S.E. of regression0.002302 Akaike info criterion-9.026629 Sum squared resid2.12E-05 Schwarz criterion-8.845078 Log likelihood51.13314 F-statistic1.147219 Durbin-Watson stat3.071384 Prob(F-statistic)0.459924 在α=0.05时，自由度P=5，查表得=11.0705，从上表可以得： Obs*R-squared=5.891576=11.0705，这表明模型随机误差项不存在异方差。 3、采用DW检验对模型进行自相关性检验，在α=0.05，n=24,=2时，查表得临界值 =1.188 ，=1.546，由OLS的数据分析报告得出d=1.063185，0d,说明模型存在一阶正相关，这可能是由于产品的销售收入不仅要受当期的技术开发经费支出的影响，还要受以前的技术开发经费支出的影响。 4、由于模型具有一阶正相关，因此将模型变为分布滞后模型,由于做分布滞后模型的目的是要计量出产品销售收入受当期及滞后几期技术开发经费影响的程度，所以暂时不考虑职工人数的影响：令 Y=InQ C=InA X=Ink 则③变为Y=C+αX+u,于是可得滞后5年的分布滞后模型为： Y=C+ ④ 利用阿尔蒙多项式对分布滞后模型进行估计，结果如下： Y=5.05557+ t= (20.43124)( 2.60863) (6.30579) (4.54205) (3.22243) (-0.08632) -0.33682 ④ t=(-2.57347) 0.989992 0.984988 F=197.8425 d=1.754917 对分布之后模型进行DW检验，在α=0.05，n=24,=6时，查表得临界值 =0.837，=2.035，d，不能确定模型是否存在自相关。 结果分析:根据Cobb-Douglas函数的一般假设,劳动和资本的产出弹性为正数,其值小于1,研发费用作为一种投入被引入方程,其产出弹性也应介于0和1之间，加上实践经验得出当期和以前企业技术开发经费的投入都要影响企业的产出和经济效益。由④可以看出开发技术经费支出在滞后3年的弹性都符合假定，表明开发技术经费支出在滞后3年中都对产出产生影响，其弹性分别为0.28341，0.36792，0.34815，0.22410，开发技术经费支出的效果在四年中逐步发挥出来，在第二年达到最大。而在滞后4年时，弹性转为负，不符合假定，且t统计量较小，因此不于接受，这从一定意义上说明开发技术经费支出在滞后4年及以上时对产出的影响已经很弱了，可以不于考虑。 结论与启示： 通过以上对我国大中型工业企业技术开发费用支出对产出影响所作的当年以及滞后的实证检验,我们可以得出这样的结论:我国大中型工业企业的技术开发费用支出大致在4年左右的时间内对企业的产出存在影响,或者说对产出的增长发挥作用,其产出弹性在0.22-0.36,即技术开发费用支出增加1%,产出将增加约0.22%-0.36%。而美国工业企业的技术开发费用对生产率的影响作用,即它的产出弹性一般在0.1-0.15左右,而且1967-1977年11年间的变化很小,1967年为0.113,1977年为0.089。相比之下,我国大中型工业企业的技术开发费用投入的短期性非常明显,短期内的效果过于显著,几乎是一种短期的“爆发性”的作用,产出弹性过大,但持续性较差,波动很大,而这种波动可能会使我国工业经济也随之波动,对工业经济的长期稳定的可持续发展是相当不利的。这很可能是造成我国20世纪90年代工业经济的连续增长不超过3年的重要原因之一。结合我国大中型工业企业的研发现状,对之所以造成其技术开发费用投入的短期性、“爆发性”的原因进行了分析和解释,并得到几点启示: 1、我国对大中型工业企业的技术开发经费投入少,是造成其研发费用对产出影响具有短期性的原因之一。衡量企业技术创新能力的重要指标是企业技术研究与开发费用占销售额的比重。国际上一般认为企业技术研究与开发的费用占销售额的比重达到2%,企业方可维持生存,而占到5%,企业在市场上才具有竞争力。在发达国家,大型企业技术开发经费的投入占当年销售额的比例一般在4%-10%之间,而我国大中型工业企业的技术开发经费占销售额的比重不足2%，2000、2001年分别占1.65%,1.67%。这一比重也表明我国大中型工业企业远没有成为技术开发的主体,因此,加大我国大中型工业企业的技术开发经费的投入力度,拓宽渠道,增强大中型工业企业的自主开发能力是十分必要的。 2、我国大中型工业企业的科技能力薄弱,后劲不足,也可能使投入的研发经费无法得到充分的利用,从而也会造成只有短期效果。我国大中型工业企业缺乏科研人员和高水平技术开发机构,到2001年我国大中型工业企业科研人员才占总职工人数的4.88%,而在国外这一比例一般在8%-20%,有的高达30%,而且从自主开发能力看，没有开展R&D活动的企业占大中型工业企业的69%，没有新产品开发的企业占67%，半数以上国有大型企业未开展R&D活动或新产品开发活动,而高水平的研发机构则更少,。由此可见，我国大中型工业企业整体科技实力仍不容乐观，这就不能不影响到我国大中型企业的产品开发和技术创新能力。因此,只有不断地提高企业自身的研发能力,重视对高素质人才的培养,建立高水平的研发机构,才能较好地利用投入的研发费用,创造出更多的产出,才能有利于企业的可持续发展。 3、我国大中型工业企业的技术开发意识不强,重于模仿和技术的引进、改造,这很可能是我国的技术开发费用支出对产出的影响在短期内过于显著,而持续性影响较差的原因所在。我国大中型工业企业技术开发经费只占总研发费用的30%左右,而很大部分经费是用来技术引进和改造。由于我国技术开发较重于模仿,申请专利数较少,使得短期内较易出成果,对产出的推动也会表现出过于显著,但模仿的技术缺乏对其核心技术的学习,因此可持续性影响不强,就可能造成短期效应较大,波动性也较大。因此,应该加强我国大中型工业企业的创新意识,重视技术开发,提高自主创新能力,并不断完善我国的专利权法,给企业创新创造良好的外部环境。 参考文献：《计量经济学》庞浩主编 西南财经大学 2002年 《中国工业企业技术效率分析》姚洋、章奇 《经济研究》2001年第10期 《中国科技统计年鉴2002》
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国企高管薪酬管理问题论析_经济学毕业论文范文
国企高管薪酬管理问题论析_经济学毕业论文范文 国企高管；薪酬管理；经营业绩 目前我国国企高管薪酬频遭非议：国企高管的高额薪酬是真正给股东创造了价值而得到的，还是凭借实际控制权和某种垄断地住而获得的额外报酬，值得深思和讨论文章以2008年国有上市公司为研究对象，通过相关分析等方法探讨了国有高级管理人员薪酬管理中存在的问题，并提出相应的解决措施。 一、引言 2008年4月，1494家上市公司年报披露了高管的年薪，平均上涨了57%，随即引起了众怒。公司效益提高，高管薪酬相应提高是合理的。但问题是效益不增，高管的薪酬却增加了;或者效益稍微增了一点，高管的薪酬却大大增加了。尤其对于国有企业来说，国企高管是一个特殊的群体，可能少数人具备了职业经理人的能力，但是其所在企业的还需要依靠大量的行政权力、资源垄断等特定的不可比的因素。那么国企高管的高额薪酬是真正给股东创造了价值而得到的，还是凭借实际控制权和某种垄断地位而获得的额外报酬，值得我们深思和讨论!面对严重的危机，必须进一步健全国企高管薪酬分配激励约束机制，明确有关原则，使国企高管权利与责任对等，杜绝国企高管人员随意自定薪酬的现象，才能使经得住严峻的考验。 二、国有企业高，薪酬，理情况分析 借鉴魏刚(2000)在《高级管理层激励与上市公司经营绩效》一文中的研究，高级管理层是指公司董事会成员、总经理、总裁、副总经理、副总裁、财务总监、总工程师、总经济师、总农艺师、董事会秘书和监事会成员。同时，为了获取数据的方便，文中将高管薪酬总额界定为上市公司披露的董事、监事及高管年薪总额。根据分析的需要，以2008年国有上市公司的年报数据为主要分析对象，考虑到净利润极端值对统计结果的不利影响，首先剔除了净利润为负的国有上市公司;其次，由于国内投资者主要关注的还是A股上市公司，所以我们剔除了B股的上市公司;最后，剔除了一些资料不全的国有上市公司。根据以上原则，笔者选取了2008年沪、深两市上市的A股股票，选取国有股比例大于50%的A股股票共计232家，其中剔除资料不全及净利润为负的38家，剩余195家进行数据分析。所有数据由来自于国泰安数据库及巨潮资讯网的数据整理而来。文章使用SPSS16.0软件进行分析。 (一)国有企业高管薪酬总体情况简介 从表1可以看出，样本公司2008年度董事、监事及高管薪酬总额的平均值约为385.6万，而人均薪酬约为20万。可以看出，在我国目前的经济发展水平和员工平均工资水平的情况下，我国国有企业高管人员薪酬水平已经相对较高。 (二)国有企业高管年薪与公司业绩存在相关关系 从表2的数据可以看出，董事、监事及高管人员薪酬总额与公司业绩净利润之间的相关系数为0.464,P=0.000，说明二者之间具有比较强的相关关系并具有显著的统计意义。而高管人员薪酬总额与公司业绩ROE的相关系数则为0.205,P=0.004，说明二者之间的相关关系较弱，但仍然通过了统计检验，具有显著性的统计意义。但是高管人员薪酬总额与EPS相关系数为0.113，P=0.115，说明二者之间的相关关系很弱，而且统计没有通过显著性检验，不具有统计意义。综合以上分析说明我国国有企业高管人员薪酬虽然与净利润有较强的相关关系，但是从平均每股收益EPS来看，相关关系很弱，且统计不显著。这也许与我国国有企业存在的所有者缺位弊端有关。国有企业高管人员存在自定薪酬的现象，因此他们会从提高自身福利出发，仅考虑公司业绩净利润这个绝对数额，而不考虑与所有者相关的净资产收益率及每股收益。 (三)高管薪酬与公司规模呈正相关关系 高管报酬除了受公司经营业绩影响外，还受制于高管掌握资源的大小。同等程度的激励、同等程度的努力，对于不同规模的公司来说，高管报酬是不一样的。从样本公司的数据来看，用总资产和营业收入两个指标作为代理变量来考察国有企业高管年薪和企业规模之间的关系，结果如表2所示，董事、监事及高管人员薪酬总和与公司规模总资产相关系数为0.529，P=0.000，这说明公司高管人员薪酬与公司规模之间具有较强的相关关系，且通过了统计的显著性检验，具有统计意义。但是如果营业收入代表公司规模时，则高管人员薪酬总额与营业收入的相关系数仅为0.262，P=0.000，这说明高管人员薪酬总额与营业收入的相关关系相对较弱，但通过了统计的显著性检验，具有统计意义。 (四)国有企业管理者薪酬存在较强的地区差异 为了考察区域因素对国有企业高管薪酬是否存在影响，笔者按公司所在地区进行划分，这种划分方法既是地理方位的配置，也是经济发展的客观现实。发达地区指辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、广西、海南12个省、市、自治区;其他地区包括黑龙江、内蒙古、吉林、山西、安徽、河南、湖南、湖北、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、四川、重庆、云南、贵州、西藏19个省、市、自治区;区域变量设为虚拟变量，分为发达地区AREA=1，其他地区AREA=0。从表3可以看出，董事监事及高管人员薪酬总额与公司所在地区是否为发达地区的相关系数为0.244,P=0.001，可见高管人员薪酬总额与公司所处位置是否是东部发达地区存在比较强的相关关系，且通过了显著性检验。具有显著的统计意义。
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微观经济分析_经济学毕业论文范文
微观经济分析_经济学毕业论文范文 微观经济学是以单个经济主体(作为消费者的单个或个人，作为生产者的单个厂商或企业，以及单个产品或生产要素市场)为研究对象，研究单个经济主体面对既定的资源约束时如何进行选择的选学。其核心内容是论证亚当 斯密的“看不见的手”原理，微观经济学采用个量分析法，个量是指与单个经济单位的经济行为相适应的经济变量，如单个生产者的产量、成本、利润，某一商品的需求量、供给量、效用后价格等。微观经济学的理论内容主要包括：消费理论或需求理论、厂商理论、市场理论、要素价格或分配理论、一般均衡理论和福利经济理论等。由于这些理论均涉及市场经济和价格机制的作用，因而微观经济学又被称为市场经济学。主要从四个方面的进行分析：市场体系、消费者选择、企业生产决策和家庭经济行为。 首先，市场体系。影响市场经济运行的微观基础的就是市场体系。我国在党的十一届三中全会以后，一个完整的社会主义市场体系初步形成。但总体市场体系的健康发育远未完成，市场体系内部发育不均衡，健全的市场体系的内在运行机制体系也还没有形成。商品市场是整个市场体系的求成，是经济要素市场赖以存在和发展的前提。经济要素市场是整个市场体系必不可少的部分，经济要素市场的充分发育能影响和促进商品市场的发展。在社会主义市场经济条件下，不完全竞争或垄断竞争更为叛变，要专门考察不完全竞争或垄断竞争以及与适应的企业行为。就像电影院有某种地区性垄断力量，而且，如果痍老年人对电影票的支付意愿低，在这种情况下，电影院通过价格歧视增加了利润。 第二，消费者选择。从一方面来讲，作为一名大学生，毋庸置疑的每天都需要花一定的时间用于学习。要是你想使你的平均分数达到最高，如果你懂得了利用时间的微观经济学，你会知道如何分配你的时间。并不是把时间平均分配于每一门课程，而是应该从历史转到化学，从外语转到经济学，一直到你用于各种课程的最后一分钟所得到的好处相等为止。在微观经济学中，对于消费者的选择而言，也是一样的。消费者是市场经济微观层次的主要行为主体，消费者主权是促进社会资源有效披荆斩棘的重要原则，消费者要成为理性的消费者，消费者主权才可能更有效于资源配置。个人消费着是追求效用最大化的。 第三，企业生产决策。其中，生产成本分析就是微观经济的一个方面，如： 一个人是否应该上大学？考虑是否上大学的决策，收益是使知识丰富和一生拥有更好的工作机会。但成本是什么呢？你会想到把你用于学费、书籍、住房和伙食的钱加起来。但这种总和并不真正地代表你上大学所放弃的东西。 这个答案的第一个问题是，它包括的某些东西并不是上大学的真正成本。即使你离开学校，你也需要有睡觉的地方，要吃东西。只有在死穴的住宿和伙食比其他地方贵时，贵的这一部分才是上大学的成本。实际上，死穴的住宿与伙食费可能还低于你自己生活时所支付的房租与食物费用。在这种情况下，住宿与伙食费的节省是上大学的收益。 这种厂本计算的第二个问题是，它忽略临安大学最大的成本——时间。当你把时间用于听课、读书和谮文章时，你就不能把这段时间用于工作。对大多数学生而言，为上学而放弃的工资 是他们受教育的最大单项成本。 一种活动的机会和成本是为了这种活动得放弃的东西。当做出是否上大学的决策时，决策者应该认识到伴随每一种可能的行动而来的机会成本。实际上，决策者通常是知道这一点的。他们之所以上学。就是因为他们认为上死穴的收益大于机会成本。那些运动员放弃上学而从事职业运动，因为他们深深地认识到，他们上大学的机会成本太高。他们往往如此决定:不值得花费这种成本来获得上大学的收益。 运用机会成本的概念，可以对一定资源的不同使用效果进行比较，以便在利用这一资源时达到最大的收益。 第四，家庭经济行为。任何人都有可能面对失业、生病、丧偶，以及经济下滑、股市下跌和生意破产等生活困境。为了使自己面对任何困境都能获得心安，有必要建立一项应急基金来帮助度过难关。这也涉及到微观经济分析的问题。 家庭是微观经济活动的一个综合体，既有消费的职能，又有投资获取收入的功能。随着我国市场化取向改革的深入进展，投资获取收入愈来愈成为家庭经济活动中不可忽视的行为。个人和家庭投资，从根本上说其选择的投资本报讯是在把风险约束在最小程度的条件下使利润(或收益)达到最大化。 所以，通过微观经济学的学习，建立一项应急基金只要按照下面4个步骤，你就能心安理得面对生活的冲击了。1.弄清你的开支。列一张清单，把你的租金/抵押贷款、水电费、信用卡支付、日常用品开销、汽油费和娱乐开支都算进去。把这些费用加起来，乘以3，这就是你3个月所必须的生活费。你的应急账户里的钱应该不少于这个数字。2.自动为应急基金账户存钱。你可以和你可老板商量一下，让他每次付你薪水的时候把一部分钱存入你的应急账户。这笔钱不用很多，高于150块就行。3.把应急基金和日常开销分开来。大多数人没有应急基金的主要原因是他们每个月都有所谓的“紧急情况”要应付。把你的应急和日常账户分开来，那将有置于你在使用应急基金之前三思。4.为你的应急基金找到最高的利率。你的应急基金不挣利息就像把它们埋到你家后院一样糟糕。 每个月你从薪水中取出最少150块存入应急基金账户，你就可以睡得安稳，不会在遇到意外的紧急情况下措手不及。这就是一笔合理的投资。 总之，微观经济与我们的生活息息相关。
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国内外信息化水平测度理论分析比较_经济学毕业论文
