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我国房地产行业的生产函数模型_经济学毕业论文
我国房地产行业的生产函数模型_经济学毕业论文 我国房地产行业的生产函数模型 摘要：生产函数是用于研究投入与产出的计量模型。本文以《中国统计年鉴》1991-2003的部分数据为样本值，用OLS回归方法估计出中国近年的房地产业的生产模型。希望能对以后进一步分析房地产业的发展起到一定的作用。 关键词：房地产 生产函数 问题的提出 在中国的房地产发展中，固定资本投入和从业人口数到底对其增长的影响有多大呢？我选取国内固定资产投资和房地产从业基本人数，对被广为采用的生产函数进行回归，试图从中说明固定资本投资和保证尽量多的劳动力成为就业人口在房地产业增长中的巨大作用。也对我国经济发展和失业率的降低有着重要影响。 柯布——道格拉斯生产函数表述 生产函数的含义：对于特定的生产技术，把投入转化为产出的过程表现为生产过程中生产要素的投入量与产出量之间的数量关系，这种数量关系可以用函数表示。故生产函数表示在技术水平不变的情况下，一定时期内厂商生产过程中所使用的各种要素的数量与它们所能生产的最大产量之间的关系。 其中，最广为采用的生产函数也被称为科布-道格拉斯生产函数。柯布---道格拉斯生产函数，其一般形式为Q=f(L,K)=ALaKb 式中：Q代表产量，L和K分别代表劳动和资本投入量，A、a、b为三个正的参数，并且0a、b1。 这种生产函数的优越性体现在：第一，其是指数函数形式，在数学上较易处理；第二，函数中的参数A、a、b具有明显的经济含义，A为技术系数，A的数值越大，既定投入数量所能生产的产量也越大；a、b分别代表增加1%的劳动和资本时产量增加的百分比，它反映在生产过程中劳动和资本的重要性。 模型的设定 将柯布—道格拉斯生产函数模型进行对数变换，得到其线性表达式为以下形式： LnQ=β0+β1LnK+β2LnL+u 数据的搜集与分析 根据《中国统计年鉴》1991-2004的部分数据，我们对数据进行处理后，得到最终需要的数据： 表1： 年度房地产经营总收入Q 单位：亿元 LnQ年度投资完成额K 单位：亿元 LnK平均从 业人数 单位：万人 LnL 1991284.035.6490827.893.32826848.003.871201 1992528.566.27015656.404.03246954.003.988984 19931135.917.035189140.904.94805066.004.189655 19941288.197.1609931881.007.53955972.004.276666 19951731.667.4568363149.028.05484777.004.343805 19961968.797.5851743216.448.07603082.004.406719 19972218.467.7045693178.378.06412468.324.224203 19982951.217.9899713614.238.19263482.594.413889 19993026.018.0150004103.208.31952288.034.477678 20004515.718.4153184984.058.51399897.194.576668 20015471.668.6073376344.118.755282106.234.665607 20027077.858.8647257790.928.960714113.404.730921 20039137.279.12011710153.809.225603120.544.791982 表1数据都来自于〈中国统计年鉴〉 模型的参数估计和检验 一、平稳性检验 由于数据是时间序列数据，所以在进行回归前用DF检验进行数据平稳性分析： （1）LnQ0阶差分，有趋势和截距项，滞后1阶： ADF Test Statistic-5.917774 1% Critical Value*-5.1152 5% Critical Value-3.9271 10% Critical Value-3.4104 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNQ) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 11:00 Sample(adjusted): 1993 2003 Included observations: 11 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LNQ(-1)-1.1357210.191917-5.9177740.0006 D(LNQ(-1))0.0271730.1484320.1830640.8599 C7.3775821.1892406.2036100.0004 @TREND(1991)0.2372080.0440225.3884220.0010 R-squared0.847226 Mean dependent var0.259087 Adjusted R-squared0.781752 S.D. dependent var0.197899 S.E. of regression0.092453 Akaike info criterion-1.648951 Sum squared resid0.059833 Schwarz criterion-1.504262 Log likelihood13.06923 F-statistic12.93980 Durbin-Watson stat1.582204 Prob(F-statistic)0.003046 属于I0情况，LnQ在0阶差分数据平稳。 （2）LnK0阶差分，有趋势和截距项，滞后2阶： ADF Test Statistic-37.78220 1% Critical Value*-5.2735 5% Critical Value-3.9948 10% Critical Value-3.4455 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNK) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 10:57 Sample(adjusted): 1994 2003 Included observations: 10 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LNK(-1)-0.9748370.025802-37.782200.0000 D(LNK(-1))0.1481430.0256045.7860140.0022 D(LNK(-2))0.0866500.0274833.1528410.0253 C6.6544600.14677645.337600.0000 @TREND(1991)0.1861180.01185415.701170.0000 R-squared0.997696 Mean dependent var0.427755 Adjusted R-squared0.995852 S.D. dependent var0.774116 S.E. of regression0.049856 Akaike info criterion-2.852505 Sum squared resid0.012428 Schwarz criterion-2.701213 Log likelihood19.26253 F-statistic541.2017 Durbin-Watson stat1.372784 Prob(F-statistic)0.000001 （3）LnL1阶差分，有趋势和截距项，滞后0阶： ADF Test Statistic-3.608727 1% Critical Value*-5.1152 5% Critical Value-3.9271 10% Critical Value-3.4104 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNL,2) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 11:04 Sample(adjusted): 1993 2003 Included observations: 11 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(LNL(-1))-1.2376190.342952-3.6087270.0069 C0.1254540.0868261.4448990.1865 @TREND(1991)-0.0048400.010253-0.4720840.6495 R-squared0.619802 Mean dependent var-0.005157 Adjusted R-squared0.524753 S.D. dependent var0.153768 S.E. of regression0.106005 Akaike info criterion-1.423660 Sum squared resid0.089896 Schwarz criterion-1.315144 Log likelihood10.83013 F-statistic6.520836 Durbin-Watson stat1.905856 Prob(F-statistic)0.020895 属于I1情况，LnL在1阶差分10%的显著水平下，数据平稳。 由此可见，数据基本满足平稳性检验，可以进行回归分析。 二、因果性检验 为了检验解释变量能否解释因变量，对数据进行因果性检验。 （1）对于LnQ和LnK的因果关系： Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 11:13 Sample: 1991 2003 Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNQ does not Granger Cause LNK12 3.82570 0.08218 LNK does not Granger Cause LNQ 1.00981 0.34120 滞后1阶的情况下，接受原假设，LnQ和LnK没有因果关系。 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 11:19 Sample: 1991 2003 Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNQ does not Granger Cause LNK11 2.63312 0.15105 LNK does not Granger Cause LNQ 3.02876 0.12322 滞后2阶的情况，仍然接受原假设，LnQ和LnK没有因果关系。 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 11:20 Sample: 1991 2003 Lags: 3 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNQ does not Granger Cause LNK10 166.052 0.00078 LNK does not Granger Cause LNQ 2.09081 0.28008 滞后3阶时，拒绝LnQ不是LnK原因的原假设，说明滞后3阶后，LnQ对LnK有因果关系。 （2）对于LnQ和LnL的因果关系： Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 11:23 Sample: 1991 2003 Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNL does not Granger Cause LNQ12 0.02661 0.87402 LNQ does not Granger Cause LNL 3.23015 0.10585 滞后1阶，接受原假设，LnQ和LnL没有因果关系。 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 11:24 Sample: 1991 2003 Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNL does not Granger Cause LNQ11 0.40694 0.68277 LNQ does not Granger Cause LNL 1.33668 0.33105 滞后2阶，接受原假设，LnQ和LnL没有因果关系。 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 11:25 Sample: 1991 2003 Lags: 3 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNL does not Granger Cause LNQ10 221.439 0.00051 LNQ does not Granger Cause LNL 2.41803 0.24367 滞后3阶，拒绝LnL不是LnQ原因的原假设，说明滞后3阶后，LnL对LnQ有因果关系。 三、回归分析及检验 用Eviews3.0计量经济学分析软件，使用表1中的数据和模型LnQ=β0+β1LnK+β2LnL+u得到以下回归分析结果： Dependent Variable: LNQ Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 18:43 Sample: 1991 2003 Included observations: 13 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-5.5895721.607322-3.4775700.0059 LNK0.1116630.0651541.7138330.1173 LNL2.8410060.4615056.1559620.0001 R-squared0.967457 Mean dependent var7.682651 Adjusted R-squared0.960948 S.D. dependent var0.997631 S.E. of regression0.197147 Akaike info criterion-0.210557 Sum squared resid0.388670 Schwarz criterion-0.080184 Log likelihood4.368623 F-statistic148.6419 Durbin-Watson stat1.948329 Prob(F-statistic)0.000000 回归结果为： LnQ=-5.589572 + 0.111663LnK + 2.841006LnL S.E.= (1.607322) (0.065154) (0.461505) T = (-3.477570) (1.713833) (6.155962) R2=0.967457 F=148.6419 然后对该模型进行如下检验。 1、经济意义检验 从回归分析结果上看， =0.111663 代表房地产销售收入对固定资本投入的弹性，而=2.841006,表示销售收入对劳动力投入量的弹性。〈1，〉0，符合柯布---道格拉斯生产函数的约束条件，也符合经济意义。 2、统计推断检验 从EVIEWS3.0的分析结果看来，模型的R-squared=0.967457， 但是在α=0.5的显著条件下，LnK的回归系数的T值小于2，不具统计显著性。又F=148.6419，说明模型设定比较合理。 3、计量经济学检验 （1）多重共线性检验 模型可决系数R2很大，且F值显著，但是变量LnK的t值不显著，说明该模型具有多重共线性。 （2）异方差检验 下面我们首先通过ARCH检验看我们可以看我们的模型是否存在异方差。 ARCH Test:1阶 F-statistic0.936962 Probability0.355888 Obs*R-squared1.028032 Probability0.310621 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 19:32 Sample(adjusted): 1992 2003 Included observations: 12 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0214650.0162211.3232640.2152 RESID^2(-1)0.2963370.3061430.9679680.3559 R-squared0.085669 Mean dependent var0.030957 Adjusted R-squared-0.005764 S.D. dependent var0.044632 S.E. of regression0.044760 Akaike info criterion-3.223984 Sum squared resid0.020035 Schwarz criterion-3.143166 Log likelihood21.34390 F-statistic0.936962 Durbin-Watson stat1.940586 Prob(F-statistic)0.355888 ARCH Test:2阶 F-statistic0.375105 Probability0.698692 Obs*R-squared0.943099 Probability0.624035 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 19:30 Sample(adjusted): 1993 2003 Included observations: 11 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0262780.0209251.2558060.2446 RESID^2(-1)0.3038180.3509690.8656560.4119 RESID^2(-2)-0.0911460.358396-0.2543160.8057 R-squared0.085736 Mean dependent var0.033236 Adjusted R-squared-0.142830 S.D. dependent var0.046072 S.E. of regression0.049252 Akaike info criterion-2.956718 Sum squared resid0.019406 Schwarz criterion-2.848201 Log likelihood19.26195 F-statistic0.375105 Durbin-Watson stat1.960795 Prob(F-statistic)0.698692 ARCH Test:3阶 F-statistic0.191838 Probability0.898242 Obs*R-squared0.875240 Probability0.831398 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 19:32 Sample(adjusted): 1994 2003 Included observations: 10 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0240550.0295260.8146890.4464 RESID^2(-1)0.3132980.4139060.7569320.4778 RESID^2(-2)-0.1027320.426917-0.2406380.8178 RESID^2(-3)0.0544700.4247820.1282300.9022 R-squared0.087524 Mean dependent var0.033690 Adjusted R-squared-0.368714 S.D. dependent var0.048538 S.E. of regression0.056786 Akaike info criterion-2.609887 Sum squared resid0.019348 Schwarz criterion-2.488853 Log likelihood17.04943 F-statistic0.191838 Durbin-Watson stat1.924699 Prob(F-statistic)0.898242 通过ARCH的1、2、3阶的检验，我们发现P值均大于5%，且t值检验均小于2，则认为不存在异方差。