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1912-1926：民间主导的工业化道路(一)_经济学毕业论文
1912-1926：民间主导的工业化道路(一)_经济学毕业论文 辛亥革命的爆发推翻了2000多年的封建帝制，中国自此走上了发展资本主义的道路。虽然封建残余势力仍然非常强大，但毕竟从制度的角度上看是一种进步。这一时期的进口替代战略基本上是民间主导型的。因为政局仍不稳定，军阀连年混战，全国并未形成一个真正统一的政府，地方割据严重。各方的实权人物关心的是地盘的扩大，而非经济的增长，因此政府工业投资很小，更不要说制定贸易保护措施促进民族工业了，况且这时中国的关税自主权也是丧失的。与此形成鲜明对比的是民间自发投资的大量增加。这种增加是由多方面的因素促成的：（1）瓜分市场利润的利益驱使；（2）关于民间投资的政策放宽；（3）第一次世界大战爆发，帝国主义列强无暇东顾，生存压力缓和；（4）“抵制洋货”运动的兴起，民族自尊心使然。 中国民族工业进入第一个黄金发展时期。民族工业主要集中于棉纱纺织品、面粉、火柴、卷烟等进口量大的轻工产品行业。棉纺织业是本时期近代工矿业发展最快的一个行业，其发展可分为两个阶段。第一阶段为1914-1922年，是中国近代棉纺织业发展最快的阶段。这八年间，全国共增纱锭137.7万枚，年平均增长率达13.1%；布机共增加7943台，年平均增长率为14.6%，其中民族资本所有的纱锭年平均增长率达17.4%，布机年增长率达16.4%。世界大战中列强输华棉纺织品大幅减少，这引起1917年纱价大幅上升，纱业利润大增。生产一包纱1917年利润达银26.4两，1919年更高达50.5两[1 《中国近代经济史》，清华大学继续教育学院网络课程，第6章第2节，。不论旧开新设，规模不同的纺织厂都可获致丰厚的利润。整个纺织业处在兴旺乐观之中。机器面粉业的发展也与此相似。第二阶段为1923-1927年，全国纱锭增加到351.5万枚，年平均增长率为8.1%，这阶段中民族纺织业发展缓慢，其年平均增长率低于全国水平，仅为6%，而外资棉纺织厂年平均增长率却高达11.2%[2 刘国良：《中国工业史》，近代卷，江苏科学技术出版社，1992年，P817]2。 这一时期是中国近代第一次工业增长高峰期。据推算1912-1926工业年平均增长率为10.2%[3 据John k.Chang,Industrial development in Pre-Communist China, Edinburgh University Press,1969, P71的数据推算]3，这种增长速度是绝无仅有的。国民收入有所增加，达到202.37亿元（1936年币值），比1887年同比增长0.93%，人均国民收入增长0.46%[4 王玉茹：《论两次世界大战之间中国的经济发展》，《中国经济史研究》，1987年第2期，P99]4。 进口替代战略使得经济结构发生了变化。 表1 中国工业、农业在工农业总产值中所占的比重变化表 年份1887年1920年1936年 产值（亿元）比重（%）产值（亿元）比重（%）产值（亿元）比重（%） 农业119.5290.9173.4676.2199.2265.3 工业11.949.154.2723.8105.934.7 总产值131.46100227.73100305.12100 资料来源：王玉茹，《论两次世界大战之间中国的经济发展》，《中国经济史研究》，1987，（2），P98 从表1中可以看出：我国在1887年时为纯粹的农业生产国，工业生产只占很小的比例，而且只是一些简单的手工业，经济结构为单一的农业经济结构。随着进口替代战略的实施，到了1920年，工业产值增加到54.27亿元，所占工农业总产值的比例也由原来的9.1%提升为23.8%，工业发展速度明显快于农业发展，我国正在向工业化国家的目标迈进。需要指出的是，1920年工业总产值中近代工业为10.66亿元，手工业为43.61亿元[5 刘国良：《中国工业史》，近代卷，P185。其中，1920年的近代工业值是用1919年的值近似代替的。 ]5，近代工业[6 这里的近代工业指的是工业中与传统手工业相对而言的部分，即动力机器工业。]6产值占工业总产值尚不到20%。并且农业仍占主导地位，中国仍然为一个农业国。 民族资本从总量和相对量上迅速增加，1895—1927年，按1920年的资本估值，外国在华工业资本、官办工业资本和民间工业资本合计106484万银元，其中外资50000万银元，占47%；官办资本11414万银元，占10.7%；民间资本45070万银元，占42.3%[7 据许涤新、吴承明：《中国资本主义发展史》，第2卷，人民出版社1990年版，P1055,1057,1065页计算]7。民间资本已经几乎与外资平分秋色，加上官办资本，民族资本已经超过了外资的规模。 进口替代改善了中国的贸易地位。1913年世界贸易总额为377.97亿元，中国的对外贸易占世界贸易总额的比重为1.88%，居世界第13位。而到了1926年，世界贸易总额为618.87亿元，中国所占比例上升到2.44%，居世界第10位[8 杨端六，侯厚培：《六十五年来中国国际贸易统计》，中央研究院社会科学研究所，1931]8。 表2 1912-1936年中国进口轻工业商品结构表 单位（%） 年份轻工业产品总计 纤维食品陶瓷杂货 191234.812.60.86.554.7 192624.913.71.04.043.6 193016.113.01.13.333.5 19338.48.61.22.120.3 19365.25.10.93.114.3 资料来源：[日]久保亨，近现代中国的对外贸易结构和工业发展，章开沅主编，对外经济关系与中国近代化，华中师范大学出版社，1990年，P469,472 进口替代改善了中国的贸易结构。以轻工业产品为例（如表2），通过若干年的进口替代，轻工业产品的进口占总进口的比重逐年下降。从1912年的54.7%下降到1926年的43.6%，下降了11.1%。其中主要表现为纤维进口的下降，从1912-192
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国际贸易本科论文备选题目-浅谈企业文化的发展之路_经济学毕业论文范文
国际贸易本科论文备选题目-浅谈企业文化的发展之路_经济学毕业论文范文 国际贸易本科论文备选题目 国际贸易政策保护性研究及中国的政策 浅析B2C电子商务物流管理的发展问题 浅谈企业文化的发展之路 我国企业品牌战略的现状及对策研究 浅析企业发展的多元化和专业化经营战略的选择 我国导游薪酬体系中的问题及对策分析 对企业人才招聘的分析与对策 论电子商务下第三方物流发展对策 家族企业管理模式优劣分析及制度选择 关于异业合作战略实践的研究与思考 简述我国乡镇企业技术创新 浅谈中国液态奶现状与未来之对策 连锁酒店服务标准问题初探 我国饭店绿色营销策略探讨 我国小企业发展的困难与管理 中国酒店管理的现状及发展趋势 人民币升值对中国经济的影响 我国区域协调与发展的对策研究 企业文化对企业管理的发展与影响 我国中小企业人力资源管理的现状及其对策分析 我国对外直接投资发展的问题及对策研究 我国中小企业融资现状及对策研究 论农村旅游的发展 浅谈中国在当今全球贸易中的地位及发展战略 湖北省农村金融发展与经济增长问题研究 1. 浅析跨国并购对提升我国出口企业核心竞争力的影响(字数:12583.页数:16 价格:￥108.00) 2. 东莞市加工贸易现状、问题及对策(字数:5750.页数:09 价格:￥80.00) 3. 论我国证券市场的现状和发展构想(字数:18645.页数:26 价格:￥118.00) 4. 中国对美国纺织品服装出口情况分析(字数:12126.页数:20 价格:￥60.00) 5. 中国社区卫生服务理论探索与案例研究(字数:15243.页数:25 价格:￥60.00) 6. 浙江省典型产业聚集下的外贸依存度及风险研究(字数:14065.页数:20 价格:￥60.00) 7. 温州鞋革产业中小企业集群创新系统——基于CSP模型的分析(字数:18033.