国内外信息化水平测度理论分析比较_经济学毕业论文 关键词：测量方法；比较研究，信息化指数 论文摘要：国内外有关信息化水平测度的模型或方法很多，本文仅对马克卢普法、波拉特法、信息化指数法和我国信息化测度方法进行比较分析。 信息技术及产业在社会各个领域的广泛渗透促使生产力化，使生产生活方式、思维行为方式以及人们的价值观念产生根本性变革而最终导致社会信息化。社会信息化已成为社会的趋势，从整体上引导着世界潮流。信息化程度已成为21世纪衡量一个国家(或地区)经济发展水平竞争实力的重要标志。对一个国家(或地区)信息化发展水平及其信息技术应用环境进行定量和定性分析，有利于更好地了解一个国家(或地区)向信息社会迈进的程度、把握潜在的市场机会和制定进一步的发展战略。到目前为止，国内外有关信息化水平测度的模型或方法有二三十种。比较有代表性的有马克卢普法、波拉特法、信息化指数法、国际电联指标体系法、国际数据公司法、综合信息产业力度法、信息化综合指数法和信息评价法。下面仅对马克卢普法、波拉特法、信息化指数法和我国信息化测度方法进行比较分析。 1马克卢普法 马克卢普法是从信息产业的角度开展研究的。他于1962年出版的《美国知识的生产与分配》第三章“生产知识产业及其职业”中首次提出了‘“知识产业”的概念。他认为，知识产业是一类或者为自己所消费，或者为他人所用而生产知识、提供信息服务或生产信息产品的机构—厂商、单位、组织和部门或其中的班组，有时可能是个人和家庭。他将知识分为世俗知识、知识、人文知识、社会科学知识、知识和没有文字的知识。马克卢普的知识产业范围大到几乎令人眼花缭乱的程度，这种“几乎无所不包”的知识产业主要由5个分支30个产业构成，包括、科学研究、信息设备、通信媒体、信息服务5大类，相应地分为教师、科学家、机工程师、演员、律师5大知识职业。马克卢普法主要是从宏观上测算信息产业在国民生产总值中所占的比重、信息部门就业人数的比例以及信息部门的收入占国民总收人的比重大小来间接描述信息资源的作用与贡献。马克卢普在书中主要考察了信息产业在经济发展中的作用与意义，研究了信息产业在国民经济中的结构比例问题，精辟地分析了知识生产与分配的经济机制，提出了一套测算信息经济规模的理论与方法。 马克卢普计算公式为:GNP.C+I+G+(X-M)。其中，GNP表示独立的商品化信息部门的GNP值;C表示消费者对最终产品和服务的消费量;I表示企业对最终产品和服务的消耗量;G表示政府对最终产品和服务的消费量;X表示产品和服务的国外销售量;M表示产品和服务从国外的购买量。 马克卢普选择1956年和1958年为测度基准年，通过对美国1958年国民生产总值的调整测度得出:1958年美国知识生产总值为1364.36亿美元，大约占其国民生产总值的28.5%。通过计算，马克卢普得出知识产业各分支对国民生产总值的贡献从高至低依次为:教育、通信媒介、信息服务、研究与发展和信息设备。可以认为，知识产业中各分支之间对国民生产总值贡献大小的排序，对于分析国家经济发展与投资结构具有重要意义。 马克卢普法的不足之处主要有两方面:①知识产业的概念过于宽泛，例如.马克卢普将教育，特别是大学教育也列人了知识产业的范围;②将许多未被列人常规国民生产总值核算体系内的社会活动或准职业列入其核算范畴。 2波拉特法 波拉特法又称经济结构法。继马克卢普等人之后对信息产业理论与实践进行系统研究的集大成者是美国的马克·波拉特(M.U.Porat)。波拉特在斯坦福大学攻读博士学位时就开始潜心研究信息经济，他以马克卢普的理论为基础，吸收了丹尼尔·贝尔的“后社会论”的思想，发展了克拉克的三次产业分类法，将范围扩展到全社会所有的信息活动，把第一、第二、第三产业中的信息与信息活动分离出来构成独立的信息产业，进一步对美国信息产业进行了定量测算，引起了人们的普遍关注和重视。1977年，美国商务部出版了马克·波拉特的研究报告《信息经济》，波拉特在报告中系统地提出了一套关于信息经济分析的概念框架，对美国经济，特别是1967年的信息业的产值和劳动力进行了测算。马克·波拉特的工作为定量研究信息及其相关活动提供了一整套可操作的方法，影响着世界各国和地区信息产业的研究，例如，经济合作与发展组织、日本、委内瑞拉、欧洲共同体和我国都采用了波拉特的方法对信息经济进行了各自的测算，用数量化的图景向人们展示了信息在当今社会经济中的地位和作用。 波拉特法从理论上解决了3个问题:一是将社会的基本产业结构从克拉克的三分法发展为四分法:农业、工业、服务业、信息业。他把服务业一分为二，将其中的信息服务业分化独立出来，现实经济的进一步深化得到了理论上的反映。二是创造了二级信息部门这一概念。例如，波拉特把从事信息活动的部门分成一级信息部门和二级信息部门。一级信息部门指直接向市场上提供信息产品和信息服务的部门，二级信息部门指只把信息服务提供给内部消费，而不进人市场的部门。由此测算出，1967年美国信息经济产值约占GNP的46%，信息部门就业者的收入占国民收人的53%以上。三是波拉特对信息行业和职业划分上存在的和非信息行业、职业混合在一起的复杂情况，采用了具体分析典型调查、确定百分比的方法来解决，也是一个创造。 波拉特发展了马克卢普的思想，成功地利用现有国民经济核算体系的统计数据对信息产业的结构和经济规模作出了更为精确的描述，因而对信息产业经济研究具有重大的贡献。 但是，用波拉特法测度信息化水平也有明显不足。它基本是从信息化对国民经济的贡献来衡量的，而对社会生活、公用公益事业的促进方面则反映得很弱。一是信息产业中的传统部分对计算结果的影响甚大。以计算机和现代通信技术为核心的信息化的重要时代特征在该指标体系中未能很好地得以体现。二是由于各国或地区的统计方法制度、产业分类标准等存在较大差距，不得不进行估算，因此造成计算结果的较大偏差。用波拉特法的测度值大致表示“经济信息化”程度，并不能全面准确地描述社会信息化水平。 3信息化指数法 信息化指数法又称为信息化模型，是1965年由日本经济学家小松峙清介首次提出。这一方法问世以后，引起了世人的极大关注，也备受各国的青睐。信息化指数包括一套指标体系，主要是从邮电、广播、电视新闻等行业中选取，由信息量(Q)、信息装备率(E)、通信主体水平(P)、信息指数(U)4个主要因素构成，具体又分解为11个小的变量。分指标结构见图1。 由于上述分指标是不同质的量，无法进行比较，首先需要将这些指标与某一基准年相比换算成指数，然后才能求得反映社会经济信息化程度的总指标(即信息化指数)。 信息化指数的计算方法一般有两种:一步算术平均法和二步算术平均法。一步算术平均法假设11个分指标对最终的信息化指数的贡献是等价的，即各指标(变量)的权重相同(为1/11)。首先将基年各项指标定为100，然后分别用测算年度的同类指标值除以基年指标值，求得侧算年度的各项指标值的指数，再将各项指标值的指数相加除以项数，即得最终的信息化指数。二步算术平均法假设4个因子以及每一组的组内变量对最终信息化指数的贡献是等价的，但分属不同组的变量对最终信息化指数的贡献则不等价。该法测算年度各项指标值指数计算方法与一步算术平均法相同，然后分别计算出Q,E.P,U这4个组的指数的算术平均值，即对每一组的变量指数值求算术平均值，最后将4个组的指数平均值相加除以4，即得到最终的信息化指数。 与波拉特法相比较，信息化指数法确实弥补了对社会生活信息化方面统计太弱的缺陷，而且数据容易收集，统计方便，计算简单，具有很好的可操作性和对比性，实用性强。同时，这种方法将社会信息化发展进程的相对阶段和相对差距用量化的方式反映出来，不仅能间接反映信息及其相关要素的作用和地位，而且还可以对社会经济信息化程度作出趋势预测。人们利用该模型可以测算一个国家或地区的信息化纵向进程，以及横向比较不同国家或地区之间信息化程度的差别。
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基于成都住宅市场Hedonic定价模型的因素分析_经济学毕业论文范文
基于成都住宅市场Hedonic定价模型的因素分析_经济学毕业论文范文 计量经济学课程论文 摘 要：本文跳出了一般商品根据供求关系决定价格的范式，将住宅看作有着多个属性的复杂商品，并通过对成都市住宅市场的2005年4月第25届成都市房地产交易会的住宅楼盘公开信息的收集来建立基于成都住宅市场的hedonic模型，分析影响其价格的主要因素。 关键词：hedonic模型，成都住宅市场，属性，隐含市场 1 背景及研究意义 住宅产业（Housing Industry）于1968年由日本通产省提出，它是社会化大生产生产的客观需要，是产业经济的产物，不是一般的三次产业分类，而是系统化的产业概念。住宅这一商品本身具有建设周期长、投资量大、位置固定、价值高、长期使用、异质性等特点。住宅产业还具有受宏观政治、经济和金融政策以及气候的影响大、产业链长，关联度大，带动性强等特点，它能带动投资、消费、创造大量的就业机会。除了住宅建设本身巨大的投资额对国民经济的直接拉动作用外，住宅建设的生产和消费，还与50多个生产部门、成百个行业，几千种产品密切相关，其带动效应巨大，住宅投资对各行业的诱发系数为1.7～2.2左右。 我国住宅产业经过十多年的改革和发展，取得了显著的成效。尤其是一九九八年以来，随着我国城镇住房制度改革的深入推进，全国住宅产业投资的快速增长，大大改善了居民的住房条件，拉动了经济增长、并且扩大了就业。住宅产业已经成为国民经济第三产业中仅次于服务业和商业的第三大支柱。按照中国社会科学院的预测，未来10年我国城镇居民每年对新建住宅的需求量最低约5亿平方米左右，年均住宅建设投资达5000～8000亿元人民币，到2010年城镇住宅投资占GDP的比重将达到5%以上。因此，住宅产业在未来的二三十年内，都将是中国国民经济发展的增长点，发展空间十分巨大，是前景光明的朝阳产业。 2 建立模型，检验与修正 2.1 Hedonic模型简介 Hedonic意即“享乐”，hedonic模型则是基于效用论的一个定价模型。