又由于是小样本，所以不进行WHITE检验。 （3）自相关检验。Durbin-Watson stat=1.948329，当K’=2，n=13时，查表得du=1.562，4-du=2.438，则模型不存在自相关。 模型的修正 对于模型具有的多重共线性，从经济意义上解释，是由于劳动力的增长同资本的增长随时间的变化呈高度相关。假设已知规模报酬不变，在生产函数Q=f(L,K)=ALaKb中，即a+b=1。则原函数可以变为：Q=ALaK1-a， 从而Q/k=A（L/K）a，其中Q/K为资本产出率，L/K为劳动对资本的投入率。两边取对数得：Ln（Q/K）=LnA+aLn（L/K），这时求参数的估计值就避免了原模型的多重共线性。 经过调整得数据： 表2 年度房地产经营总收入Q 单位：亿元年度投资完成额K 单位：亿元平均从 业人数 单位：万人 Ln（Q/K） Ln（L/K） 1991284.0327.8948.002.3208120.542933 1992528.5656.4054.002.237687-0.04349 19931135.91140.9066.002.087139-0.7584 19941288.191881.0072.00-0.37857-3.26289 19951731.663149.0277.00-0.59801-3.71104 19961968.793216.4482.00-0.49086-3.66931 19972218.463178.3768.32-0.35956-3.83992 19982951.213614.2382.59-0.20266-3.77875 19993026.014103.2088.03-0.30452-3.84184 20004515.714984.0597.19-0.09868-3.93733 20015471.666344.11106.23-0.14794-4.08968 20027077.857790.92113.40-0.09599-4.22979 20039137.2710153.80120.54-0.10549-4.43362 一、数据平稳性检验 （1）对于Ln（Q/K），0阶差分，有趋势和截距项，滞后3阶： ADF Test Statistic-5.023192 1% Critical Value*-5.4776 5% Critical Value-4.0815 10% Critical Value-3.4901 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNQK) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 11:28 Sample(adjusted): 1995 2003 Included observations: 9 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LNQK(-1)-1.7486820.348122-5.0231920.0152 D(LNQK(-1))0.0635370.0342401.8556170.1605 D(LNQK(-2))0.1126820.0382102.9489870.0601 D(LNQK(-3))0.0568880.0329261.7277770.1825 C-0.9790650.246751-3.9678260.0286 @TREND(1991)0.0687360.0197803.4749440.0402 R-squared0.943674 Mean dependent var0.030342 Adjusted R-squared0.849796 S.D. dependent var0.137464 S.E. of regression0.053276 Akaike info criterion-2.791956 Sum squared resid0.008515 Schwarz criterion-2.660473 Log likelihood18.56380 F-statistic10.05221 Durbin-Watson stat2.113223 Prob(F-statistic)0.043111 属于I0情况，说明Ln（Q/K）在0阶差分下数据平稳。 （2）对于Ln（Q/L），0阶差分，有趋势和截距项，滞后3阶： ADF Test Statistic-3.787370 1% Critical Value*-5.4776 5% Critical Value-4.0815 10% Critical Value-3.4901 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNLK) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 11:31 Sample(adjusted): 1995 2003 Included observations: 9 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LNLK(-1)-0.7930230.209386-3.7873700.0323 D(LNLK(-1))0.1501630.0292835.1280090.0144 D(LNLK(-2))0.0303520.0255861.1862630.3209 D(LNLK(-3))0.1061690.0210705.0387850.0151 C-2.1115360.652111-3.2380000.0479 @TREND(1991)-0.1152210.020939-5.5027070.0118 R-squared0.978247 Mean dependent var-0.130081 Adjusted R-squared0.941993 S.D. dependent var0.150261 S.E. of regression0.036190 Akaike info criterion-3.565363 Sum squared resid0.003929 Schwarz criterion-3.433880 Log likelihood22.04414 F-statistic26.98296 Durbin-Watson stat2.948596 Prob(F-statistic)0.010681 属于I0情况，说明Ln（Q/L）在0阶差分下数据平稳。 二、因果性检验 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 11:34 Sample: 1991 2003 Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNLK does not Granger Cause LNQK12 0.97904 0.34829 LNQK does not Granger Cause LNLK 2.51359 0.14733 滞后1阶，接受原假设，Ln（Q/K）和Ln（L/K）没有因果关系。 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 11:36 Sample: 1991 2003 Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNLK does not Granger Cause LNQK11 0.48686 0.63688 LNQK does not Granger Cause LNLK 1.19186 0.36656 滞后2阶，接受原假设，Ln（Q/K）和Ln（L/K）没有因果关系。 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 11:36 Sample: 1991 2003 Lags: 3 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LNLK does not Granger Cause LNQK10 4.41945 0.12685 LNQK does not Granger Cause LNLK 4.18621 0.13511 滞后3阶，接受原假设，Ln（Q/K）和Ln（L/K）没有因果关系。 三、回归分析及模型检验 再一次回归得： Dependent Variable: LNQK Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 20:02 Sample: 1991 2003 Included observations: 13 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C2.1535510.19855210.846270.0000 LNLK0.6179480.05800710.653080.0000 R-squared0.911638 Mean dependent var0.297182 Adjusted R-squared0.903605 S.D. dependent var1.105228 S.E. of regression0.343146 Akaike info criterion0.839316 Sum squared resid1.295241 Schwarz criterion0.926232 Log likelihood-3.455556 F-statistic113.4880 Durbin-Watson stat0.922328 Prob(F-statistic)0.000000 经过模型修正后，t值得到了明显的改善，认为已经消除了多重共线性。 再对模型进行其它计量经济学检验。 再次进行异方差性检验，进行ARCH3阶检验得： ARCH Test: F-statistic10.31765 Probability0.008774 Obs*R-squared8.376314 Probability0.038842 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 20:20 Sample(adjusted): 1994 2003 Included observations: 10 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0576030.0317851.8122670.1199 RESID^2(-1)1.1766670.3221863.6521420.0107 RESID^2(-2)-0.6653010.414758-1.6040700.1598 RESID^2(-3)-0.0984510.322977-0.3048230.7708 R-squared0.837631 Mean dependent var0.109282 Adjusted R-squared0.756447 S.D. dependent var0.100440 S.E. of regression0.049568 Akaike info criterion-2.881764 Sum squared resid0.014742 Schwarz criterion-2.760730 Log likelihood18.40882 F-statistic10.31765 Durbin-Watson stat2.275949 Prob(F-statistic)0.008774 由此得出：P值小于5%，且有一项t值检验大于2，说明有异方差。 用加权最小二乘法进行修正，生成变量W=1/resid^2,得出： Dependent Variable: LNQK Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 20:18 Sample: 1991 2003 Included observations: 13 Weighting series: W VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C2.2147740.05785938.278880.0000 LNLK0.6398090.01532241.757000.0000 Weighted Statistics R-squared0.998770 Mean dependent var-0.096224 Adjusted R-squared0.998658 S.D. dependent var0.703027 S.E. of regression0.025755 Akaike info criterion-4.339761 Sum squared resid0.007296 Schwarz criterion-4.252846 Log likelihood30.20845 F-statistic8930.541 Durbin-Watson stat1.843561 Prob(F-statistic)0.000000 Unweighted Statistics R-squared0.910480 Mean dependent var0.297182 Adjusted R-squared0.902341 S.D. dependent var1.105228 S.E. of regression0.345388 Sum squared resid1.312223 Durbin-Watson stat0.853115 此时再次进行ARCH3阶检验： ARCH Test: F-statistic0.364515 Probability0.781479 Obs*R-squared1.541606 Probability0.672702 Test Equation: Dependent Variable: STD_RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 20:18 Sample(adjusted): 1994 2003 Included observations: 10 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0005330.0003861.3821730.2162 STD_RESID^2(-1)0.0791350.3761520.2103810.8403 STD_RESID^2(-2)0.1980060.3806130.5202290.6215 STD_RESID^2(-3)-0.2786410.312680-0.8911380.4072 R-squared0.154161 Mean dependent var0.000499 Adjusted R-squared-0.268759 S.D. dependent var0.000585 S.E. of regression0.000659 Akaike info criterion-11.52386 Sum squared resid2.60E-06 Schwarz criterion-11.40282 Log likelihood61.61929 F-statistic0.364515 Durbin-Watson stat2.294740 Prob(F-statistic)0.781479 异方差性得到修正。 且修正后模型DW=1.843561，属于无自相关区域，所以模型不存在自相关性。 最后，得到修正模型： Ln（Q/K）=2.214774 + 0.639809Ln（L/K） S.E. = (0.057859) (0.015322) T = (38.27888) (41.75700) R2=0.998770 F=8930.541 模型的经济意义解释 在得到的模型当中，2.214774表示技术因素对产出的影响，而0.639809说明的是单位资本投入所引起的劳动力投入，对单位资本下的产出的影响，即为，一个单位资本下带来的劳动力投入，对单位产出的弹性为0.639809．而LnA=2.214774,我国的房地产产业对技术因素还不算敏感，又通过用Q分别对K和L的线性回归，可以得出，现阶段，我国房地产业对资本投入的依赖性很高。 我们得到的最终修正模型中，t值较大，解释变量对被解释变量的说明程度显著。且F值很大，在模型的选取应该是正确的。R2达到99%，模型拟和程度优异。总体来讲，这个模型不存在太大问题。根据模型，当我们得到被解释变量Ln(Q/K)时，根据效益＝投入/产出，我们可以推测出房地产业的整体效益。 通过房地产生产函数，我们还可以进一步分析，房地产的发展趋势与我国的国民经济发展是否一致。如过一致，则意味着，产业结构的合理性，若不一致，则应尽快对产业进行深入研究，制定改革措施。 中国的房地产业发展起步较晚。1984年在6届人大政府工作报告中，指出，我国城市住宅建设要开展商品房试点，可以算做是我过新时期房地产的正式起步。接着，1989年的政治风波使产业大受打击，90年则落入最低处。到91年下半年才开始缓慢恢复，可以从我们上述的数据中看到，91的产业总收入与其后几年相比，落差很大。92年7月，邓小平的南巡讲话之后，在国家政策指引下，房地产开始升温，甚至出现投资膨胀。投资额从2位数，迅速扩张为3位，4位数。过快的增幅，使房地产市场出现紊乱。国家先后出台政策，防止产业无导向性盲目发展，终于在1996开始，我国房地产进入了较为平稳合理的发展阶段。 国家统计局近来得出“我国正在步入重化工时代”，是指我国由轻纺工业占优势，渐渐转为重化工占优势。与改革前宣扬的“重工业建设”不同之处在于，当前我国是真正意义上进入了重工业时期，是以真实消费为基础的。而房地产正是拉动内部消费的主要动力之一。房地产业与建材，化工等50多个生产部门紧密联系，又对家具，家电，商业，服务业等第三产业有直接影响。根据国内经济学家和统计学家的数据分析，我国房地产业每增加１个单位的销售收入，可以拉动关联产品增长1.5—2个单位。所以房地产生产模型的建立对估计其他关联产业的增长有重要意义。 根据房地产的生产模型，还可以得出在平衡了房地产业与国民经济增长关系协调一致后，房地产业规模发展时，单位资本投入可以拉动多少劳动力投入，这意味着可以对房地产的投入可以解决多少剩余劳动力进行估计。从而影响国家对房地产投资政策的制定。 显然的，这个模型可以估计出房地产的总供给，结合总需求，可以估计出房地产业的均衡价格，通过数据收集，对比市场价格和得出的均衡价格，则可以判断是否存在房地产“泡沫”或者“紧缩”。 综上，房地产模型的建立，具有重要的经济意义。 参考书目： 《计量经济学》 庞皓，李南成 西南财经大学出版社 《西方经济学》 高鸿业 中国人民大学出版社 《房地产业发展推动中国进入重化工时代》 孟晓苏 《中国投资》 2004年10期 《打开中国房地产业的历史长卷》 《中国房地产导报》 2001年 《浅谈房地产业新的经济增长》 许晓芳 《世界经济文汇》 2000年2期 《论房地产业在中国城市进程中的作用和地位》 周华 《四川经济管理学院院报》 2001年 《中国统计年鉴》 （1991年——2004年）
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我国房地产市场影响因素分析_经济学毕业论文
我国房地产市场影响因素分析_经济学毕业论文 我国房地产市场影响因素分析 一、导论： 90年代初，房地产泡沫的崩溃，我国的房地产业一度陷入低迷。最近几年，由于人们的收入水平的提高，以及政府的一系列优惠政策（如分期付款）。我国的房地产业出现迅猛发展的势头。因此我们想研究一下影响商品房销售的因素。 房地产的销售很大程度上取决于人们的收入水平，销售价格。此外还受贷款利率，人口总数等因素的影响。而衡量房地产的销售一个重要指标便是个人购买商品房住宅的面积。对于人们的收入水平，由于城乡差异，我们将其分为农村人均收入和城镇人均收入。对于贷款利率我们没有收集到数据，就没有再考虑。至于人口总数我们用城镇人口来衡量。 因此我们可以建立如下计量经济模型： Y2=C!+C2*X2+C3*X3+C4*X4+C6*X6+u Y2为被解释变量个人购买商品房住宅面积，X2为农村人均收入，X3为城镇人均收入，X4为单位住房平均价格，x6为城镇人口总数。 二、样本数据收集： 我们从《中国统计年鉴》中得到如下数据，Y2表示个人购买商品房住宅（万平米），X2表示农村人均收入（元），X3表示城镇人均收入（元），X4表示单位住房平均价格（元/平方米），X6表示城镇人口(万人)。 obsY2X2X3X4X6 1991926.6708.61700.6786.1831102331203 199214567842026.6994.64617967332175 19932943.4921.62577.41291.4578567333173 19943344.512213496.21408.6288448834169 19953344.81577.742831590.8746632335174 19963666.81926.14838.91806.4011948837304 19975233.72090.15160.31997.1546691539449 19987792.621625425.12062.569407441608 199910408.52210.358542052.6042661443784 200014464.382253.462802111.6139126645906 200118250.772366.46859.62169.7186316248064 三、参数估计与检验： 将上述数据导入Eviews进行OLS估计，得到如下结果： Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 06/15/03 Time: 20:12 Sample(adjusted): 1991 2001 Included observations: 11 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-32610.512569.991-12.688960.0000 X2-10.773521.610412-6.6899170.0005 X33.5360090.7119074.9669520.0025 X4-2.2458331.741837-1.2893480.2447 X61.1762480.09114612.905170.0000 R-squared0.996437 Mean dependent var6530.186 Adjusted R-squared0.994061 S.D. dependent var5631.574 S.E. of regression433.9795 Akaike info criterion15.28683 Sum squared resid1130029. Schwarz criterion15.46769 Log likelihood-79.07755 F-statistic419.4796 Durbin-Watson stat2.240656 Prob(F-statistic)0.000000 由上表我们可以看出,农村人均收入的系数为负，与经济意义不相符合。考虑到乡村居民基本上不购买商品房，我们从模型中剔除农村人均收入这一因素，重新进行估计。 将数据输入Eviews得到结果如下： Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 08/26/04 Time: 12:41 Sample(adjusted): 1991 2001 Included observations: 11 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-33758.066904.822-4.8890560.0018 X30.8292441.5772690.5257470.6153 X4-8.1240834.049764-2.0060630.0849 X61.3065910.2397565.4496700.0010 R-squared0.969859 Mean dependent var6530.186 Adjusted R-squared0.956941 S.D. dependent var5631.574 S.E. of regression1168.583 Akaike info criterion17.24026 Sum squared resid9559105. Schwarz criterion17.38495 Log likelihood-90.82143 F-statistic75.08060 Durbin-Watson stat1.098207 Prob(F-statistic)0.000011 （一）、经济意义的检验: 由上表我们可以看出个人购买商品房住宅与城镇人均收入，单位住房平均价格和城镇人口数呈线性关系。随着人们收入水平的提高和城镇人口的增加，个人购买商品房住宅面积也随之增加。但当房屋价格上升时，人们的购买欲望减小，个人购买商品房住宅面积也随之减少。这与经济理论完全一致。 （二）、统计意义检验: 由上表的结果可以看出，可决系数为0.969859，由此可以看出此模型拟合情况较好，X4 X6的系数显著性检验T统计量值较为显著，但X3的T统计量值不太理想。这可能是由于我们选择的变量较多但可用的数据太少所造成的。从总体上看，城镇人均收入，单位住宅平均价格和城镇人口对房地产销售有重要影响。 （三）、计量经济检验： 多重共线性检验： 将数据输入 Eviews我们可得解释变量之间的简单相关系数。如下： X3X4X6 X3 1.000000 0.978416 0.957111 X4 0.978416 1.000000 0.912404 X6 0.957111 0.912404 1.000000 由上表我们可以看出解释变量之间存在着高度的线形相关。这可能是由模型样本容量太小，而变量却较多的原因造成的。但考虑到经济意义吻合很好，我们就忽略了它的多重共线性。 异方差检验： ARCH检验 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C845352.7541378.21.5614830.1934 RESID^2(-1)-0.0634160.281468-0.2253040.8328 RESID^2(-2)-0.0902630.290619-0.3105910.7716 RESID^2(-3)-0.0717700.290493-0.2470630.8170 R-squared0.039025 Mean dependent var652179.3 Adjusted R-squared-0.681706 S.D. dependent var540165.6 S.E. of regression700490.1 Akaike info criterion30.06380 Sum squared resid1.96E+12 Schwarz criterion30.10352 Log likelihood-116.2552 F-statistic0.054146 Durbin-Watson stat2.828535 Prob(F-statistic)0.981178 从输出的辅助回归函数中得到R^2,计算（n-P）*R^2=8*0.039=0.312,查卡方分布表知，给定显著水平为0.05，自由度P=3时，临界值为7.815，因为（n-P）*R^2=0.3127.815。所以接受原假设，表明模型中随机误差项不存在异方差。 White检验： VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C385243601.29E+080.2978310.7807 X3-1936.6657995.529-0.2422190.8205 X3^20.0187471.0861260.0172600.9871 X412258.8117400.300.7045170.5200 X4^2-2.1581116.877125-0.3138100.7693 X6-2331.3536898.641-0.3379440.7524 X6^20.0305860.0860610.3554020.7402 R-squared0.425048 Mean dependent var869009.5 Adjusted R-squared-0.437380 S.D. dependent var853227.7 S.E. of regression1022941. Akaike info criterion30.77539 Sum squared resid4.19E+12 Schwarz criterion31.02860 Log likelihood-162.2646 F-statistic0.492850 Durbin-Watson stat3.257983 Prob(F-statistic)0.790754 从输出的辅助回归函数中得到R^2,计算（n-P）*R^2=11*0.425=5.100,查卡方分布表知，给定显著水平为0.05，自由度P=6时，临界值为12.592，因为（n-P）*R^2=5.10012.592。所以接受原假设，表明模型中随机误差项不存在异方差。 （3）自相关检验： 从散点图中可以看出残差分布的很散乱，并不存在线形自回归，表明随机误差不存在自相关。 四、总结 通过以上分析，我们得到如下方程： Y2 = -33758.06 + 0.83*X3 - 8.12*X4 + 1.31*X6 (0.5257) (2.0061) (5.4497) R^2=0.9964 F=417.4796 DW=2.2407 该模型的经济意义可解释为：其他因素不变时，城镇人均收入每增加一元，我国人民购买的的住宅面积就增加0.83万平方米。一平方米的商品房的价格每升高一元，我国人民购买的的住宅面积就减少8.12万平方米。城镇人口总数每增加一万人，我国人民购买的的住宅面积就增加1.31万平方米。
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信息时代的城镇对比_经济学毕业论文
信息时代的城镇对比_经济学毕业论文 信息时代的城镇对比 一、引言 现今时代已进入信息发展的时代，生产力以平均每5年就有一次提高。地球早变为地球村。所以，信息在这个时代尤为重要。现在的获取信息的途径有许多：互联网、报纸、杂志、电视、广播等等。我在此处只研究的是报纸与杂志。而研究的课题是信息在城市与农村中的对比，通过此研究，想明确我国的农村对信息的重视程度到底有多少。 二、研究模型 根据中国国家统计年鉴的历年数据，我搜集了历年的报纸总数、杂志总数、人口、城镇比率、城市每户可支配收入与农村每户可支配收入等数据。时间跨度为1985年-2001年。把（报纸总数+杂志总数）/人口，即人均信息拥有量作为被解释变量，另为Y；把城镇比率另为X1；把城市每户可支配收入令为X2；把农村每户可支配收入另为X3。则可以得到关于城镇个农村的两个模型： Y=C1*X1+C2*X2+C3+u（城镇模型）；Y=C4*1/X1+C5*X3+C6+u（农村模型） 根据两个模型彼此的系数以比较各自的区别。 三、参数估计及其检验 1．城镇模型 将所有数据带入，得出城镇模型： Y=0。474863*X1 + 0。000513*X2 + 7。859691+ u （1．087581） （0.595907） (0.780483) R2=0.77454 R2 =0.739948 F=23.76304 可见3个回归系数都不是太显著，很有可能存在异方差、多重共线性等问题。为此还需要进行进一步检验。 对次模型进行多重共线性检验，结果如下： X1X2 X1 1.000000 0.970145 X2 0.970145 1.000000 很明显的，多重共线性十分严重。若要修正的话，则须弱化其多重性。鉴于能力所限，此处，我们把模型变为一元，被解释变量设为Y1，即城市人均拥有信息量（Y1=Y*城镇比率/（1+城镇比率）），解释变量仍为X2。由此，得到新的模型： Y1=0.001422*X2 + 17.99343 + u （6.99769） (22.98579) R2=0.765613 R2=0.749987 F=48.99677 从上面的数据可以得出，这个模型的模拟情况和显著性都十分的好。对模型进行异方差检验，得到下图： 根据图示，此模型异方差不显著。再对其做自相关检验，DW=1.410352。而解释变量为1，样本容量为17的DL=1.133；DU=1.381。因此，不存在一阶自相关。 2．农村模型 根据城镇模型作出的修改，农村模型的结构相应调整为：Y2=C1*X3+C2+u 其中，Y2=Y-Y1。 用eviews作出模拟，得： Y2= -6.92E-06X3 + 0.784113 + U (-0.325627) (25.37068) R2=0.007019 R2=-0.059179 F=0.106033 由上可知，此模型是失败的。无法表示出被解释变量。我以为，这是因为农村的收入中用于信息消费的近乎于0，换句话说农村的人均收入对信息量根本无影响。造成如此现象的只有2种情况：一是农村的信息量已经饱和，不管收入多少，都能保证其稳定的信息拥有量；二是农村仍处于信息荒状态，还未步入对信息的获取中，所以导致其无资金投入于购买信息。明显的，前者情况肯定不是，只可能为后者。 四、结论 根据作出的两个模型推断，中国的农村仍处在信息荒的状态，对信息并不是那么渴求。而城市中的人无论从对信息的边际购买倾向和固定的信息拥有量上都与农村有明显差距。根据《中国农民调查》中的载述：中国的农村中报纸和杂志几近稀有物，而互联网更是灭绝了一样。比较普遍的就是电视机和广播，这是农村中获取信息的主要方式。可这仅有的方式也是被动的接受信息，而非主动的搜寻。 当然，农村需要信息么？我觉得还是需要的。对先进的种植技术，对投资商的吸引等等这般都需要媒体作为载体，信息作为内容来获取。农业也需要抓住信息的脉搏！ 五、参考数据资料来源 参考书籍：《中国农民调查》、《计量经济学》 数据来源：中国国家统计局年鉴 附录 城镇模型的最小二乘结果 Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 09/02/04 Time: 13:03 Sample: 1985 2001 Included observations: 17 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X10.0014220.0002036.9997690.0000 C17.993430.78280722.985790.0000 R-squared0.765613 Mean dependent var22.61199 Adjusted R-squared0.749987 S.D. dependent var3.473402 S.E. of regression1.736745 Akaike info criterion4.052033 Sum squared resid45.24424 Schwarz criterion4.150058 Log likelihood-32.44228 F-statistic48.99677 Durbin-Watson stat1.410352 Prob(F-statistic)0.000004 农村模型的最小二乘结果 Dependent Variable: Y2 Method: Least Squares Date: 09/02/04 Time: 13:05 Sample: 1985 2001 Included observations: 17 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X3-6.92E-062.13E-05-0.3256270.7492 C0.7841130.03090625.370680.0000 R-squared0.007019 Mean dependent var0.775426 Adjusted R-squared-0.059179 S.D. dependent var0.062508 S.E. of regression0.064331 Akaike info criterion-2.539409 Sum squared resid0.062078 Schwarz criterion-2.441383 Log likelihood23.58497 F-statistic0.106033 Durbin-Watson stat1.398151 Prob(F-statistic)0.749205