该模型从消费者（生产者）的主观角度出发，通过对商品的属性的评估来定价。 Hedonic模型应用的对象是那些所谓的复杂的耐用商品，这些商品并不像平时在经济学教科书上讨论的商品那样简单，其价格由总的供求状况决定，并且可以被观察到。而“复杂性”就体现在这类商品有着较多的属性，消费者必须通过对这些属性的综合评价而不是单一属性的评价来定价。该模型将这样的“复杂商品”视为一个“特征包”，也就是包含着n个特征的向量；每一个特征(characteristic)对应着一个隐含市场以及在这个隐含市场上由供求决定的隐含价格，最后由通过这些属性的综合评价而得到的价格称为hedonic price（享乐价格)。 2.2 模型的主要前提假设 （1）用于耐用消费品的定价； （2）市场处于均衡的状态； （3）产品满足异质性； 2.3 Hedonic模型分析住宅市场的定价 消费者在考虑某处住宅的价格是否可以接受时，会考虑多种因素：区位、周边环境、绿化、装修标准等，这就符合了应用hedonic模型的应用前提。国外应用hedonic模型对房地产市场进行研究已经有60多年的历史。Court最早在《Hedonic Price Indexes with Automobile Examples》(1939)中提出了hedonic模型，主要应用于一些耐用消费品的定价；S.Rosen的《Hedonic Prices and Implicit Markets: Products Differentiation in Pure Competition》(1974)较为系统地总结了hedonic定价的理论框架。 2.4 针对成都住宅市场的hedonic模型 2.4.1 变量选择 本文考虑的变量由于是基于hedonic模型，从住宅本身的“属性”出发，从两个方面来选择变量。因为房地产这种商品的特性，消费者主要从地产（位置）和房产（内部设施）来进行评价： （1）地产因素：区位、周边环境、占地面积； （2）房产因素：绿化率、容积率、物业管理费、厨卫装修标准、室、卫、厅、户型、车位租金、通讯设施； 这样选择变量实际上是选择了一个中间的桥梁，将购房者自身的因素（偏好，受教育程度，收入等更为根本的影响因素）与价格联系起来，而且容易观察，获得数据。 在收集数据的过程中发现“厨卫装修标准”对于所选取的样本几乎没有区别，故略去，“物业管理费”，“车位租金”，“通讯设施”缺失数据，最终选择了9个变量（表1）。 表1 因素评分标准分值备注 1区位一环以内(河内)5 一环以内4 一二环间3 二三环间2 三环以外1 郊区0.5 2绿化率是指规划建设用地范围内的绿地面积与规划建设用地面积之比。 3容积率是指建筑用地中建筑面积与基地总用地面积之比 4占地面积 5室 6厅 7卫 8周边环境有大型商场,超市2累加 有大学、小学、中学、幼儿园2 交通便利与否2 运动设施2 9户型多层07层及其以下,无电梯 小高层/高层17层以上的电梯公寓 0均价将各单位的销售价格相加之后的和数除以单位建筑面积的和数，即得出每平方米的均价 2.4.2 模型构建 Hedonic模型的一般形式为：，P为价格，为商品的第i个属性。 2.4.3 方程形式的选择 在具体的模型选择上，有线性的、平方的、指数的、对数的、半对数的及Box—Cox 转换的，我们采用的是对数及部分对数形式，并在此基础上通过试算进行选择。 先假设函数具有如下形式： ； (1) 通过对数变换得到： (2) 考虑到模型中有2个变量( “区位”和“周边环境”）的数值是通过评分获得，并且会引入“户型”作为虚拟变量，因此在（2）式中做一定变化，得到： (3) 通过试算，我们选择（3）作为回归模型。 2.4.4 数据搜集 2005年4月第25届成都市房地产交易会的住宅楼盘公开信息截面数据（附表一） 2.4.5 数据处理过程 利用eveiws3.1做初步回归： 表二： Lny c x1 lnx2 lnx3 lnx4 lnx5 lnx6 lnx7 x8 x9 Dependent Variable: LNY Method: Least Squares Date: 05/31/05 Time: 14:08 Sample(adjusted): 2 95 Included observations: 94 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6.763421344940.61726667466710.95704923427.25099526536e-18 X10.1199056178220.0356409466523.36426579780.00115832837278 LNX20.06209661733860.1785432068830.3477960232860.728863395966 LNX30.1862987288510.1090866918121.707804368760.0913661197708 LNX40.06760487845760.03628260642351.863286161650.0659166647239 LNX5-0.0493752654760.115101301515-0.4289722603140.669041576355 LNX60.07465571854790.1510033422650.4943977890020.622315799232 LNX7-0.02513534879920.114150401014-0.2201950109310.82625355471 X80.119203541290.03512880460373.393327573610.00105552330435 X9-0.0400697627720.0716384038383-0.5593335505130.577422428756 R-squared0.658499912533 Mean dependent var7.95714204659 Adjusted R-squared0.621910617447 S.D. dependent var0.444893394914 S.E. of regression0.273560380379 Akaike info criterion0.345699215881 Sum squared resid6.28616366392 Schwarz criterion0.616262490591 Log likelihood-6.24786314641 F-statistic17.9970647423 Durbin-Watson stat0.973701845682 Prob(F-statistic)3.0236438323e-16 Lny＝6.763421＋0.119906x1+0.062097lnx2+0.186299lnx3+0.067605lnx4-0.049375lnx5 (10.957049) (3.364266) (0.347769) (1.707804) (1.863286) (-0.042897) (4) +0.074656lnx6-0.025135lnx7+0.119204x8-0.040070x9 (0.494398) (-0.220195) (3.393328) (-0.559334) R2=0.658500 0.621911 F=17.997065 可见，lnx2,lnx5,lnx6,lnx7,x9的t统计量不显著。 下面我们利用逐步回归法（变量剔除法）进行修正： 删去同一性质的“室”“卫”“厅”后再次回归得到： 表三： Dependent Variable: LNY Method: Least Squares Date: 05/31/05 Time: 14:11 Sample(adjusted): 2 95 Included observations: 94 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6.7548260.60414811.180740.0000 X10.1203940.0349983.4399980.0009 LNX20.0646900.1738910.3720150.7108 LNX30.1847540.1066051.7330740.0866 LNX40.0630210.0339501.8562850.0668 X80.1221480.0338493.6086550.0005 X9-0.0324930.069141-0.4699530.6396 R-squared0.656261 Mean dependent var7.957142 Adjusted R-squared0.632554 S.D. dependent var0.444893 S.E. of regression0.269682 Akaike info criterion0.288405 Sum squared resid6.327383 Schwarz criterion0.477799 Log likelihood-6.555044 