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节约型服务业研究_经济学毕业论文范文
节约型服务业研究_经济学毕业论文范文 节约型服务业研究 摘要：在探讨资源节约型和发展循环的形势下，对节约型服务业的探讨及实质的研究具有重要的现实意义。本文在分析、评述国内外关于节约型服务业研究现状的基础上，指出了节约型服务业研究的理论意义以及发展节约型服务业的现实意义，通过对与节约型服务业相关概念的研究，界定了节约型服务业的概念，揭示了节约型服务业的实质内容和基本特征，为节约型服务业的探讨和研究提供借鉴参考作用。 关键词：节约型 服务业 节约型服务业 资源节约 节约型社会。 我国正处于一个十分重要的发展阶段，工业化、城镇化进程加快，对资源的需求进一步增加，这既是一个黄金发展时期，又是一个资源矛盾突出、瓶颈约束加剧的时期，如果不切实转变经济增长方式，改变大量消耗资源的状况，就可能丧失发展机遇，导致经济徘徊。因此，大力发展循环经济，加快建设节约型社会，已成为促进我国经济社会可持续发展的现实选择。近年来，从中央到地方各级决策层都高度重视发展循环经济，建设节约型社会，并将之摆上重要议事日程，全国掀起了资源节约型社会建设热潮。加快发展服务业，是实现经济社会现代化的大趋势，是改善人民生活的必然要求，是产业结构优化升级的主要方向，也是转变经济发展方式的重要标志。同时还应当看到，我国服务业发展总体落后，与经济社会全面协调可持续发展的要求还不相适应，特别是有些服务行业，存在着资源消耗过大、节约意识淡泊、生产效率低下、恶化生态环境等问题，这与我国发展循环经济、建设节约型社会格格不入的。因此，在我国发展节约型服务业势在必行，节约型服务业概念、实质及相关问题的探讨已成为热点和焦点问题。 一、节约型服务业的研究现状。 （一）国外节约型服务业的研究K.Hockerts（1999）提出生态型服务的概念，认为生态型服务包括产品服务、使用服务和结果服务；D.Rondinelli和M.Berry（2000）认为需要强化相应的措施来促进物流业的良性发展；SanjayK.Nepa（l2000）指出，要通过科学研究、技术投入、关系建设来实现业的可持续发展；Vinod Sasidharan等（2002）指出，在发达国家的旅游业中，利用生态标识提高环境标准来保护自然资源已成为一种共识；Evan Mills（2003）研究发现，采用能源效率标识和能源循环技术，可以提高与风险管理行业的利润；Charles A.Goldman等（2005）认为节能服务所开展的服务能大幅降低能源消耗；PaoloBertoldi等（2006）通过调查发现，欧盟及其成员国节能服务行业的发展差异的主要原因在于各国政策支持的力度不同；T.Markis和J.A.Paravantis（2007）对希腊一些比较典型的小型服务进行调查后发现，那些能源消耗比较大的企业，主要在于没有采取能源保护措施。 （二）国内节约型服务业的研究邱小华（2005）从社区（大厦）施工设计、节约、高度重视社区（大厦）内能源节约问题三个角度探讨了如何建设节约型物业管理服务；李伍荣和文启湘（2006）认为生态型服务消费是资源节约型消费模式的重要内容；杨旭东（2006）认为转变服务方式是搞好商业“节流”的重要途径之一；王晓羽和谢朝武（2007）从循环经济思想的内涵入手，阐述节约型餐饮的经营管理理念，并剖析传统经营方式的浪费现象，提出了从政府及行业、餐饮企业和消费者等角度提出节约型餐饮的构建途径；2007年4月在中国烹协主办的“节约型社会与餐饮业发展论坛”上，提出了要求构建节约型餐饮的新思路；于淼（2007）指出发展节约型餐饮产业，一是要提高全行业的节约意识，二是餐饮业要合理利用资源，三是要引导客人节约、节能；杨华（2007）对如何建设节约型物流企业进行了探讨；祁雪瑞（2007）提出了发展节能服务业的原则与制度；叶楠、施卫东（2008）国外节约型交通发展的经验，提出了我国节约型交通建设的措施；董鸿安（2008）提出了生态型饭店的概念，并对建设生态型饭店提出了可行性建议。 二、节约型服务业研究和发展的意义。 （一）节约型服务业研究的理论意义我国经济已经步入了一个新的发展时期。然而与经济高速发展相伴而生的是“资源荒”日渐严重，土地、、煤炭等多种生产要素紧缺，从而影响了经济增长。经济遭遇“资源荒”的关键原因在于其粗放型的经济增长方式，如果不改变以前“高投入、高消耗、高排放、难循环、低效率”的粗放型模式，经济增长将会遭遇更大的危机。现阶段，我国经济结构正处于加快向现代工业社会的重化工业阶段转换，必然增加对资源的需求，特别是增加对土地、矿产等不可再生资源的消耗。资源供应紧张必将成为我国在经济增长和结构转换过程中的一个制约瓶颈，因此，我国必须发展节约型产业，特别是节约型服务业，以便在解决经济发展中的资源瓶颈的同时实现经济的良性发展。目前，建设节约型社会已经成为理论界与实业界探讨的热点话题，但重点对节约型服务业相关问题研究不多。事实上，在探讨节约型服务业时，对节约型服务业的概念、内涵、要求、实质和原则，如何寻找节约型服务业的发展路径，尚未形成明确的看法。值得一提的是，发展节约型服务业并不是单纯为了解决资源瓶颈，它应该是今后我国产业结构特别是服务业结构发展的目标，也就是无论今后资源紧缺与否都应该发展节约型服务业，建立节约型的经济系统带动整体经济健康发展。节约型服务业的提出可能被广泛认同，其与我国工业化发展进入中期阶段密切相系，同时节约型服务业的提出和提法与循环经济理论、可持续发展理论和生态理论密切相关。其中，循环经济是人类社会进入工业化中后期以来，在面临经济发展与资源能源短缺、环境污染的矛盾日益加剧的情况下产生的符合可持续发展理念的经济发展模式。它通过改变传统的“资源———产品———废弃物”资源利用模式为“资源———产品———废弃物———再生资源”模式，在生产、流通、消费各个环节贯彻“减量化、再利用、资源化”的原则，实现资源利用最大化和废弃物排放最小化，使经济发展呈现出低投入、低消耗、低排放、高效率的特征，并实现生产方式和生活方式对环境的友好。循环经济的产生和发展为节约型服务业创造了一条有效的实现途径。1987年由挪威前首相布伦特兰夫人在世界环境与发展委员会的报告———《我们共同的未来》中正式提出“：既满足当代人的需求，又不对后代人满足其自身需求的能力构成危害的发展”。可持续发展概念的正式提出，标志着可持续发展理论的产生。可持续发展从字面上看主要有两层含义：发展和可持续。可持续发展的核心是发展，强调以自然环境资源为基础，通过资源高效利用使社会、经济发展保持在资源环境承载力以内，在与环境相协调的前提下实现较大的发展，而不是以环境污染、生态破坏为代价取得经济福利的增长。生态经济学则是一门从最广泛的领域阐述经济系统和生态系统之间关系的，重点在于探讨人类社会的经济行为与其所引起的资源和环境嬗变之间的关系，是一门由生态学和经济学相互渗透、有机结合形成的具有边缘性质的学科。生态经济学所关心的问题是当前世界面临的一系列最紧迫的问题，如可持续性、酸雨、全球变暖、物种灭绝和财富的分配等。目前还没有单一的学科能涵盖上述所有问题。生态经济学的研究鼓励经济学和生态学学科之间的交叉研究，倡导从新的视点分析生态系统和经济系统之间的关系。因此，定义节约型服务业的概念，研究节约型服务业的实质，从理论上讲，一方面可以进一步完善循环经济理论、可持续发展理论和生态经济理论的研究，同时增加研究节约型经济和节约型服务业的内容；另一方面将有利于发展和补充国内节约型服务业运行机制方面的理论，以便广泛推广和推行发展节约型服务业。 （二）发展节约型服务业的现实意义发展节约型服务业，对于发展我国节约型社会和节约型经济有着重要的现实意义。（1）发展节约型服务业有利于促进我国经济平稳较快发展。资源和环境是经济社会可持续发展的物质基础和坚实保障，经济的发展离不开资源和环境的支撑。我国资源相对不足，人均占有量低，粗放型的增长方式造成资源过量消耗，环境严重污染，生态严重破坏。资源的供应紧张成为我国在经济增长和结构转换过程中的一个制约瓶颈。由此使得我国必须发展节约型服务业，以此解决经济发展中产生的资源瓶颈制约，使人与自然和谐相处，生态和环境得以保护，社会平稳较快持续发展。（2）发展节约型服务业将有利于降低成本，提高经济效益和国际竞争力。我国资源消耗高、利用率低，严重影响了企业和产业的国际竞争力。发展节约型服务业，提高资源的利用效率，注重资源循环利用，既能保护生态和环境，又能降低生产成本，以提高企业经济效益和其产业的国际竞争力。（3）发展节约型服务业是实现全面建设小康社会宏伟目标的重要保障。实现全面建设小康社会宏伟目标，必须有资源和环境作保障。我国粗放型的经济增长方式，影响全面建设小康社会目标的实现。全面建设小康社会的一个重要目标就是可持续发展能力不断增强，生态环境得到改善，资源利用效率显著提高，促进人与自然的和谐，推动整个社会走上生产发展、生活富裕、生态良好的文明发展道路。 三、节约型服务业相关概念界定。 （一）服务业与服务业（1）服务。西方关于服务的定义，在西方经济学文献中“，服务”概念的使用大约有三种含义：第一，如果某个人或企业提供某种帮助或使用价值而使其接收者的福利改善，则这个人或企业就是在提供服务；第二，服务具有交换价值的无形交易品，其使用价值可以是瞬时的（娱乐）、重复使用的（信息）和可变的（专业化服务咨询）；第三，服务是个人或企业有目的活动的结果，可以取得报酬，也可以不取得报酬。其中代表性定义是由经济学家希尔给出的，服务是指状态的变化，这种状态的变化可以发生在某个人身上，也可以发生在属于某个经济主体的物身上；这种状态的变化是另一个经济主体的劳动结果，所谓状态变化是强调服务的结果。 这是从便于对服务经济计量的角度所作的定义，因此有较强的适用性。国内关于服务的定义，国内对服务这一概念的争论以20世纪90年代初李江帆教授《第三产业经济学》（1990）的出版为标志告一段落。在《第三产业经济学》一书中，首次全面系统的提出并论证了服务产品的概念“，所谓服务产品，就是指非实物形态的劳动成果”。但“非实物形态”这一特性不能完全反映现代科学技术的发展。首先，实物与“非实物”的界线并不明确，并且这种界线也随科技的发展而在不断变化；其次，“非实物的劳动成果”并不都是服务，如“无形资产”、各种信息产品等；再次“，非实物产品”的概念在运用于知识型产品（传统一般称精神产品）时容易引起混淆。从实质上看，这种定义还是局限在古典经济学中服务与商品有形或无形的分析窠臼中。黄少军在其《服务业与经济增长》一文中，结合国外“服务”范畴、服务的特性，从使用权的让渡及动态过程使用价值的获得角度对服务进行了定义“：服务是一个经济主体受让另一个经济主体的经济要素的使用权并对其使用所获得的运动形态的使用价值”。这里经济要素的概念是指一切具有经济价值的客观对象，包括劳动（劳动力）、资本、知识等一切具有使用价值的客观物质财富。综上所述，服务的概念因不同的研究需要而各异，至今没有完全统一的定义。但作为服务，首先应该是提供非实物形态的劳动成果，其次是使服务对象从中受益的一种有偿或无偿的活动，即不以实物形式而以提供活劳动的形式满足他人某种特殊需要的一种活动。或者说，服务是指以提供活劳动的形式满足他人一定需要并索取报酬的特殊的劳动产品。 （2）服务业。服务业概念在理论界尚有争议，一般认为服务业即指生产和销售服务商品的生产部门和企业的集合。在国民经济核算的实际中，一般将服务业视同第三产业，数据常与第三产业通用，即服务业十分接近第三产业，但又不完全等同于第三产业。国际上，不同的专家甚至同一专家在不同的场合对第三产业和服务业覆盖行业范围的界定也存在着不同的差异。费雪将“第三产业”定义为提供“服务”的各类经济活动。它仅指与物质产品生产完全无关的产业部门，只是服务业中的一类，因此交通、商业等都不属于其“第三产业”范畴之内。1935年，费希尔在其所著的《安全与进步的冲突》一书中，最先提出了“第三产业”概念，并用于国民经济产业结构的划分，从而形成三次产业的分类法。1957年，克拉克丰富了费希尔第三产业概念的内涵，主张直接用“服务性产业”替代费希尔的第三产业的概念，并在其出版的《经济进步的条件》第三版中，把国民经济结构明确地分为三大部门，即第一大部门，以农业为主，包括畜牧业等；第二大部门包括制造业、采矿业等；第三大部门是服务业，包括业、业、通讯业、商业、业、专业性服务和个人生活服务、政府行政和律师事务服务、军队等。此后，特别是战后，又有一批经济学家如美国经济学家富克斯在其《服务经济学》、日本经济学家饭盛信男在其《第三产业》等都丰富了当代第三产业理论体系。服务业与其它产业部门的基本区别是，服务业生产的是服务产品，服务产品具有非实物性、不可储存性和生产与消费同时性等特征。服务业和第三产业在日常上是有区别的。一般地，通过国民经济具体产业部门如农业、工业、建筑业等来描述国民经济产业部门时就采用“服务业”；通过国民经济产业发展层次如第一次产业（简称第一产业，下同）、第二产业等描述国民经济产业部门时就采用“第三产业”。需要说明的是，服务业有服务产业和服务事业之分。以增值为目的提供服务产品的生产部门和企业集合叫服务产业；以满足社会公共需要提供服务产品的政府行为集合叫服务事业。 （二）节约与节约型（1）节约。首先，古代对于节约的理解。我国古典文献有不少关于节约的论述。其中，《周易》中提出了“节以制度，不伤财，不害民”；《道德经》中提出了“治人事天，莫如啬。夫唯啬，是谓早服”。《墨子》中提出了“俭节则昌，淫佚则亡”的说法，认为能否做到勤俭，是关系到生存败亡的大事，不可轻忽。不过古人对节约的理解也有不同之处，墨子主张节用，各个阶级实行较低水平的消费。荀子主张各级按照礼法规定节省度用，节约国家和政府的开支，开支与收入对称。这些思想是我国古代家为人类经济行为提供的极为重要的原则。从西方世界来看，古希腊思想家色诺芬（Xenophon）《经济论》一书的问世，表明西方出现了经济学。色诺芬最早使用“经济”（Economics）一词，并将经济定义为“改善家庭的”，即奴隶主如何使用奴隶生产，并如何节约家庭支出等活动，这是奴隶主经济的主要内容。此外，古罗马思想家贾图（MarcusPoreiusCato）在《论农业》中认为：给干轻活的奴隶的粮食要比给干重活的少；冬天给的粮食要比夏天少；奴隶应该做的事是干活和睡觉，雨天应该干室内的活，这样他们就不会去偷窃；葡萄的渣应该酿酒给奴隶喝，而不应该丢弃；每年给奴隶换一次新衣服，旧衣服应该制成褥子；年老体弱的奴隶应该尽决卖掉。贾图的观点从服务于奴隶主的角度提出的，但其中却包含着一定的节约思想。可见人类古代的节约思想和理论主要服务于统治阶级的需要，是从生活消费的角度提出来的。这种认识在范围上具有狭隘的特征，认识还比较肤浅，没有涉及生产领域。其次，近代对于节约的理解。到了近现代，人们对节约的理解由单纯的生活消费领域扩展到了生产领域和流通领域。节约是一种美德，更是一种成功的资本，要将其始终贯穿在决策、工作、生活的各个环节和细节中。现代辞书对节约的解释为：节俭；节省。有的认为节省是指使可能被耗费掉的不被耗费掉或少耗费掉，如节省时间，节省劳动力，节省开支；而节约被解释为较大范围内的节省。1993年7月出版的《最新英汉词典》对节约作了比较全面的解释，认为节约包括节俭、节流、节省、节制、节支、节衣缩食等内容。节约的反义词是浪费、挥霍。节约的客体、对象是人力、财力、物力和时间。节约的主体是使用人力、财力、物力和时间的团体和个人。近年来比较引人注意的循环经济也体现了人们对节约的理解在不断加深，过去的经济发展是单线的，循环经济则改变了过去的状况。循环经济意味着在经济活动中对有限的资源进行循环利用，高效率地或无浪费地使用资源。 可见随着时代的发展，人们对节约的认识不断深化。节约不仅是消费领域的问题，而且也是生产、流通等领域的问题。同时，节约关乎个人品德修养、国家长治久安和经济神会的永续发展。但迄今为止，人们对节约的理解还不够全面、不够完善，带有的烙印。因此，需要进行新的探索。但一切节约归根到底都是资源的节约。具体来说就是对资源的使用必须做到：节省使用、有计划使用、适时使用、适质使用、适量使用、适物使用、充分使用、反复使用、综合使用、替代使用、爱惜使用、循环使用、长期使用、有偿使用和依法使用。（2）节约型“。型”按现代汉语词典的解释，一是模型；二是类型。节约型的“型”指的是类型。因此节约型是指蕴含资源节约的各种类型。如从整个社会的角度，可以划分为资源节约型社会、环境友好型社会；如从整个产业体系的角度，可以划分为节约型工业、节约型农业、节约型服务业；如单纯从服务业的角度，又可以划分为节约型交通运输业、节约型餐饮业、节约型旅游业、节约型仓储业、节约型金融业等。中国经济自改革开放以来，已经逐步摆脱了计划经济时期重工业超前发展的传统增长模式，尤其是“九五”期间通过大规模结构调整，出现了经济增长的同时能耗和污染排放总量下降的趋势。但进入“十五”后，我国经济增长模式重新转向低质量、低效益、低就业、高能耗和高排放的增长模式，其直接结果是能源资源消耗大幅度上升，主要污染排放量显著增长。党的十六届五中全会上明确提出了“建设资源节约型、环境友好型社会”的思想，并首次把建设资源节约型和环境友好型社会确定为国民经济与社会发展中长期规划的一项战略任务。事实上，资源节约型和环境友好型所指的“环境”与“资源”具有相同的属性，可以当作同一问题来处理。因为，有的经济学家将环境作为一种特定的存量资源纳入资源经济学，有的将资源作为环境的一种特定功能纳入环境经济学，有的将两者并列称之为资源环境经济学。