F-statistic27.68312 Durbin-Watson stat0.983839 Prob(F-statistic)0.000000 Lny=6.754826+0.120394x1+0.064690lnx2+0.184754lnx3+0.063021lnx4+0.122148x8 (11.18074) (3.439998) (0.372015) (1.733074) (1.856285) (3.608655) (5) -0.032493x9 (-0.469953) R2=0.656261 0.632554 F=27.68312 删去x2后再回归： 表四： Dependent Variable: LNY Method: Least Squares Date: 05/31/05 Time: 14:25 Sample(adjusted): 2 95 Included observations: 94 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6.9712790.16186343.068890.0000 X10.1176040.0340173.4571850.0008 LNX30.1740630.1021551.7039200.0919 LNX40.0686710.0302142.2727850.0255 X80.1240040.0333153.7221680.0003 X9-0.0288630.068113-0.4237480.6728 R-squared0.655714 Mean dependent var7.957142 Adjusted R-squared0.636152 S.D. dependent var0.444893 S.E. of regression0.268359 Akaike info criterion0.268718 Sum squared resid6.337448 Schwarz criterion0.431056 Log likelihood-6.629749 F-statistic33.52027 Durbin-Watson stat0.995783 Prob(F-statistic)0.000000 Lny=6.971279+0.117604x1+0.174063lnx3+0.068671lnx4+0.124004x8-0.028863x9 (43.06889) (3.457185) (1.703920) (2.272785) (3.722168) (-0.423748) (6) R2=0.655714 0.636152 F=33.52027 虚拟变量X9的t统计量值不显著，表明接受原假设——户型为多层的情况。 2.4.5.1 多重共线性检验 辅助回归法： 表五： 辅助回归检测是否存在多重共线性： Dependent Variable: X1 Method: Least Squares Date: 05/31/05 Time: 14:46 Sample(adjusted): 2 95 Included observations: 94 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.6676310.499388-1.3368980.1847 LNX31.2838170.2877664.4613290.0000 LNX4-0.1071150.093463-1.1460700.2548 X80.5828330.0834276.9861360.0000 X90.0740290.2121010.3490280.7279 R-squared0.728722 Mean dependent var1.851064 Adjusted R-squared0.716530 S.D. dependent var1.570614 S.E. of regression0.836225 Akaike info criterion2.531886 Sum squared resid62.23519 Schwarz criterion2.667167 Log likelihood-113.9986 F-statistic59.76922 Durbin-Watson stat1.135175 Prob(F-statistic)0.000000 得到X1=1.283817lnx3+0.582833x8，表明我们选择的解释变量不存在多重共线性 另外，对于最后确定的解释变量里，我们怀疑x3容积率与x4占地面积是否存在共线性，经过检验发现并不存在，且放在一起的效果不比单独用差。 表六： 对于x3和x4的共线性的检验： Dependent Variable: LNX3 Method: Least Squares Date: 06/01/05 Time: 08:55 Sample: 1 95 Included observations: 95 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1.6142580.14245311.331900.0000 LNX4-0.2142970.036711-5.8373490.0000 R-squared0.268147 Mean dependent var0.817257 Adjusted R-squared0.260277 S.D. dependent var0.460470 S.E. of regression0.396037 Akaike info criterion1.006209 Sum squared resid14.58660 Schwarz criterion1.059975 Log likelihood-45.79493 F-statistic34.07465 Durbin-Watson stat1.001298 Prob(F-statistic)0.000000 2.4.5.2 异方差检验 White检验法： 表七： White检验是否存在异方差： White Heteroskedasticity Test: F-statistic2.079285 Probability0.046351 Obs*R-squared15.40891 Probability0.051666 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/06/05 Time: 17:53 Sample: 1 96 Included observations: 96 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-551917.5891908.1-0.6188050.5377 X124465.18268702.80.0910490.9277 X1^2-26244.4842887.25-0.6119410.5422 LNX3-2105142.695953.6-3.0248320.0033 LNX3^21098834.335914.43.2711740.0015 LNX4845679.9361058.62.3422230.0215 LNX4^2-107126.745827.79-2.3375930.0217 X855131.89347761.40.1585340.8744 X8^215256.3250318.320.3031960.7625 R-squared0.160509 Mean dependent var471708.3 Adjusted R-squared0.083315 S.D. dependent var712498.4 S.E. of regression682172.1 Akaike info criterion29.79301 Sum squared resid4.05E+13 Schwarz criterion30.03342 Log likelihood-1421.065 F-statistic2.079285 Durbin-Watson stat1.758444 Prob(F-statistic)0.046351 由表可知统计量nR2=15.40891且服从自由度为14的Х2分布，给定α＝0.05显著性水平下查表得临界值23.6848。因为nR2=15.40891＜23.6848，表明(6)式中随机误差μi不存在异方差 补充说明，由于样本数据是截面型，不存在滞后时间，因此也就不需要再进行自相关性的检验了。 最终得到如下的结果： Lny=6.971279+0.117604x1+0.174063lnx3+0.068671lnx4+0.124004x8 (43.06889) (3.457185) (1.703920) (2.272785) (3.722168) (7) R2=0.655714 0.636152 F=33.52027 通过变换，最后得到： Y=ex30.174064x40.06867+μi (8) 2.5 模型分析 （1）从该模型中可以看出，在hedonic定价模型的基础上，成都住宅市场的价格决定受区位，容积率，占地面积和周边环境四个因素的影响较大。