从这个意义上理解，环境友好也就是减少对环境资源的损害，属于资源节约的范围；或者说资源属于环境的一部分，资源节约也就是减少环境损害，属于环境友好范围。因此，资源节约和环境友好本质上说的是同一方面，只是建设资源节约型社会和环境友好型社会各有侧重。资源节约的重要途径是大力发展循环经济。因此，节约型是指在遵循循环经济基本规律的基础上，在生产方面强调资源高效利用和循环利用，在生活方面和消费方面强调合理消费，反对盲目消费、过度消费和奢侈消费的各种类型的总称。 （三）节约型服务业服务业虽然与其他产业有着密切的联系，但也有着相当独立的经济空间，形成相对独立的经济生态圈。在这个经济生态圈中，有着独有的经济内循环。众所周知，服务业的每一种功能都需要一定的载体，这种载体就是服务的产业。服务产业的性质决定了经济内循环的效能，即在投入和产出链中资源的耗费程度的大小，或资源节约程度的高低。这个资源的耗费，不仅指服务中的直接耗费，还包括因服务所造成的污染的治理所引起的间接耗费。节约型服务业，一般就是指资源节约型服务产业，发展节约型服务产业，其目的在于追求更少资源消耗、更低环境污染、更大经济和社会效益，实现可持续发展。因此，所谓节约型服务业是指以建立节约型经济系统为目标，以节约资源为要旨，在实现最小成本最大收益的可持续发展的同时能带动其他产业的同步健康发展，最终建立一个自成一体的良性循环产业链的产业。 四、节约型服务业的实质和特征。 （一）节约型服务业的实质内容按照资源的合理利用和循环利用，以及可持续发展和生态规律的要求提供各种服务而形成的产业。节约型服务业的实质内容具体包括以下方面：节约型服务业要求最大限度地节约自然资源与各种能源，提高资源与能源的利用率；节约型服务业要求以最合理的投入、最少的资源消耗获得最高效的经济和社会效益；节约型服务业要求最大限度地发挥服务产品的生态效益与环境效益；节约型服务业要求满足人们合理的物质需求与精神需求；节约型服务业要求自身成为良性循环产业链中的一个重要组成部分，并在发展的同时，能够带动其他节约型产业如节约型工业和节约型农业等的同步发展。 （二）节约型服务业的特征节约型服务业即资源节约型服务产业。节约型服务业符合自然生态系统的基本规律，具有节约性、生态性、知识性和带动性等特征。（1）节约性。节约型服务业的核心就是节约资源。这里的“节约”具有双重含义。其一，是相对浪费而言的节约；其二，是要求在经济运行中对资源需求实行减量化“。节约”的这两重含义是内在统一的，必须统筹兼顾，不能片面理解。从社会体系的角度讲，建立节约型产业是节约型经济的基础，而要建立节约型服务业，主要从生产节约和消费节约两个方面来突破。首先是生产节约，生产节约主要指生产资料（包括物质资源和劳动力资源）的节约，生产节约最根本的不是数量上盲目减少，而是要提高使用效率，即用尽量少的资源创造最大的经济效益。其次是消费节约，消费节约的核心内容是要避免无端的浪费，而不是数量和质量的减少和降低，具体包括两个方面，一方面是避免不必要的消费，如白天用电灯，一天不关电脑等；另一方面是避免未经使用便使“有用物”成为“废物”，如食品的腐烂等。（2）生态性。节约型服务业的基本理论之一是生态经济学，因此，节约型服务业的实质也是一个生态经济系统，具有生态性与经济性的双重特征。这里所指的所谓生态经济系统也就是指生态系统与经济系统共同形成的复合系统，这是节约型服务业构成的根本要素。生态与经济的协调发展是现代节约型服务业发展的重要标志。但节约型服务业的发展势必带来生态环境恶化，从而导致生产力下降、环境恶化等后果。因此，若要实现节约型服务业的可持续发展，势必需要为节约型服务业的发展创造良好的外部生态环境，保持外部生态环境的良性循环，同时在发展节约型服务业的同时，发展节约型工业和节约型农业等，以实现我国国民经济的飞速发展。（3）知识性。知识经济是一种继农业经济和工业经济以后的新的社会经济形态，就是以知识为基础的经济。用经济合作和发展组织（OECD）的最新说法，知识经济就是建立在知识和信息的生产、分配和应用之上的新型经济，并具有四大特征：其一，科学和技术研究开发日益成为知识经济的重要基础；其二，信息与通讯技术在知识经济的发展过程中处于中心地位；其三，服务业在知识经济中扮演了主要角色；其四，人力的素质和技能成为知识经济实现的先决条件。节约型服务业的发展需要信息技术、人才以及创新的相互融合。而知识经济最突出的现象是信息技术广泛应用，知识经济发展的根本是人才，创新是知识经济的灵魂。因此，节约型服务业是一种以知识经济为基础发展起来的产业，具有知识性的特征。（4）带动性。节约型服务业有较高的产业关联度，其增长对其他产业和整个国民经济具有较大的带动效应。以新兴的会展业为例，会展业通过关联效应和扩散效应，带动贸易、旅游、金融保险、交通、娱乐、宾馆、餐饮、邮政、电讯、广告等的全面发展。据专家测算，会展业对相关产业的拉动作用为1：9，比旅游业的产业带动效应1：4.3（世界旅游组织）高出1倍以上。会展业对整个经济发展具有前连效应和后续效应，所创造的利润通常在25%左右。此外，举办大型会展活动还创造大量的就业机会。据测算，每增加1000平方米的展览面积，可以创造近百个就业机会，如1985年日本筑波世界博览会创造了45万个就业机会，1993年韩国举办的大田世界博览会创造了20万人以上的就业机会，2000年德国汉诺威举办的世界博览会提供了10万个就业机会。 五、结论。 节约型服务业，一方面本身要尽量做到对自然资源的节约，尽可能实现自然资源循环利用和再生产；另一方面要充分发挥节约型服务业对消费行为的引导作用，用节约资源的消费理念引导消费方式的变革，在全社会形成崇尚节俭、合理消费、适度消费的理念和文明、节约的消费行为。此外，节约型服务业要为发展其他节约型产业提供优质服务。节约型服务业的发展是一项艰巨的任务，需要全社会的努力，更需要对节约型服务业发展的基础理论、节约型服务业发展的政策和措施、节约型服务业发展的模式和实现途径等进行探讨。 *本文系武汉市科技计划项目“武汉城市圈节约型服务业发展对策研究”（项目编号：200940833375-02）的阶段性成果参考文献： ［1］周海春：《武汉市资源节约型、环境友好型社会建设研究》，中国经济出版社2009年版。 ［2］李训贵：《环境与可持续发展》，论文" target="_blank">高等教育出版社2004年版。 ［3］黄少军：《服务业与经济增长》，经济科学出版社1998年版。 ［4］黄铁苗：《论节约、消费和浪费》，《学术研究》2009年第8期。 ［5］黄铁苗：《节约型社会论》，人民出版社2009年版。 ［6］周海春：《武汉市资源节约型、环境友好型社会建设研究》，中国财政经济出版社2009年版。
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影响成都市机动车总数因素的定量分析_经济学毕业论文范文
影响成都市机动车总数因素的定量分析_经济学毕业论文范文 影响成都市机动车总数因素的定量分析 【摘 要】:汽车产业当前是我国经济发展的支柱，另一方面，我国各大城市的机动车数量趋近饱和。我们经过分析认为人均可支配收入和车辆主要替代品——住房价格是购买者的角度影响机动车数量的重要方面,我们以成都为一个样本利用计量经济学的基本知识对其作实证分析,分别检验当年以及滞后几年的人均可支配收入和住房价格对成都机动车数量的影响,分析汽车产业的腾飞和城市市政和人居环境可持续发展的协调促进关系。 【关键词】 人均可支配收入 住宅投资情况 滞后 本文结构概要： 一 概述： 二 问题提出： （一）问题提出的背景： ⒈ 环境问题： ⒉ 能源问题： ⒊ 汽车行业增长迅速 （二）研究的意义： 三 理论分析与模型建立 （一）影响因素的选择： （二）数据取得： （三）模型建立与分析： 1．初步模型分析 2．滞后模型的建立 3．异方差检验： 四 结论 五 不足之处 一 概述： 作为中国西部重镇，成都历史悠久，早在2300多年前，蜀王开明九世就在此建都，取“一年成邑，二年成都”之意而名成都。自公元前310年建城以来，成都一直是四川地区政治、经济、文化中心，历史上曾6次成为封建割据王朝都城，自古就是商贾通衢之地，车水马龙，民生富足。新中国成立后，成都是四川省省会，1993年国务院进一步要求"充分发挥成都市作为西南地区科技中心、商贸中心、金融中心和交通通信枢纽的作用"。在国家西部大开发政策的支持，成都近经济发展迅速，全市现有总人口1029万，是西南地区特大中心城市之一。近年来，成都的国内生产总值每年均以13%以上的速度发展，2002年，全市国内生产总值达1663亿元人民币，在全国15个副省级城市中居第四位，居西部各大城市之首。在这样的条件下，成都的机动车辆数量也连年处于高速增长状态，总量位居全国各大城市前列，这也为成都的市政的建设和生态环境的治理带来了沉重的压力。在此，我们希望能简单实践计量经济学的知识对影响成都市机动车总数的因素进行定量的分析，找到有效控制机动车增长过热的手段，促进经济、市政和环境三者的协调发展。 二 问题提出 （一）问题提出的背景： ⒈ 环境问题： 清华大学交通研究所近期关于汽车消费与城市环境的关系的研究表明： 机动车排气污染已成为城市大气污染的主要因素，目前我国城市固定源排放逐渐趋于稳定，而随着城市交通的发展，汽车保有量的增加，我国汽车污染物排放总量也日趋上升，成为一个突出的问题。据国家环保总局预测，2005年我国机动车尾气排放在城市大气污染中的分担率将达到79%左右。，如果不能有效控制汽车污染，城市污染将从煤烟型污染向汽车尾气型污染转化。 ⒉ 能源问题： 自 1990 年以来，中国的石油消费量一直在以年均 7% 的速度攀升，现已经盖过了日本，成为世界第二大石油消费国。然而中国的能源完全自给时代已经结束，经过多年的开采，中国的主要油田已几近枯竭，每桶原油的产出成本在稳步攀升。据估计2004年我国的原油进口量将突破1亿吨。 同时，中国市场已经离不开国际市场的原油，如果中断国际原油供应，制造业的成本会上升，交通运输业，旅游业，很多行业成本会提高，这是对中国经济影响比较大的。种种迹象表明中国已经与美国、日本和欧洲争夺中东地区的石油了。由此可见，中国已经出现了较为严重的能源危机，对石油需求的有效控制将成为其发展方向。 我国机动车消耗石油约占全国石油消费三分之一以上。国务院发展研究中心产业部预测，2010年和2020年全国机动车燃油需求分别为1.38亿吨和2.56亿吨，为当年全国石油总需求的43%和57%。国土资源部预测同期中国国产石油产量顶多为2亿吨。新增石油需求越来越多依赖进口。 ⒊ 汽车行业增长迅速 中国市场对汽车总需求连续几年成高速增长，自2000年以来分别以14.3% 37.4% 32.0%的速度进行增长。随着中国加入WTO，汽车价格开始逐渐有所下降，刺激人们对汽车的需求，国内市场迅速增长，目前处于高速增长时期。 （二）研究的意义： 汽车产业的发展与国民经济的增长呈显著正相关，汽车工业在经济方面的波及效应能达到本身产值的3—5倍。由此可以看出汽车产业的高速增长将成为我国经济腾飞的先导。2000 年我国经济的强劲复苏，带动了汽车产业的更快发展。随着汽车价格、居民收入和消费结构、消费信贷、消费环境的改善，特别是新产品的推出，今后10 － 15 年中国将成长成为全球最大的汽车市场，年销量将达到1700 万辆，汽车保有量超过1 亿辆。 另一方面，由于汽车销量的直线飙升，城市道路的设施的不完备，造成我国大中城市汽车容量趋向饱和，由此产生的交通拥堵，能源短缺，环境污染等一系列问题日益严重。因此，我们希望通过对影响汽车销量的因素进行计量经济分析，找到有效控制机动车增长过热的手段，促进经济、市政和环境三者的协调发展。 三 理论分析与模型建立 （一）影响因素的选择： 经过调查，我们发现影响汽车销量的因素有汽车价格，燃油价格，道路基建投资，人均可支配收入，消费结构，国家产业政策等。但是由于我们无法获得某些因素的统计数据，进而不能进行定量分析。故此我们只选择其中较主要与能够得到较准确数据的影响因素。 由于成都汽车总量位距全国第三，并且其汽车总量连年保持高速增长，因此我们最终选定成都市作为研究范围，希望由此可窥一斑。 人均可支配收入——根据收入决定支出理论，我们决定选择其中容易得到数据的人均可支配收入来进行定量分析。 家庭住房投资额——另外，由于个人购车通常是在满足了住房需求之后才成为家庭需求的，所以我们也把家庭住房投资做为定量分析汽车销量的因素之一。 （二）数据取得： 由于我们在找近十年住房平均价格方面具有一定困难，所以我们在这里就用近十年成都市住宅投资情况X2近似表示——就需假定所有投资都有对应的回报即所建住宅的空置率接近0。 在表一中： Y表示成都市机动车总量——由成都市车辆管理部门获得（由于私家车的数量难以得到，故此的数据包括了公家车）。 X1表示全市人均可支配收入情况（X1、X2均由《成都统计年鉴》查得）。 表一： obsY（单位：辆）X1（单位：元）X2（单位：万元） 1993 138061.0 2624.200 172211.0 1994 165182.0 3940.470 226016.0 1995 207210.0 4708.990 319019.0 1996 280495.0 5265.640 372952.0 1997 382659.0 6018.740 349139.0 1998 478784.0 6446.440 455224.0 1999 561944.0 7098.010 554029.0 2000 613236.0 7649.090 867561.0 2001 715241.0 8128.390 1228045. 2002 1037603. 8971.910 1488834. （三）模型建立与分析： 1．初步模型分析 由于我们不知道如何将两个滞后变量放在一个模型里面，所以我们将利用EViews软件，分别建立人均可支配收入X1和住宅投资情况X2的模型，采用最小二乘法对所得数据进行回归分析，最后再比较两个模型得出结论。 需要注意的是，经过我们的调查，X1和X2对Y的影响均有一定的滞后性，我们需要建立分布滞后模型进行检验。 利用EViews输入X1的数据，我们先得到人均可支配收入影响机动车总量的模型。 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sample: 1993 2002 Included observations: 10 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-367840.2104655.6-3.5147690.0079 X1135.720016.433828.2585810.0000 R-squared0.895019 Mean dependent var458041.5 Adjusted R-squared0.881896 S.D. dependent var283946.5 S.E. of regression97581.71 Akaike info criterion25.99162 Sum squared resid7.62E+10 Schwarz criterion26.05214 Log likelihood-127.9581 F-statistic68.20415 Durbin-Watson stat0.964223 Prob(F-statistic)0.000035 Ŷ= -367840.2 + 135.72X1 （-3.514769） （8.258581） 0.895019 DW=0.964223 F=68.20415 从输出结果看，T检验值、F检验值、值都很高，但在0.05显著水平下，DW值偏低，说明模型中存在自相关。 2．滞后模型的建立 实际上，从定性方面来分析，影响购买机动车数量除了本期的可支配收入外，还受以前各期可支配收入的影响，因此必须对该模型进行分布滞后的修正。 ① 假设滞后影响期数为无限，我们采用库伊克变换法估计模型： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sample(adjusted): 1994 2002 Included observations: 9 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-243046.3331098.9-0.7340590.4906 X168.3027096.015360.7113730.5036 Y(-1)0.7487450.7577350.9881350.3612 R-squared0.949181 Mean dependent var493594.9 Adjusted R-squared0.932242 S.D. dependent var276556.2 S.E. of regression71988.84 Akaike info criterion25.46761 Sum squared resid3.11E+10 Schwarz criterion25.53335 Log likelihood-111.6043 F-statistic56.03319 Durbin-Watson stat1.317923 Prob(F-statistic)0.000131 从结果看，我们发现T检验值偏低，且由于该模型为自回归模型，我们求其H统计量计算结果小于在显著水平上的临界值。 ② 阿尔蒙法：上面的数据说明将此模型设定为无限分布滞后模型不是很理想，我们觉得经济学上滞后期为3到5年，我们用阿尔蒙法分别计算得到三个不同滞后期数所对应的模型，经过比较可见当滞后期数为4的时候，有一个相对理想的模型。 滞后期数为4的结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sample(adjusted): 1997 2002 Included observations: 6 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1416501.295767.4-4.7892410.0409 PDL01-672.4102247.4055-2.7178470.1129 PDL02-197.973442.44699-4.6640150.0430 PDL03350.9851120.23212.9192290.1000 R-squared0.989534Mean dependent var631577.8 Adjusted R-squared0.973836S.D. dependent var229062.3 S.E. of regression37051.63Akaike info criterion24.11273 Sum squared resid2.75E+09Schwarz criterion23.97391 Log likelihood-68.33820F-statistic63.03365 Durbin-Watson stat2.412506Prob(F-statistic)0.015657 Lag Distribution of X1iCoefficientStd. ErrorT-Statistic . *|0 1127.48 303.918 3.70981 *. |1-123.452 99.7530-1.23757 * . |2-672.410 247.405-2.71785 * . |3-519.399 161.302-3.22004 . * |4 335.583 176.610 1.90014 Sum of Lags 147.800 41.0787 3.59797 Ŷ= -1416501+1127.48X1-123.452X1(-1)-672.410X1(-2) -519.399X1(-3)+ 335.583X1(-4) (-4.789241) (3.70981) (-1.23757) (-2.71785) (-3.22004) (1.90014) 0.989534 DW=2.412506 F=63.03365 另一方面，我们通过定性分析认为房产和住宅是一般居民最大的两笔固定资产购买，两者存在较为明显的相互替代关系。