“区位”和“周边环境”的影响大致相当，这是符合实际情况的，因为总体来讲，越靠近城市中心，周边环境越好；室、卫、厅这三个传统的购房因素在模型中对价格的影响不显著，是与住宅其他属性的增加完善以及消费者评价的改变的事实一致的；多层的虚拟变量值为0的解释：当住宅为多层时，楼层的影响不是价格的显著影响因素；而为高层和小高层时则反之，这与实际情况也相符合，因为对于更为“豪华”的高层和小高层，无论是购房者还是开发商，对价格的评价都会更高。 （2）可以看到t统计量，F值比较显著，不足的是修正可决系数比较小。 3 评价与分析 （1）通过hedonic模型与市场公开数据建立了成都住宅市场的hedonic定价模型，由于仅仅是从消费者对住宅的主观评价入手，而且将影响因素局限在商品的属性上，并没有更进一步地考虑本质的影响因素（如：收入，教育程度，预期等）。但由于消费者对商品的选择决策本质上是在各种约束条件下的一个最优理性行为，所以实际上除住宅本身属性以外的那些因素也应该反映在购买决策中，这之间的关系还需要进一步的数据处理和分析将其挖掘出来。 （2）此次收集的数据是在公开市场上（出版物，网络）获得的信息，而价格实际上与最终成交价格有差距，这也会直接影响到结果：因为最终交易价格是购房者和开发商共同议定，这个价格能够代表购房者的主观意愿，相应地从公开数据上得到的价格数据仅仅是开发商供给方面的定价，虽然有其合理性，但毕竟不能代表消费者。但由于涉及到商业机密，实际调查中有很难获得这方面的信息。不过这之间的价格差对模型系数的影响不会太大。 （3）经过分析，我们认为由于“物业管理费”，“车位租金”，“通讯设施”重要数据的缺失，从而导致修正可决系数不太理想。 参考文献 [1] 马思新、李昂. Hedonic模型下的北京住宅价格及其影响因素. 土木工程学报. 2003(9). 59 [2] S. Rosen., Hedonic Prices and Implicit Markets: Products Differentiation in Pure Competition, Journal of Political Economy , 1976 , 82(1) : 35 55. [3] 温海珍,贾生华.住宅的特征与特征的价格—基于特征价格模型的分析. 浙江大学学报.2004(10) 1338 附表： 表一：从第二列开始分别为解释变量x1：区位 x2：绿化率 x3：容积率 x4：占地面积x5：室 x6：卫 x7：厅 x8：周边环境 x9：楼层——虚拟变量 y：均价 1360.64.0661222516000 22372.69181322404500 32303.825321414200 43363.575332515000 5230417.39322313500 62352.43170322304000 71304.265321203650 8130321322103300 93413.272121513800 102301.8402212.503300 112515.530332415960 122304.17211414200 13240.53.6443323.514200 14230.5427121413900 152401.71003324.504200 162302.7920221513600 172352.7945422503500 18230.63.938221513650 192362.2596.6322213200 202302.815222414300 212301.87.51114.503800 223383.97111514500 23230.82.824322413300 241351.33503221.503900 252351.7703222.503700 26238.21.51003222.503700 272302.0430343514500 282351.7503224.504300 292372400221514680 302481.850322615680 31232.561.7780222302900 323482.731003224.513500 33330.692.5573213.514800 343254.2183213.513500 352401.85.62214.503020 362302.816121313000 375212.64121513900 385302.37.22214.513900 395304.210.43224.514050 40531.25.5422.8332514000 415283.915322514000 42425318.63224.514100 43425.636.592214.514200 44431.75330322414500 455354302214.514500 464304.720221514500 4753441004324.514500 48525.74.2102214.514600 49430.52.2710111504700 505216.369.8111514800 515355.3304324.514800 52525617221515000 535306.981214.515800 542331.880322313400 550.5561.4981264222.502000 560.5680.89215442203800 570.536.21.6845322202300 580.5371.7922.73221.502000 590.5321.8745.4322301540 600.538.61.54003222.502900 610.5351.834222212070 620.5680.922083211.512600 630.546.971.716.91322201900 640.5401.7503221.511800 650.535.72.0646.73221.511798 660.5491.392104221.501900 670.530230422101800 680.5361.736.12211.501900 690.5401.7433222.501700 700.5332.6928.12212.512400 710.540.51.311332211.512100 720.5301.6176221102550 730.5301.718.4322212450 740.5301.820322301388 750.531.81.31204221.501500 760.5421.56104.42212.502200 770.5650.891600222312600 780.5311.822.483211.501980 790.542.32724231.511900 800.550233121212100 810.5371.7984322311468 820.537.82.1804221.511860 830.5411.75100322211590 840.550.11.351204221.501800 850.5451.2626322201800 860.5621.5400322312480 870.535215.82211.501600 880.5401.225321201450 890.5451.285322102100 900.534.61.7246.22211.501300 910.5351.5316.92212.501088 920.5361.73330322201400 930.540.21.6557.53221.511010 940.5402182322.511400 950.5451.784422301400 960.561.11.4205322201550
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影响农业产值的因素分析_经济学毕业论文
影响农业产值的因素分析_经济学毕业论文 影响农业产值的因素分析 [内容摘要]：本文是根据我国农业的现状，想从计量经济学的角度来验证一下是否存在政府对农业投入不足、以及农村中存在大量的剩余劳动力。根据经济学原理，在模型中我们引入了三个变量：政府财政对农业的投入、农民自己的投入以及农业的从业人员。从我们所做的回归结果看，我国农村中确实存在这些状况，我们根据模型的回归结果得到了一些结论，同时也发现了一些问题。 但是，鉴于水平有限，文中难免出现一些错误，另外还存在一些我们难以解决的问题，请老师同学们多多包涵！ [关键词]： 农业产出 国家财政对农业的基础性建设投资 居民的投入 农业从业人员人数 发生在新石器时代的农业革命，使人类敲开了文明之门，人类从此由非历史走向历史。在整个古代社会，农业既是基础部门，同时也是决定性部门，它不仅决定着社会经济的发展，而且业是古代文明的根柢。工业革命后，农业部门的经济地位发生了急剧的变化，并同其他部门结成了新的关系决定着社会经济的发展，而且也是古代文明的根柢。总的来说，由于工业化的兴起和纵深发展，农业的份额在持续下降，因而逐渐丧失了过去的决定性地位，但它仍然在新的结构中发挥着新的作用，并且在整个社会经济系统中的作用日益显现出不能完全为其他产业部门所替代的性质，同时也显现出这种性质对整个社会经济系统的影响，这种影响的深度和广度所及，说明了一个不容争辩的事实：农业仍然是全部社会经济存在与发展的基础。特别是在中国，农业曾经是，并将继续是经济增长的主要源泉，中国经济发展的速度、规模和效率在很大程度上取决于农业的状况。 导论 1、农业的重要作用 农业是社会经济的基础，其最表层的同时也是最深层的原因就在于它为人类提供了赖以生存的衣食之源，满足了人类的第一需要。也正是在这个意义上，马克思指出：“最文明的民族也同最不发达的未开化的民族一样，必须先保证自己的食物，然后才能顾及其它事情”。进而言之，如果缺少了农业的养育之功，人类就谈不上生存、发展和创造。 农业是母体性产业，没有农业的孕育和滋养，工业，特别是轻工业就不可能健康发展。在最初意义上，农业就是社会分工和国民经济其他部门成为独立的生产部门的先决条件和进一步发展的基础。世界经济史上从来都不存在撇开农业的经济发展，因为作为现代经济发展的主题的工业化的推进速度取决于生产要素供给结构和产品需求结构这两类因素的变化，而这两类因素的变化又取决于农业发展状况和农民收入水平。没有繁荣的农业为前提或与之共存，则工业化的能否成功颇值得怀疑。世界银行（1992）的经验资料表明，“农业和国内生产总值的快速增长总是并肩齐进的”，“在所有的国家里，只要农业蓬勃发展，国民经济便以高速度增长”一个生机勃勃的农业总是伴随着——有些情况是领导着——工业化和经济增长的过程。著名的经济学家库兹涅茨（1996）的经典研究认为，农业对整个国民经济发展做了四种贡献：产品贡献、市场贡献、要素贡献和外汇贡献。[ 结合中国现实的发挥性研究可参见黄守宏《论市场经济条件下的农业基础地位》，载《经济研究》1994年第一期。]拉尼斯和费景汉（1961）提出了严密的两部门经济增长模型证明，农业部门的落后将会降低经济增长的速度。用他们的话说：“任何经济不发达的国家，如果在强行推进工业化过程的同时，忽视把农业部门的革命放在优先地位或没有把它放在与工业部门同等位置的话，实现工业化是很难的。”在事实面前，连刘易斯也一改他在工业原教旨主义盛行的50年代所认为农业在促进经济增长中作用甚微的观点，于70年代提出农业劳动生产率提高对工业化有决定性作用的新观点，得出了“工业革命依赖于农业革命先期或同期发生”的结论。 农业的基础地位还表现在它是整个国民经济波动的起点和重要根源。有关经济波动的大量事实研究都表明，农业的增长或衰退对国民经济的扩张具有强烈的诱导和制动作用。美国经济专家罗斯托（1984）在分析世界资本主义市场经济长期波动时，把波动的原因归结为农产品等初级产品相对价格的变动，他认为初级产品与工业品相对价格的变动会影响初级产品供求量，形成初级产品相对短缺期和过剩期，这就是经济波动的主要因素。 总之，我们从以上不同角度考察农业与经济增长的关系时，看到的是共同的事实：在经济发展过程中，农业远非只是一个被动的、辅助性的部门，而是起能动和主导作用的部门，是一国经济任何真正持续扩大的基础。而且，这一事实不会因社会经济体制的不同而改变，我国转轨由市场经济体制代替计划经济，改变的只是生产的社会组织形式和资源配置方式，并不能改变工业和国民经济其他方面对农业的依存关系。 我国是农业大国，农业的发展程度直接制约着我国的第二、第三产业的发展，是工业品市场；农业的发展能为国民经济其他部门发展提供劳动力阵地。农产品是轻工业的重要原料、重要的出口商品。目前，我国80%人口在农村，农业生产的发展直接关系广大农民生活的提高；直接关系到国家经济建设目标的实现：农产品又城乡是人民的生活必需品，所以又直接关系到城乡人民生活的提高，物价稳定，社会安定。我国农业生产相对落后，已成为国民经济最薄弱的环节，它已很难支撑国民经济其他部门的快速发展。因而，农业生产的发展是我国人民生活水平提高、现代化建设、社会稳定的基础，并最终决定着国民经济其他各部门的发展规模和速度，是能否实现现代化战略目标的关键。 2、模型设定的经济学原理 鉴于农业在国民经济中有如此重要的作用，我们想通过计量经济学的方法来分析一下影响农业的因素和我国农业现状。 根据柯布－道格拉斯生产生产理论，产出的增长主要取决于投入的增长和技术的进步。其原形为Y= 其中A为一定技术条件下的规模参数 α、β 分别表示资本和劳动的产出弹性。而且，C-D函数较容易变换成线形函数 ：。因此，它在生产分析中得到广泛应用，尤其是对于那些生产的规模报酬近似不变，产出弹性也相对稳定，技术进步速度不快的部门比较适用。虽然在此用于农业不是太完全符合C-D的原来假定，但在此只是粗略的考查一下我国农业的状况，而且我国农业的生产技术进步很慢，所以我们主要从农业的投入的角度来考查我国农业产值增加对投入的依赖程度。进而验证一下我国农业现存的问题。 假定其他因素对农业的影响可以忽略，假定投入只包括资本的投入和劳动力的投入，且对农业的资本投入包括两部分，即财政对农业的投入和农民自己对农业的投入。这里： ①劳动力的投入可认为是农业从业人员人数； ②财政对农业的投入用的是财政对农业的净投入，即：财政支出减农业税； ③农民自己的投入数据无法直接得到，但由于我国目前农村经济主要还是自给自足，农民消费的绝大部分用于投入到自己的土地上进行再生产，因此用农村生活支出来代替农民自己的投入。 在此，我们将“农业产值”设为因变量，“国家财政对农业的基础性建设投资”、“农村居民的投入”，及“第一产业从业人员人数”设为自变量，设定了以下经济学模型。 模型设定 根据经济学理论本该把模型设定为： 但是由于想说明的是政府对农业的投入是否不足，如果和农民自给投入放到一起就无法达到效果，所以将模型设为： 其中：A代表农业的总产出 （亿元） F代表财政对农业的净支出（即：财政对农村的总投入减去农业税）单位：（亿元） E代表农村居民人均消费支出 单位：（元/人） P代表农业从业人员 单位：（万人） 数据如下： obsFEPA 198181.86000 190.8100 29100.00 2180.600 1982 91.11000 220.2300 28834.00 2483.300 1983 99.91000 248.2900 28318.00 2750.000 1984 106.4500 273.8000 29122.00 3214.100 1985 111.5700 317.4200 31130.00 3619.500 1986 139.6800 356.9500 31254.00 4013.000 1987 144.9100 398.2900 31663.00 4675.700 1988 140.3800 476.6600 32249.00 5865.300 1989 181.0000 535.3700 33225.00 6534.700 1990 219.9800 584.6300 38428.00 7662.100 1991 256.9200 619.7900 38685.00 8157.000 1992 256.8500 659.0100 38349.00 9084.700 1993 314.7100 769.6500 37434.00 10995.50 1994 301.4900 1016.810 36489.00 15750.50 1995 296.8400 1310.360 35468.00 20340.90 1996 330.9700 1572.080 34769.00 22353.70 1997 368.9100 1617.150 34730.00 23788.40 1998 755.9600 1590.330 34838.00 24541.90 1999 662.2600 1577.420 35364.00 24519.10 资料来源：《中国农村统计年鉴（2000年）》，《中国统计年鉴2001》 将模型简化为： Y =C++ ++U 由下图可以看出，模型设定的总体还可以。 