而且，一般的居民都是先购房再购车，所以，除了本期住宅投资的影响外，机动车数量在很大程度上受过去投资额的影响。同上法，我们通过比较，得到滞后期数为3时有相对理想的模型： VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-22051.7447806.38-0.4612720.6760 PDL010.1233780.1118411.1031600.3505 PDL020.2639610.1166112.2636070.1086 PDL030.0902580.1083430.8330750.4659 R-squared0.990962Mean dependent var581423.1 Adjusted R-squared0.981925S.D. dependent var247655.2 S.E. of regression33296.02Akaike info criterion23.95982 Sum squared resid3.33E+09Schwarz criterion23.92891 Log likelihood-79.85938F-statistic109.6471 Durbin-Watson stat2.743157Prob(F-statistic)0.001455 Lag Distribution of X2iCoefficientStd. ErrorT-Statistic *. |0-0.05032 0.11596-0.43400 . * |1 0.12338 0.11184 1.10316 . * |2 0.47760 0.11861 4.02678 . *|3 1.01233 0.25552 3.96177 Sum of Lags 1.56298 0.19752 7.91294 Ŷ= -22051.74- 0.05032X2 +0.12338X2(-1)+ 0.47760X2(-2) +1.01233X2(-3) (-0.461272) (-0.43400) (1.10316) (4.02678) (3.96177) 0.990962 DW=2.743157 F=109.6471 3．异方差检验： 最后，我们对模型进行异方差的检验，由于我们取得的是小样本，而且样本资料为时间序列数据，所以我们采用ARCH检验分别对两个模型进行异方差检验，结果如下： 在Y对X1回归时： ARCH Test: F-statistic2.526026 Probability0.406489 Obs*R-squared3.339067 Probability0.188335 在α=0.05时，自由度P=2，查表得=5.99147，从上表可以得： Obs*R-squared=3.339067=5.99147，这表明模型随机误差项不存在异方差。 在Y对X2回归时： ARCH Test: Obs*R-squared4.000000 Probability0.261464 在α=0.05时，自由度P=3，查表得=7.81473，从上表可以得： Obs*R-squared=4=7.81473，这表明模型随机误差项不存在异方差。 四 结论 通过对影响成都市机动车总量的因素建立计量经济模型，并进行了上述分析之后，我们可以得出这样的结论： 成都市人均可支配收入和住宅投入确实对机动车总量有一定的影响，这点我们可以从模型的分析结果可以看出，但是需要说明的是这两种因素的影响存在一定的问题。因为通过对模型的检验，我们发现得出的结果与我们当初设想的情况存在一定的出入。 比如，我们当初设想的是成都市人均可支配收入和住宅投资应该对成都市机动车总量有较为显著的影响，可是结果我们发现这一影响并不是很显著，而且模型经过修正之后还存在比较严重的自相关，之所以出现这种情况，是因为我们得到的数据十分的有限，数据量明显不足应该是最主要的问题，但是限于客观情况，在这一点，我们没有很好的方法进行数据的收集与整理。 尽管如此，我们还是可以看出，我们所选择的因素确实也能够说明其对机动车总量的作用，从经济意义上讲，人均可支配收入对于个人够买汽车是起着决定性因素的，因为从目前的情况来看，我国居民的消费意识还是以量入为出为基本的消费观念的，尽管近几年出现了消费信贷，但是由于我们目前这方面的发展和管理都不是很完善，因此大众消费仍以个人的可支配收入量为依据进行消费，而且在汽车消费上的投入存在着一定的滞后。 另外，在居民消费问题上还存在着消费顺序的问题，一般都是先解决了吃住问题，然后才是其他的消费，所以，这一点对于个人购买汽车也是很重要的。因此，通过分析我们可以得出这样的结论：由于近几年来我国居民生活水平的不断提高，人均可支配收入的不断增高，个人购买汽车的需求也在不断增高，就成都市而言，私家车总量呈现逐年上升的趋势。另一点结合成都市的房价以及成都人的个性，对于私家车总量的上升趋势也起到很大的作用。 经过上述分析，我们认为虽然这两种因素在对机动车总量的影响中占有很大作用，但是想要依此两点来限制机动车的高速增长是不现实的，只能通过国家出台相应的政策及环保方面相应的法律法规，以及地方政府通过改善道路基建设施，逐步限制机动车总量并缓减交通压力，以此解决这个问题。 五 不足之处 前面我们分析了对汽车销量影响的因素，因现在所学尚浅不能取得有效的数据，且不能对某些数据进行正确的整理，故采用的进行分析的自变量较少。若能加入再多点自变量可能能够得到不同的结论，可能与我们得到的结论有差入。 对于自变量采用的数据也有不足之处： 成都市机动车总量数据取得时由于私家车的数量难以得到，采用的数据包括了公家车的数量，公家车的数量较大对我们得到的数据有一定的影响从而对建立的模型有一定的影响。
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中国对外贸易摩擦的现状及对策开题报告_经济学毕业论文
中国对外贸易摩擦的现状及对策开题报告_经济学毕业论文 论文（设计）题目中国对外贸易摩擦的现状及对策 1.选题目的和意义： 随着经济全球化和国际贸易投资自由化的迅速发展,国际贸易中的关税壁垒正在被逐步消弱,传统的非关税壁垒的活动空间也日益缩小,技术性贸易壁垒愈来愈广泛地利用,正以一种超乎关税壁垒的力量,阻挡着弱势企业进入国际市场。20世纪70年代,在影响国际贸易的非关税壁垒中,约有10—30%是技术性贸易壁垒,进入90年代以来,这个比例有较大幅度的提高。一些发达国家不仅在商品贸易领域中大量使用技术性贸易壁垒,而且还把技术性贸易壁垒扩展到服务贸易和投资领域。除了WTO有关协议有明确规定外,许多多边区域和双边的环保协议、知识产权保护协议、自由贸易和投资协议等也有类似技术贸易壁垒的内容和规定。 我国是目前世界最大的纺织品贸易国, 加入WTO 更给我国纺织业带来了新的发展机遇。我国服装近几年来出口创汇增长较快, 尤其是2002 年以来,出口创汇增长更快。2005 年1～7 月我国服装出口119.15 亿件, 比上年同期增长3.96%; 创汇312.35 亿美元, 同比增长20.94%;2005 年7 月我国服装出口22.36 亿件;出口创汇61.07 亿美元。但是我们也看到我国每年有大批纺织品因不符合环保标准而出口受阻或者未通过“生态性”检验而遭退货。情况表明: 随着世界贸易自由化的发展, 传统贸易壁垒如关税、配额已逐步消除和弱化, 而以产品质量等一系列构成的绿色壁垒却成为我国纺织品出口的主要障碍。如何规避绿色贸易壁垒、增强纺织企业的竞争力是目前我国纺织业亟待研究的一大课题。 2.本选题在国内外的研究状况及发展趋势： 目前国内已经有许多学者撰写了关于贸易技术壁垒的书籍和文章如：具有代表性的有李志军的《怎样打造“技术壁垒”的矛与盾》和陈志田、叶柏林于2002出版的《贸易技术壁垒与商品进出口》，以及张海东于2004年出版的《技术性贸易壁垒与中国对外贸易》。这些著作对技术性贸易壁垒的形成、相关法规、制度和主要发达国家的技术性贸易壁垒都做了具体的阐述，对中国的应对措施做了大量的分析。而未能与企业实际结合起来 进入20世纪90年代中期以来，由于乌拉圭回合对技术贸易壁垒的高度重视，西方学者对这一问题的研究开始大量出现。早期的研究较多集中在有关概念介绍及技术标准与国际贸易的关系，比较有代表性的有艾伦 塞克斯（Alan sykes）的国际一体化商品市场的产品标准（1995年），研究成果较多为以后的研究所引述。 尼尔 甘戴尔（Neil Gandal）和欧兹 塞尔（ozshy）的“标准话政策与国际贸易”（2001年）研究了政府是否承认外国标准的政策行为，得出的结论是当地政府政策只限于承认所有外国标准或不承认任何外国标准是，如果网络外部性显著，那么所有国家会相互承认所有的标准。 对于发展中国家在技术贸易壁垒方面的问题，一些学者也作了专门的研究。例如，谢丽斯蒂芬森的“标准，合格评定与发展中国家”（1997）从政策与制度层面对发展中国家有关标准的问题作了较为全面的阐述。得出的重要结论是：“发展中国家的第一选择是采纳现有的国际标准以及国际标准化组织与国际电工委员会的国际标准化指导原则。”如果尚无国家标准，那么发展中国家的最佳选择是“采纳它们主要贸易现有的国际标准以及国际标准化组织与国际电工委员会的国际标准化指导原则。” 3.主要研究内容： 1对外贸易摩擦的主要表现形式 2对外贸易摩擦的主要特征 2.1摩擦数量在增长，强度在增大 2.2摩擦对象向发展中国家蔓延 2.3摩擦焦点直抵政策和制度层面 2.4摩擦的直接诱因将呈现多形态性 3对外贸易摩擦产生的主要原因 3.1世界经济发展不平衡和贸易保护主义的抬头 3.2“中国威胁论”的关联影响 3.3非市场经济地位 3.4中国产业与外部竞争加剧了利益矛盾 3.5外贸顺差扩大给贸易摩擦提供了条件 3.6产品市场集中和出口激增为贸易摩擦提供了机会 3.7中国生产企业约束机制的缺失 4.解决国外贸易摩擦的对策 4.1长期应对贸易摩擦的准备 4.2高度重视和认识“对外贸易摩擦潮“ 4.3应对贸易摩擦的总体策略 4.完成论文的条件、方法及措施，包括实验设计、调研计划、资料收集、参考文献等内容。 [1]冷崇总，2003:《关于国际贸易中技术壁垒问题的思考》,《北京工商大学学报》第7期。 [2]孙瑞哲，2004:《国际纺织贸易环境的发展变化:后配额时代的贸易保护主义》,《纺织信息周刊》第39期。 [3]艾华，2004:《后配额时代我国纺织品服装贸易摩擦探析》《时代经贸》第7期。 [4]蔡伟，2000：“《贸易技术壁垒协议》与WTO的争端解决机制—TBT协议研究之三”，《中国检验检疫》，第7期。 [5]商务部规财司，2005：《中国对外贸易形势报告》，第5页。 [6]李志军，2002年：《怎样打造“技术壁垒”的矛与盾》，经济日报出版社，第190页. [7]张海东，2004：《技术性贸易壁垒与中国对外贸易》，对外经济贸易大学出版社，第8页。 [8]国家信息中心中国经济信息网编著，2004：《CEI中国行业发展报告（2002）-纺织业》，中国经济出版社，第26页。 [9]陈志田、叶柏林，200：《贸易技术壁垒与商品进出口》，中国计量出版社，第84页。 [10]张新伟等，2002：《入世之后：规则改变与市场竞争》，中国社会科学出版社，第156页。 [11]商务部规财司，2005：《中国对外贸易形势报告》，第5页。 [12]徐绍史，2002：《深化行政改革积极应对入世挑战》，第15页。 [13]Egan,michellep.,2001:constructing a Europeamarket :standards, regulation,and governance,oxford university press,p134 [14]Fischer,Ronald and Pablo Serra,2000:Standard and Protection, Journal of international Economic,vol.52,Issue2. [15]hohn H.jackson,1998:”GlobalEconomics and International Economic Law”,Journalof International Economics Law Vol.1. 5.指导教师意见及建议：
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我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析_经济学毕业论文
我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析_经济学毕业论文 《计量经济学》课程论文 我国城镇居民消费 与可支配收入关系的实证分析 【摘要】本文旨在对1999我国城镇年人均收入变动对年人均各种消费变动的影响进行实证分析。首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。 一．问题的提出 随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。投资的增加促使了商品的多元化快速发展。 90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。与此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。 针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。 二．经济理论陈述 一.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说 （一）凯恩斯绝对收入假说 对于 有（1），即会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。 （2），即 由 可知 有，即收入的平均消费倾向递减。 绝对收入假说下的消费函数通常采用线性形式， 此时，函数符合假说和 （二）杜森贝利相对收入假说 1．由于消费的示范效应，消费支出不仅受消费者自身收入影响，而且受他人消费支出和收入影响。 2．由于消费的棘轮效应，消费支出不仅受消费者当前收入影响，而且受他过去收入和消费支出影响，尤其受具高峰时期收入和消费支出影响。 即 表示过去最高消费水平，对有其中表示过去最高收入水平。 （三）弗里德曼持久性收入假说 该假说把收入分解为持久性收入和暂时性收入，把分解为持久性消费和暂时性消费，有， 假定： 1．从而 2．，其中，是由利息率，消费者非人力资本财富 其他因素决定的，认为通常是相对稳定的常数。 3.与，与，与不相关，即，，，从而，因此，进而有。 所以：消费函数不清，在假设下，函数形式成为弗里德曼持久性收入假说消费函数的修正形成或弱形式。 〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论 （一）消费结构是消费者为满足不同方面的需要，用于不同方面的消费支出在总消费支出中所占的比例关系。它是居民消费行为的重要内容。消费结构根本上说是由生产力发展水平决定的同时，又反过来对生产力发展水平产生重要影响。研究居民消费结构，对于正确引导消费，实现消费结构合理化，为产业结构调整提供理论依据，以促进经济发展有重要意义。 西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下3种， 按吃、穿、住、用划分； 按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务 按消费的社会功能分为生理消费和社会消费。 消费结构变化取决于多方面因素，其中志决定作用的是人均收入水平。恩格尔定律揭示了 两者的关系，用恩格尔系数=，作为衡量个人家庭消费结构，以至一国居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准，一般也随着收入的增加，恩系趋于下降。 （二）从整个人类社会发展过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化 （1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化。 （2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化。 （3）由物质性消费为主向精神和劳务性消费为主的结构转化。 （4）由商品消费结构向产品性消费结构转化。 （三）消费结构在其发展过程中呈现出来的不同阶段性特点，是由生产力发展的不同水平决定的。低级阶段特点是以吃穿两项占绝大比重，中级发展阶段吃穿退居次要地位，耐用消费品占主要地位；高级阶段上物质生活消费退居次要地位，文化精神生活消费上升为主要内容。 （四）.城镇居民消费模型的建立与估计目前国际上广泛采用“线性支出系统”或“扩展线性支出系统”(ExtendedLinearExpenditureSystem缩写为ELES)建立模型。线性支出系统是英国经济学家斯通(R·stone)于1954年提出的,是用效用函数直接推导出的一种较为复杂的需求系统研究(也称消费结构研究)。1973年经济学家路迟(C·Lluch)在线性支出系统基础上作了两点改进,又提出了扩展线性支出系统。 ELES用模型表示为PiXi=PiX0i+α*i(Y-ΣPiX0i) i=1,2,…,n;0α*i1Σα*i1 式中:PiXi——第i种商品人均消费总支出额;PiX0i——第i种商品基本需求量(最低限度消费量);Y——人均可支配收入;ΣPiX0i——人均基本需求总支出;α*i——第i种商品的边际消费倾向;1-Σα*i——边际储蓄倾向。模型可解释为:给定居民的收入水平Y,他们首先购买各种基本消费品PiX0i。 