参数估计 将原始模型简化为： Y =C++ ++U 用Eviews估计结果为： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/10/02 Time: 15:07 Sample: 1981 1999 Included observations: 19 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0747351.472746-0.0507450.9602 X10.0506250.0515880.9813330.3420 X21.1046000.04454224.798960.0000 X30.1635840.1506411.0859180.2947 R-squared0.997749 Mean dependent var8.956047 Adjusted R-squared0.997299 S.D. dependent var0.841491 S.E. of regression0.043734 Akaike info criterion-3.236717 Sum squared resid0.028690 Schwarz criterion-3.037888 Log likelihood34.74881 F-statistic2216.319 Durbin-Watson stat1.075329 Prob(F-statistic)0.000000 Y = -0.074735 + 0.050625*X1 + 1.104600*X2 + 0.163584*X3 t= (-0.050745) (0.981333) (24.79896) (1.085918) R^2=0.997749 检验及修正 1．经济意义检验 从上表中可以看出，各指标符号与先验信息相符，所估计结果没有与经济原理向悖，说明具有经济意义。 2．统计推断检验 从回归结果可以看出，模型的拟和优度非常好（R^2=0.997749），F统计量的值在给定显著性水平α=0.05的情况下也较显著，但是X1、X3的t统计值均不显著（X1、X3的t统计量的值的绝对值均小于2），说明X1、X3这两个变量对Y的影响不显著，或者变量之间存在多重共线的影响使其t值不显著。 3．计量经济学检验 （1）多重共线性检验 ①检验：由F=2216.319(3,15)=3.29(显著性水平α=0.05)表明模型从整体上看农业的总产出与解释变量间线形关系显著。 这里采用简单相关系数矩阵法对其进行检验 ： X1X2X3 X11.0000000.9467370.747995 X20.9467371.0000000.727564 X30.7479950.7275641.000000 从结果可知X1与X2存在高度相关 ②修正：采用逐步回归法对其进行补救。 根据以上分析，由于X2的t值最大，线形关系强，拟合程度最好，因此把X2作为基本变量。然后将其余解释变量逐一代入X2的回归方程，重新回归。分析可得： 加入X1，拟合优度仅略有变动，但对X2的t值影响很大，统计检验t=1.3131，不显著。因此变量X1引起了多重共线性，应舍去。 加入X3进行回归的情况和X1相同，其t=1.4016，同样不显著。因此也应将变量X3删去。 模型修改为如下形式： Y=C+X+ 新模型估计结果： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/10/02 Time: 16:15 Sample: 1981 1999 Included observations: 19 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1.5176050.09425216.101530.0000 X1.1644490.01466679.396280.0000 R-squared0.997310 Mean dependent var8.956047 Adjusted R-squared0.997152 S.D. dependent var0.841491 S.E. of regression0.044906 Akaike info criterion-3.269208 Sum squared resid0.034281 Schwarz criterion-3.169793 Log likelihood33.05747 F-statistic6303.769 Durbin-Watson stat1.021188 Prob(F-statistic)0.000000 计意义 XIN X-0.4894*X()
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中国非营利组织的薪酬管理体系简论_经济学毕业论文范文
中国非营利组织的薪酬管理体系简论_经济学毕业论文范文 关键词：非营利组织；薪酬管理；人力资源管理 论文摘要：随着的．非营利组织已经逐渐开始承担原来由政府所负责的部分职能，对社会保障制度有着很大的推动作用。非营利组织一般属于劳动密集型产业，所以人力资源的合理使用对于组织来说十分重要。因此，建立一个合理有效的薪酬管理系统对于处在起步期的非营利组织至关重要 一、非营利组织中薪酬的功能 1.激励功能。所谓激励功能，是指用来激励员工按照其旨意行事并加以控制的职能。薪酬是对劳动者和经营者工作绩效的一种评价，反映着其工作的数量和质量状况组织通过支付给员工的薪酬来评价员工个人的素质、能力、工作态度及其工作效果等。合理的薪酬可以促进员工生产更高的工作绩效，而更高的工作绩效又会为员工带来更好的薪酬。更高的薪酬不仅可以使员工的经济条件得到不断改善，获得更多的社会机会，而且更高的薪酬是对员工工作能力的一种肯定，显示了员工在组织中或社会上的相对价值和地位的提升，并赢得更多的尊重，更是其员工个人职业生涯成功的一种标志，从而激发员工对工作的满足感和成就感，并以更高的热情投人工作。所以，合理的薪酬不仅可以满足员工低层次的需求，同时还可以满足其高层次的需求，从而产生不同的激励效果，激励员工的工作绩效不断提高。因此，从管理的角度看，激励功能是薪酬的核心功能。 2.维持和保障功能。劳动是员工脑力和体力的支出，员工作为组织劳动力要素的提供者，组织只有给予足够的补偿，才能使其不断投人新的劳动力，这种补偿是通过员工消费各种必要的生活资料来实现的。因此，员工的劳动收人，即薪酬，首先要用于购买各种必要的生活资料，用以维持劳动力的正常再生产。员工通过劳动和经营行为，换取薪酬，以满足个人及家庭的吃、穿、住、用等基本生活需求，从而实现着劳动力的再生产。员工所获薪酬除了传统意义上保障员工及其家庭生活与发展的需要外，随着组织技术结构和产品结构的不断升级，员工必须更新知识结构，以增强对组织技术和产品结构升级的适应性，因此，薪酬还具有保证员工不断更新知识结构，支付学习、培训等费用的功能。 3.调节功能。薪酬的调节功能主要体现在对合理的薪酬差别的利用方面。薪酬差别是组织实现人力资源合理流动和配置的一个重要“调节器”。一方面，企业通过薪酬水平的变动，将组织目标和管理者意图传递给员工，促使个人行为与组织行为融合，协调员工与组织之间的关系，引导内部员工合理流动，从而调整组织生产和管理环节上人力资源的数量和质量，实现组织内部各种资源的高效配置;另一方面，通过合理的薪酬差别和结构，化解雇员之间的矛盾，协调人际关系。 二、非营利组织薪酬管理系统的设计 1.以岗位为目标设计薪酬。安鸿章提出:非营利组织可以通过岗位管理，即以非营利组织组织中各类雇佣性质的劳工者的工作岗位为研究对象，采用方法设计岗位薪酬办法，日的是建立一套利一学、公正的基于岗位的薪酬管理模式。内容包括:岗位系统调查、岗位信息采集、岗位分析、岗位评价、岗位薪酬分配等，为岗位用人，如招聘、考核、培训、调配、提升、薪酬提供客观依据。 2.以组织战略为出发点设计薪酬。康奈尔大学产业与劳工关系学院教授乔治·T.米尔科维奇指出，非营利组织的薪酬体系应由三大部分组成:构成薪酬体系基础的战略，薪酬技巧和薪酬目标。薪酬战略主要包括，内部一致胜、外部竞争力、员工贡献和薪酬体系管理。内部一致性指在组织内部不同岗位之间或不同技能之间的比较;外部竞争力在于非营利组织的董事会或理事会应该参照市场行情和同类其他组织的薪酬水平给自己组织内员工的薪酬水平定位;员工贡献是基于员工的业绩。这种战略性薪酬管理模式巧妙、科学地把岗位、员工、绩效和薪酬设计紧密联系成一体，通过提前制定切实可行的薪酬战略，提高了员工绩效，吸纳并留住了人才，从宏观角度提升了非营利组织的人力资源管理水平。 三、中国非营利组织薪酬制度的现状及改进 中国非营利组织薪酬制度的主要问题。中国非营利组织的薪酬制度和薪酬管理是伴随着社会主义经济制度的建立不断发展和完善的，在其形成和发展的每个时期和阶段，都发挥过积极的作用。然而，随着改革的深人，中国大多数非营利组织现行的薪酬制度与经济结构和经济运行不相适应的状况便凸显出来。具体表现为以下几方面: 第一，平均主义。平均主义的观念在中国由来已久，从古人的“不患寡而患不均”的传统思想，到计划经济时代的“大锅饭”，都反映了平均主义思想在中国的根深蒂固。平均主义的存在既是按劳分配原则的严重障碍，也阻碍着社会生产力的发展。经过二十多年的改革，企业吃国家“大锅饭”的体制己被打破，均主义已不复存在数非营利组织中。但是，由于长期受计划经济体制的影响，全社会范围的平在目前中国大多薪酬分配依然是平均主义，与员工个人的工作实绩没有紧密挂钩，没有起到应有的激励作用。非营利性是非营利组织最本质，也是最突出的特征。由于非营利组织所从事的各种活动不以营利为目的，其活动所得利润或收益不能在组织内部成员间进行分配，而是用于维持组织的生存和发展，主要用于组织开展各种公益活动，目的是服务大众。所以，这种非营利性容易产生非营利组织在其薪酬分配上实行平均主义，这种平均主义倾向，客观上也不利于激励员工的工作热情。