三、相关数据收集 在进行实证分析的过程中，所需要的数据，应是能够度量收入对消费倾向的影响的指标。在收入指标和消费倾向的选择上，我们所用的数据均来源于《中国统计年鉴》 所设模型的样本容量为30个左右，对于一元回归分析计算要求和目已经足够了。 表一.1999年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出 变量 各地区X收入Y1(食品支出)Y2(衣着)Y3(医疗保健)Y4(住房) 北 京9182.762959.19730.79513.34199.23 天 津7649.832459.77495.47302.87222.26 河 北5365.031495.63515.90285.32110.25 山 西4342.611406.33477.77208.5797.22 内蒙古4770.531303.97524.29192.17105.27 辽 宁4898.611730.84553.90279.8197.98 吉 林4480.011561.86492.42218.3697.42 黑龙江4595.141410.11510.71277.1184.67 上 海10931.643712.31550.74346.93292.32 江 苏6538.202207.58449.37211.92156.91 浙 江8427.952629.16557.32435.69272.57 安 徽5064.601844.78430.29126.3390.69 福 建6859.812709.46428.11160.77210.48 江 西4720.581563.78303.65107.90319.23 山 东5808.961675.75613.32219.79157.82 河 南4532.361427.65431.79208.14239.95 湖 北5212.821783.43511.88201.01274.96 湖 南5815.371942.23512.27206.06278.65 广 东9125.923055.17353.23356.27556.70 广 西5619.542033.87300.82157.78300.13 海 南5338.312057.86186.44171.7974.29 重 庆5895.972303.29589.99236.55153.08 四 川5477.891974.28507.76203.21179.63 贵 州4934.021673.82437.75153.32132.52 云 南6178.682194.25537.01249.54203.62 西 藏6908.672646.61839.70209.1169.04 陕 西4654.061472.95390.89259.51274.17 甘 肃4475.231525.57472.98219.8688.19 青 海4703.441654.69437.77303.00114.34 宁 夏4472.911375.46480.89317.3255.77 新 疆5319.761608.82536.05235.82166.81 表二.1995年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出 变量 各地区X收入Y1(食品支出)Y2(衣着)Y3(医疗保健)Y4(住房) 北 京62352436.48757.2147.76122.57 天 津4929.532117.14499.6997.3694.9 河 北3921.351433.76488.77118.4688.77 山 西3305.981267.17437.4684.5962.83 辽 宁3706.511615.29566.52106.3757.18 吉 林3174.831330.41449.24101.558.09 黑龙江3375.211338.58525.1118.4853.23 上 海7191.773120.33561.1112.82114.03 江 苏4634.421957.25483.2873.56118.43 浙 江6221.362476.21605.68196.29191.1 安 徽3795.381697.66423.3249.2169.04 福 建4506.992413.84379.1657.3584.04 江 西3376.511476.31282.3852.62142.93 山 东4264.081484.39570.83107.2582.17 河 南3299.461338.93437.4596.9752.12 湖 北4028.631680.6532.3688.42100.08 湖 南4699.231898.07481.06108.72112.57 广 东7438.73003.05421.73205.39325.22 广 西4791.872061.4735599.02147.03 海 南4770.412228.94242.4298.48125.84 四 川4002.921760.26459.03104.9986.86 贵 州3931.461748.58390.8777.9172.9 云 南4085.111808.71438.57141.2682.47 陕 西3309.681339.57386.22119.7881.56 甘 肃3152.521353.01370.08102.9674.68 青 海3319.851507.03408.86132.0228.99 宁 夏3382.811331.12491.21130.534.23 四.计量经济模型的建立 我们建立了下述的一般模型：Yi=α+X+Ｕt (i=1,2,3,4) 其中 Yi ——各地区城镇居民平均第i种物品消费 Ｃ ——常数项 ——代定参数 X ——各地区城镇居民平均收入 Ｕt ——随即扰动项。 五、模型的求解和检验 我们分别利用EVIEWS软件，用最小二乘法进行回归分析及统计检验，并针对其中有自相关和异方差影响的方程，进行修正后再来估计参数。 各方程如下： Y1= 28.26117+0.341614X Y2= 359.6067+0.02296X (0.229796) (16.93639) (4.524146)(1.688777) R2=0.908162 F=286.3414 DW=1.342728 R2=0.08998 F=2.851967 DW=1.697139 Y3= 52.46606+0.032013X Y4= 17.45969+0.0.034105X (1.118259)(4.240647) (0.281288)(3.350183) R2=0.382757 F=17.88309 DW=1.304749 R2=0.279032 F=11.22 DW=1.46219 〈一〉．经济意义的检验 从经济意义上来说居民消费支出应随着收入的增加而增加，边际消费倾向MPC应满足 0〈 MPC〈 1 ，根据OLS回归所得： 1=0.341614， 2=0.022016， 3=0.03263， 4=0.034105， 均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。 i是样本回归方程的斜率，它表示我国城镇居民的边际消费倾向，说明年人均可支配收入每增加一元，将有i元用于消费支出，C是样本回归方程的截距，它表示不变可支配收入影响的自发消费行为,其符号与大小均符合经济理论和目前我国的实际情况。 〈二〉．统计推断的检验 （一）收入对食品支出的影响 R2=0.908162 说明总离差平方和的90.8163%被样本回归直线解释，仅有不足10%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度是很高的。 t=16.93639 查表t0.05=2.045 tt0.05 n-2=29， 说明收入增加对食品支出影响显著 （二）收入对衣着支出的影响 R2=0.08998 模型整体拟合优度较差 t=1.688777t0.05 说明收入增加对衣着支出影响不显著 （三）收入对医疗支出的影响 R2=0.382757 模型整体拟合优度较差 t=4.240647t0.05 可支配收入对医疗指出有显著影响 （四）收入对住房支出的影响 R2=0.279032 模型整体拟合优度较差 t=3.350183t0.05 可支配收入对住房支出有显著影响 〈三〉。计量经济的检验 （一）多重共线性检验 因为在我们的模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。 （二）.异方差性的检验 运用Goldfeld-Quandt检验， 将的样本观测值按升序排列，的样本观测值按原来与的对应关系排列，略去中心约 1/4即8个样本观测值，将剩下的22个样本观测值分成容量相近的两个子样本，每个子样本观测值个数分别为12，10，将所得结果列表如下： Yi Y1(食品支出)Y2(衣着)Y3(医疗保健)Y4(住房) E1(1---12) E2(20—30)132193.9 486805.5 48448.63 189943.640318.87 57030.8777544.15 117995.3 F3.68251106893.92051531.414495741.5216531 查表知F(10,10)(0.05) =2.98, 经比较，发现y1与y2 存在异方差性，y3 ,y4 不存在异方差性 用加权最小二乘法WLS进行修正。 修正y1（权重w=1/δi2） 2．修正y2（权重w=1/δi2） 同时：在graph作图（e2与x）分别如下： 随x的变化e2没有明显系统性变化，所以从图可以看出异方差性基本被消除，新方程如下： y1=31.64204+0.342483x y2=373.5313+0.021704x （三）.自相关的检验 用DW法检验方程的自相关性，各方程DW值列表如下： Yi Y1(食品支出)Y2(衣着)Y3(医疗保健)Y4(住房) d-w1.8851891.8500531.3942461.465219 ρ值=1-dw/20.3023770.2673905 查表得Du=1.496 Dl=1.363 4-Du=4-1.496=2.504 4-D1= 4-1.363=2.637 发现在y3 与y4 有无自相关不可判断 1.用差分法修正y3,： Dependent Variable: DY3 Method: Least Squares Date: 05/28/02 Time: 13:43 Sample(adjusted): 2 31 Included observations: 30 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C49.2445446.698911.0545120.3007 DX0.0293610.0106712.7513800.0103 R-squared0.212822 Mean dependent var172.6982 Adjusted R-squared0.184708 S.D. dependent var78.50649 S.E. of regression70.88626 Akaike info criterion11.42437 Sum squared resid140696.1 Schwarz criterion11.51778 Log likelihood-169.3656 F-statistic7.570090 Durbin-Watson stat2.207329 Prob(F-statistic)0.010289 修正后Dw=2.207329，落入无自相关区域， 差分方程为Y3=49.24454+0.029361x 还原方程为y3=70.5890+0.029361x 2.用差分法修正y4： Dependent Variable: DY4 Method: Least Squares Date: 05/28/02 Time: 13:47 Sample(adjusted): 2 31 Included observations: 30 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C10.5280366.638850.1579860.8756 DX0.0337170.0145472.3177530.0280 R-squared0.160973 Mean dependent var137.9786 Adjusted R-squared0.131007 S.D. dependent var107.5916 S.E. of regression100.2967 Akaike info criterion12.11848 Sum squared resid281663.7 Schwarz criterion12.21190 Log likelihood-179.7772 F-statistic5.371977 Durbin-Watson stat1.423089 Prob(F-statistic)0.027990 结果发现修正效果并不明显，所以改用迭代法再次修正： Dependent Variable: Y4 Method: Least Squares Date: 05/28/02 Time: 13:48 Sample(adjusted): 2 31 Included observations: 30 after adjusting endpoints Convergence achieved after 3 iterations VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C13.4080355.390640.2420630.8106 X0.0336340.0090793.7045860.0010 AR(1)0.1899580.1900910.9993040.3265 R-squared0.292087 Mean dependent var185.9650 Adjusted R-squared0.239649 S.D. dependent var106.2835 S.E. of regression92.67722 Akaike info criterion11.99076 Sum squared resid231904.8 Schwarz criterion12.13088 Log likelihood-176.8614 F-statistic5.570133 Durbin-Watson stat1.956053 Prob(F-statistic)0.009435 发现dw=1.956053，落入无自相关区域。 这时，新方程为：y4=13.40803++0.033634x （四）综上将实证分析结果列表如下： y1=31.64204+0.342483x (23.25272) (1637.045) R2=1.0000 F=2799073 DW=1.885199 y2=373.5313+0.021704x (4.524146) (1.688777) R2=0.999017 F=258.729 DW=1.850053 Y3=70.5890+0.029361X (1.054512) (2.751380) R2=0.212822 F=7.57009 DW=2.207329Y4=13.40803+0.033634x (0.242063)( 3.704586) R2=0.292087 F=5.570133 DW=1.956053 城市居民收入每增加一个单位，食品支出增加0.342483个单位，衣着支出增加0.021704个单位，医疗保健支出增加0.029361个单位，住房支出增加0。033717个单位，收入变化对食品支出影响最大。 95年四方程回归分别如下： Y1=-30.22051+0.411573X (0.224151) (14.87035) R2=0.894791 F=221.1273 DW=1.487424Y2=325.3995+0.018707X (4.507346) (1.994259) R2=0.132670 F=3.977667 DW=1.220731 Y3=39.97462+0.016069X (7.749935) (3.145900) R2=0.275699 F=9.896688 DW=1.749805Y4=-63.54534+0.037449X (-2.494787)(6.405207) R2=0.591518 F=37.65032 DW=1.770216 六、结合1995年数据进行对比分析 支出项常数项收入系数可决系数R2 Y1(食品支出)95年30.220510.4115730.894791 99年31.642040.3424830.999 Y2(衣着)95年325.3995 0.0187070.132670 99年373.53130.0217041.000 Y3(医疗保健)95年39.974620.0160690.275699 99年70.58900.0293610.160973 Y4(住房)95年-63.545340.0374490.591518 99年13.408030.0336340.292087 经分析：与95年相比，99年我国消费品时常承接往年国民经济出现了重大转机后带来的回升惯性，保持稳中有升，偏旺的良好态势。旺盛的消费需求对我国抵御世界经济寒流侵袭，国民经济保持快速稳定发展起到重要作用。这些主要因为亚洲金融危机发生后，亚洲各国普遍出现了减薪或工资冻结。大多数居民的名义收入和实际收入都有所下降。但是我国应对亚洲金融危机时期却采取了大幅度提高城镇低收入者与公职人员收入的非常之举。99年起，将国有企业下岗职工基本生活费，失业保险费和城镇居民最低生活保障水平提高了30%，离退休人员养老金水平提高了30%，机关事业单位职工工资水平提高了30%，并要求各地一次性补发拖欠的国有企业离退休人员统筹项目内的养老金等一系列启动消费需求的政策，也就符合了为什么我国在经济危机的影响和冲击下，99年对95年消费水平总体有了很大提高。这都是因为国家给了相关政策，收入水平有所提高，从政治角度分析，收入与消费有着显著的影响。 1.食品支出。R95=0.894791 R99=0.999，都较高，说明模型整体拟合优度较好，居民可支配收入对食品支出影响显著，但两者相比，99年食品支出占总支出分额有所下降。随着经济发展人民生活水平提高，用于食品支出比例下降，符合经济发展的一般规律。R95=0.84791，R99=0.999都较高说明模型的拟和优度很好，居民可支配收入对食品支出了显著影响，两者相比99年食品支出占总支出份额有所下降就符合了从整个人类社会发展过程，消费结构变化的一般规律。99年相比95年收入增加了，食品边际消费倾向下降，这也清楚的表明了我国经济不断向前发展。这也清楚的证实了：改革开放以来，在国民共同努力的情况下，我国国力不断提高，经济量快速发展现状。GDP每年增长高达7%以上。这是其他发展中国家和发达国家不能比拟的。从指数上可以看出：由于我国人均收入水平的提高，总消费支出也有了明显的提高。用于食品的消费金额也加大了很多。这都是因为随着人民的生活水平提高，人们对吃的要求已经不仅仅只限于温饱的阶段，而且从统计表明：我国农村居民生活水平已经达到了温饱而城镇居民生活已经达到小康水平。现在城镇居民在食品上是要吃得好、吃得精，体现生活水平和生活情调，而且不局限于在家里吃，要去饭馆就餐，以及节假日宴请宾客等等，这都使居民对食品支出的有了明显提高。 2．衣着支出。对比99，95年，人们用于衣着上的支出呈上升的趋势，对衣着的需求量也大幅度提高。说明随着收入的增加，居民未来衣着的消费倾向偏重于成衣化，高档化，衣着偏重于改善服装的质量。99、95年，人们用于衣着上的支出呈上升的趋势。对衣着的需求也大幅度提高，这就符合了在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿为主的消费结构转化。从95年以来，处于国家第9个5年计划的发展阶段，对外开放的程度不断提高，娱乐，广告，衣服等行业繁荣发展，各类服装表演纷纷登场，这都使消费者有了一个向这方面消费的氛围。而且，现在随着收入的增加，居民衣着的消费偏重于成衣化，高档化，衣着偏重于改善服装的质量。这就说明现在和以前大大不同了，已经不再处于自己买布制衣的阶段，而且高档服装的价格大大上升，但对其的需求量也大大提高，这都是由于人们收入提高，有了对此消费的能力。而且比较注重于外表的美观，这对于体现一个人的出身，气质，文化素质，个人修养等多种方面有着外在的体现。所以人们更想通过衣着来包装，改变和完善自我。消费加大。这都促使衣着方面消费加大。 3.医疗保健的支出。经对比95.99年,人们在医疗保健支出上升幅度较大.随着人们收入的增加和生活消费水平的提高,人民对于疾病本身也特别重视,健康意识也大大的增强,而且这几年不断的对医疗制度进行改革,使以前国家给报销,公家出钱转换到自行支付,与依靠医疗保险等方面.而且对于现在从国外进口的新药,国家都是不给报销的了.再者如癌症一些长时间治疗,并且要进行高技术治疗的疾病,也有了治疗的方法.但要注意的是这种疾病耗资巨大,时间又非常长,有时几年,甚至几十年.同样从医学角度看,由于我国在此方面的重大突破,如内脏移植等也都可以进行了.但这笔花费要好几十万,从这几方面也可看出居民医疗支出明显加大的原因. 我们不能忽略的是,现代医疗保健支出已经不仅仅淤泥于生病的医疗费上,而在人民的日常生活中,保健品和器材的支出也成为了大头.家庭中近几年兴起了购买室内运动器材,而对于身体某部分有益的按摩器材的关注率与热衷程度也大大的提高.同时我们在市场中可以发现这些都是高档消费品.我们不能忽略的是由于人民生活水平的提高,对自身保健意识的增强,提高生活质量,对保健药品的需求量也成飞速发展,市场上的适合于个年龄阶段的保健药真是日新月异,层出不穷.所以我们可从中得出结论是人民随着生活水平的提高,支付能力的改善,对这方面的消费也逐年有所提高. 4.住房支出。对比95年与99年的数据看出,住房消费总的支出比重上有所下降,这说明在收入基数增加的同时,人们更多的支出是用在食品,衣着和医疗保健等方面上了.因为住房更换的周期具有较长性,与其他支出相比更具有稳定性,变化比例往往与人民的预期关系紧密。 从中国的实际国情出发,我们长期以来是处于住房公有化,居民所住住房不是祖上遗留下来的,就是公有住房,以比较低的价格租赁给个人,而且公有住房是不可以自由买卖的,市场上当时的商品住房也非常少.再者 我国的人均收入比较低,大多数人还没有自己购房的能力,并且在90年代中期没有政府支持的住房信贷发展缓慢,还有长期的传统意识使人们也并不偏好于贷款买房,对此怀有很多顾虑,所以它的边际消费倾向非常小. 对于为何99年比95年的边际倾向还小,我们有一个大胆的假设分析,99年中央和地方政府推出了取消福利分房制度,实行住房货币化分配,向居民出售旧的公有房产权,开放公有住房的二级市场和公积金贷款年限,大力推动住房个人消费信贷,及时下调消费信贷利率,扩大经济适用房投资规模等多方面综合措施.而在2000年及以后进行了最后一次大分房,基本是一次性的把住房卖给个人,而且价钱比较便宜,从此可以看出,在99年消费者是处于观望的态度,既停止了个人购买商品住房的行为,也没有购买国家所出售的旧公有住房,同时其二级市场没有运作起来致使这一年出现了购房相对停滞阶段,由此我们分析为何99年购买住房比重反会比95年低的原因就在于此。 七.政策建议 1.引导消费趋向。为全面提高和改善人民的生活水平，应提高在住房和医疗保健的支出，同时消费应考虑到长期的回报率，人们更应注重在金融保险证券行业和科技教育方面的投资。 2.由分析，医疗保健支出的边际消费倾向较小，一般的，医疗保健支出对经济增长的乘数效应较大，在实践中，应大力推进医疗改革进程，健全医疗保健体系，深入贯彻党中央“拉动内需，促进国民经济发展”的政策。 3．扩大总的消费支出。市场经济是重视消费的经济，社会再生产虽然是以生产为起点运行的，但是消费对生产也有能动的反作用，并在一定条件下具有决定性作用。因此要进一步明确消费在社会再生产中的地位，转变过去对消费的消极观念，降低储蓄，扩大投资，通过激活市场需求促进经济发展和社会进步。 参考文献 1. 李长风，《经济计量学》，上海财经大学出版社,1996. 2. 易丹辉、尹德光，《居民消费统计学》，中国人民大学出版社,1994 3. 肖宜滨，《买方市场下农民需求的实证分析》，中国农村观察,1998 4. 王健，《当代西方经济学流派概览》，国家行政出版社1998 5. 丁冰，《现代西方经济学说》，中国经济出版社1999 6. 褚时健、魏杰《微观经济运行需求主体--居民经济行为分析》，中国金融出版社 1992 教师点评： 分析居民消费与收入之间的关系是经济分析中的基本问题。本课程论文分析了我国城镇居民消费结构与收入水平的关系，并通过纵向对比分析了居民消费结构的变化特征。论文的选题具有理论与现实意义，分析的视角和侧重点具有一定新意。 从论文结构上看，全文基本上是按照计量经济分析的步骤进行的，包含理论背景分析、模型建立、数据收集、模型估计、模型检验以及结果分析等过程；同时，也按照论文的一般规范包括了论文摘要、问题提出、参考文献等要素。为了确保所建模型的有效性，论文用了较大篇幅对模型进行检验和修正，这是该文的一个特点，也是实证分析的关键之处。本文的另一特点是对实证结果进行了比较全面的分析，并给出了经济解释，最后还针对分析结果提出了笔者的看法。表明作者基本上掌握了运用计量经济学方法进行实证分析的核心思想。 论文的不足之处在于，第二部分的理论陈述与后面的模型建立显得有点脱节，如果将理论陈述改为文献述评，侧重分析已有研究的特点和不足，为后面模型建立奠定理论基础，则会增强论文的说服力。 当然，尽管论文存在一些不足之处，但限于本科学生对方法的掌握和分析问题的经验，作为在学习《计量经济学》过程中的习作，应该说是一篇比较好的课程论文。
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经济学毕业论文_经济学毕业论文选题_经济学毕业论文题目
经济学毕业论文_经济学毕业论文选题_经济学毕业论文题目楼主在为经济学毕业论文辗转彷徨，希望能够有一个好的经济学毕业论文选题，好的经济学毕业论文选题是经济学毕业论文成功的第一步，也是关键的一步。所以请论坛大牛能够给出一些比较好的经济学毕业论文题目以供我参考。不胜感激！
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浅议主题酒店在我国的发展对策_经济学毕业论文范文
浅议主题酒店在我国的发展对策_经济学毕业论文范文 浅议主题酒店在我国的发展对策 摘要：主题酒店是20世纪后半期引入酒店业的一个概念，随着酒店行业竞争日益激烈，主题酒店的建设已成为一种国际潮流。主题酒店的出现为中国酒店业的发展提供了新思路，是中国酒店业未来发展的必然选择。 文章分析了我国主题酒店发展中存在的问题，提出了我国发展主题酒店的对策。 关键词：主题酒店；产业；酒店；酒店品牌。 一、主题酒店的基本理论。 （一）主题酒店的定义。 主题酒店即使用特定主题为主旨，并配之以相应的风格与装饰，营造特定的文化氛围，使客人能够感受一种独一无二的特色风格。特定主题不仅要体现在酒店的外观上，也要体现在酒店服务的各个方面，以个性化的方式展现给顾客，并使顾客接受并自然的融入到酒店独特的文化氛围之中，尽情体验和享受其中的轻松愉悦感觉。而关于主题的选择具有非常高的自由度，如城市、自然；、文化；神话传说、童话故事等。 （二）主题酒店的灵魂。 主题酒店的灵魂就是文化，文化在这里更强调的是一种产品和服务的文化。酒店从驿站、客栈开始，发展到现代标准化的酒店时期，再到如今的个性化发展，酒店作为为旅行的人们提供食宿等相关服务的载体，已经远远超过了其初始阶段为旅行的人们提供简单食宿的概念。经过标准化的饭店大发展，酒店服务质量已获得很大的提升，当前酒店的服务水平已经成为客人对酒店的基本要求。客人对于酒店的预期已经由简单的食宿到高质量的产品和服务，目前对酒店的预期已经是入住酒店要能成为客人的一种体验。一种超越其日常生活的一种体验，这就是文化。 二、主题酒店在国外的发展趋势。 （一）酒店规模大集团化程度高。 国外有些主题酒店规模庞大，客房数量巨多，例如米高梅酒店有5005个客房，威尼斯酒店更是达到了6000间客房。拉斯维加斯的贝拉吉欧酒店、梦幻酒店和金银岛酒店、韦恩拉斯维加斯酒店等都是由韦恩一人的。另外，马戏酒店、石中剑酒店、金字塔酒店、曼达利海湾酒店等都是由马戏集团投资建造的。 （二）重视营造及突出强调水元素。 国外主题酒店都将酒店周边环境加以建设改造，使之与酒店的主题相呼应。这样可以为顾客创造良好的主题体验环境，使顾客在其中尽情感受主题文化的独特魅力。在塑造体验环境过程中，酒店对水元素情有独钟，或者在酒店周边设置水面，或者在酒店内部突出水的存在。 （三）娱乐及体验性高。 国外的主题酒店大多强调娱乐表演秀。酒店里面设有专门的剧场，表演特色的娱乐节目。有的节目由专业演员担纲表演，有的节目通过高特技手段进行。 这些节目有固定的表演时间，吸引了游人的目光。不少酒店建造了主题乐园，让顾客在酒店的体验再度升级。主题乐园的体验性强，弥补了酒店现有产品的不足，因而可以很好地满足顾客的体验需求。 三、我国主题酒店发展中存在的问题分析。 （一）主题无新意。 很多酒店虽然有主题，多数是看到其他酒店采用此种主题成功了，于是模仿重建，没有新意，一味依葫芦画瓢，重复建设严重，浪费资源却没有达到好的效果，也无法提高客房的销售率。很多主题酒店是看到其他酒店的成功案例，直接照搬过来用，但是和自己本土资源无法相互呼应，这类主题酒店的生命力就不强。 （二）文化韵味单薄。 有些酒店选择的主题文化韵味淡，没有体现出主题酒店的优势，只是对外宣称是主题酒店，借以招徕客人入住。并不是所有的主题都会带来大量的客源，要对目标群体有吸引力，并且具有一定的文化内涵，这样才不是空洞的主题，文化在酒店主题上尤其重要。 没有文化这个载体，主题酒店难以发展下去。 （三）营销手段薄弱。 主题酒店在营销上方法简单，无法最大限度吸引客源，造成有大量闲置客房的情况，现在国内酒店营销手段简单，没有多方位营销的方式。应用营销的主题酒店并不多见，有酒店自己的网站的主题酒店更是少之又少，多数是电话营销，旅行社推荐等其他方式。 四、我国发展主题酒店的对策。 （一）主题酒店的主题设计。 1.确定主题的关键。一个成功主题的确定，要达到四个基本条件：一是符合市场发展的规律，二是要紧密结合本土文化，三是要和酒店文化论文" target="_blank">企业文化契合，四是要能突显酒店提供的产品的特色。此外，主题要成功，是要吸引顾客，而不是把顾客排除在目标群体之外，如果因为主题而使顾客走失，那更得不偿失。 2.多方位的主题展示。主题酒店有着特定的主题，主题体现在酒店的建筑风格和装饰艺术上，体现于特定的文化氛围，顾客能从中获得富有个性的文化感受。酒店内采用的颜色、陈设品、艺术画等都是展现主题的载体。主题的展示可以分不同的层次进行，可以是整个酒店，这样就成了主题酒店；可以是围绕一个主题，也可以运用多个和谐一致的主题。不同层次的主题展示要求做到主题独特，主题和谐一致，以及主题鲜明而富有吸引力。 3.主题的深化与传递。题的深化与传递指将主题所代表的文化内涵渗透到酒店的硬件和，强调系统性和整体性。该阶段的主题展示从酒店的环境、建筑外观、内部环境和氛围逐渐细化到宾客物品、各种餐饮产品、商品，并通过酒店的营销活动，如员工服务、艺术品装饰等将酒店主题传递给宾客，满足宾客的心理想象，从而使顾客满足和产生愉悦的心情。主题的深化主要是细节上的表现形态，也就是宾客在酒店看到和感受到的种种细节。 （二）主题酒店的主题营销。 1.主题扩展化策略。在坚持设计主题理念的基础上，应市场需求的不断变化而不断增添不脱离原有主题的产品或服务素材，来充实本身主题内涵就是主题扩展化策略。只有不断横向开发充实酒店的主题，纵向开发深化细分，实行多元化发展，才能不断占领潜在及细分需求市场，在不断引进不同时期市场、文化新元素的情况下，依规划不断推陈出新，细分主题，开发子主题的酒店产品，就可达到可持续发展的目的。 2.产品多样化策略。主题酒店产品多样化主要体现在：第一，独具一格的产品特色。任何酒店都在资源、、服务以及技术方面存在一定优势，若能在其具有优势的方面推出极具竞争力的产品则能使产品达到特色差异化；第二，高度现代化的表现方式。现在科技的发展使表现方式有了更大效果，在运用声、光、电等各种形式手段来包装主题产品，给旅客不断产生视觉冲击，感官享受，就能达到产品多样化的目的；第三，具有互动性的项目活动。多多开展符合自身条件、资源优势，以及互动性强的娱乐活动项目，也将大大增加客人的认同感。 3.经营品牌化策略。品牌化也将成为主题酒店发展的必经之路。可以运用多种方式实行品牌化的策略，如委托经营、特许经营、品牌扩展等手段，转让酒店品牌使用权或所有权，并合理配置企业资源，优化资源分配方式，就能实现主题酒店集团化、连锁式的发展，就能迅速抢占新的市场区域、业务领域，从而实现可持续发展的目的。 五、结论。 随着我国国民经济的快速发展，国民生活水平的提高以及消费观念的转变，主题酒店应运而生，满足了大众消费者“求新、求奇、清洁、安全、舒适”的要求。经过近些年的发展，主题酒店逐步得到发展，也经受了经济危机的考验，进入了繁荣发展阶段。在发展过程中，主题设计和主题营销的应用起到了重要的作用，主题和营销也是我国主题酒店发展的必然要求和新方向。 参考文献。 [1] 肖晓。主题酒店创意与管理[M].西南财经大学出版社，2010. [2] 王一丹。主题酒店创意设计实录[M].四川大学出版社，2009. [3] 魏小安，赵准旺。主题酒店[M].广东出版社，2005.
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我国白酒行业的现状及发展趋势_经济学毕业论文
我国白酒行业的现状及发展趋势_经济学毕业论文 1.1我国白酒行业的现状 2006年中国白酒行业已开始复兴。2006年1-12月，中国白酒企业共计生白酒397万吨,，比去年同期增长18.18%，2006年我国规模以上白酒企业共计实现销售收入971亿元,同比增长31.08%,实现利润总额100亿元，比去年同期增长35.1%。 当前白酒行业的盈利模式已经完成了由总量增长模式向结构优化模式变迁的过程。现阶段，白酒行业总量基本稳定的背景下，中高档白酒的销量增长较快，低档酒销量逐步减少，行业利润总额增速超过行业收入的增长速度。[2] 1.2我国白酒行业的发展趋势 目前我国有大小白酒企业4万余家，其中有一定规模的白酒企业1万余家，遍布全国31个省市区，总体而言，白酒业的当前发展态势是： 1.国家产业政策对白酒制造业的影响较大：国家关于发展酒类企业的指导性意见是：粮食酒向水果酒转化，高度酒向低度酒转化，蒸馏酒向酿制酒转化，普通酒向优质酒转化，扶优限劣，保护名牌，促进酿酒业走健康、有序、适度发展之路。 2.总量呈下降趋势：有关资料表明，我国白酒业已经走过了发展高峰时期，从宏观来看，由于各种因素影响，如国家对白酒业的限制发展政策，对酒类产销综合治理举措，社会各界推崇饮用啤酒、葡萄酒等低度饮料酒及洋酒，已经对市场形成了较大的分流。从微观来看，消费者理性消费意识的增强。送礼观念的改变，个人投资兴趣分散，供需关系的变化，使消费者对白酒感情温度降低，因此，白酒总量呈下降趋势。 3.消费者品牌消费意识不断强化：白酒市场的激烈竞争，消费者品牌消费意识的不断强化，使得生产企业格外重视品牌的塑造和培养。一些成功的企业首先以质量好、品种包装精良占领市场；其次以统一标识、广告宣传去扩大影响；第三以优质的售后服务，最大限度满足消费者的需要。 4.名优酒的数量快速增长：白酒行业中名优酒的企业骨干作用进一步得到确认。这些企业在白酒行业中所占比重虽小，但已成为一个支撑全行业并对行业发展起推动作用的企业群体。另外，一些老名酒生产企业的经营规模也有较大幅度的增长。同时，过去充斥市场的低档质次的白酒将迅速消退。 5.名优酒价格下降：白酒业竞争的日趋激烈,使得高价即名牌的观念随着大气候的转变而消逝。让利消费者，让利经销商以及巨额的广告促销费用等，都使白酒平均利润率呈下降态势。目前各大名酒价格都出现向下调价的迹象。可以认为：白酒高价时代已经过去，低价位、大众化的名优酒的时代已经来临。 6.内部结构调整不断加快：白酒的发展趋势，迫使白酒行业加快内部结构调整。主要体现在两个方面：一是高度白酒向低度白酒转化。二是白酒向葡萄酒、果酒方面转化。 7.营销手段丰富，观念更新，范围扩大：由于白酒产大于销，和产源头未能有效控制，于是各企业为卖酒而争相拉开广告大战、促销手段大战、商标大战、包装大战等等不一而足。这场大战不光在企业之间展开，而且波及到商业领域，现在有些大酒厂已开始与个体批发商进行合作。对企业来讲，不论开辟什么渠道，只有打开市场、把酒销出去，进而才能谈得上提高质量、保证供应。 8.白酒企业将呈现“少而精”的态势：酒类产销体制的改革和监督管理的强化，市场竞争日趋激烈，许多白酒企业面临开工不足、倒闭、破产、转变的局面，资产重组概念在白酒业愈演愈烈。未来的白酒业将是少数名优酒分割市场的格局，将呈现“少而精”的趋势。 9.企业呈集团化规模化集约化发展趋势：白酒市场竞争已趋向白热化，企业走规模化、集团化、集约化的路子已势在必行。目前的白酒行业，受市场规模支配，逐步从无序向有序转变。优胜劣汰的结果，使白酒市场出现了明显的滞销与畅销并存的格局，同行业差距日益拉大。目前，许多名优酒在市场竞争压力下纷纷组建集团，扩大规模，集约经营，增强了企业的市场竞争能力和综合经济实力。[3] 中商情报网公司预测到2011年中国白酒市场[包括烈性洋酒]将达到2000亿元的销售规模。预计到2010年中国高档白酒850亿元的市场规模。根据我国消费增长趋势，中商情报网预计2007-2011年我国白酒行业销售收入将保持12%的平均增速，行业利润将保持 25%左右的平均增速，白酒行业景气继续高位运行。[2]