页数:28 价格:￥60.00) 8. 试述我国社会医疗保险中的道德风险及其防控(字数:12398.页数:17 价格:￥60.00) 9. 欧盟对华反倾销及我国的对策(字数:7896.页数:10 价格:￥50.00) 10. 我国城镇居民地区收入差距分析(字数:14395.页数:21 价格:￥60.00) 11. 入世过渡期后国有商业银行的现状分析及对策(字数:6724.页数:09 价格:￥50.00) 12. 中国崛起的经济意义(字数:11306.页数:12 价格:￥50.00) 13. 利用外资振兴东北老工业基地(字数:11130.页数:12 价格:￥50.00) 14. WTO体制下的透明度原则新探(字数:11256,页数:16 价格:￥50.00) 15. 信用证欺诈和欺诈例外原则的权衡研究(字数:13963,页数:17 价格:￥50.00) 16. 中俄边境贸易的现状与对策研究(字数:13685,页数:19 价格:￥50.00) 17. 浅谈外贸企业的出口风险管理(字数:12123,页数:18 价格:￥50.00) 18. UCP600与UCP500的区别简析(字数:11165,页数:18 价格:￥50.00) 19. 从广交会看品牌发展策略对我国出口企业的影响(字数:11330,页数:16 价格:￥50.00) 20. 贸易便利化与中国海关管理改革(字数:11866,页数:18 价格:￥50.00) 21. 绿色浪潮下的江西省农产品出路问题探析(字数:11140,页数:18 价格:￥50.00) 22. 取消外资超国民待遇的必要性探析(字数:12479,页数:18 价格:￥50.00) 23. 浅谈Oeko-Tex Standard 100对纺织品生产企业的影响(字数:9555,页数:14 价格:￥50.00)
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中国外汇储备的影响因素分析_经济学毕业论文范文
中国外汇储备的影响因素分析_经济学毕业论文范文 中国外汇储备的影响因素分析 一、分析与提出问题 选题意义：最近一些国家以我国外汇储备增长迅速为由向人民币汇率施压。那些因数对我国外汇储备增长有实际贡献，有助于制定合理的外汇储备和人民币汇率政策。本报告利用中国自1984年年度国际收支数据，通过建立外汇储备的影响因数模型，适当的扣除出口和外商直接投资对国际收支余额增长的重复贡献，并考虑到国际收支规模的影响以及政治的因数，对进出口和外商直接投资对我国外汇储备增长的实际贡献进行测算。 主要内容：要求人民币升值观点的依据之一是中国快速增长的外汇储备。截止到2003 年6月份中国外汇储备达到了历史上的高点3465亿美元比去年猛增了601亿美元。于是一些人很自然地把中国的巨额外汇储备与中国对外出口联系起来。认为外汇储备的激增来自长期的贸易顺差，而长期的贸易顺差是由于人民币人为低估造成的。与对经常项目的关注相反，资本流入对外汇储备的贡献没有得到足够的注意。探讨外汇储备增长的主要原因对考量人民币汇率升值压力有重大意义。如果外汇储备增长主要来源于我国出口创汇，则说明我国经济的基本面有很大的发展，带动人民币成为强势货币，人民币确实存在着较大的升值压力。但是如果我国外汇储备的激增很大程度上是由于外来资本的流入造成的，在考察人民币升值压力时就应该将这部分因素分开考虑。我们知道，外来资本有着很大的不确定性。当本国经济发展良好时，大量的外来资本流入，导致外汇储备增加。当本国经济恶化时，则会出现大量外来资本流出，出现外汇储备流失，可能会影响正常的经济秩序，给本国经济发展带来很大困难。因此，由贸易顺差所导致的储备增加与资本流入所导致的储备增加对汇率水平的压力是不同的。在经常项目中，我国的服务贸易比例很小，仅占经常项目总额的八分之一左右，而且长期处于逆差。因此在经常项目中，我们主要考察出口对储备增长的贡献。 对于资本项目，按照Paul R. Krugman的分类“外来资本的流入主要有五种方式：外商直接投资、证券投资、债券融资、银行贷款、官方借贷。”自90年代以来，外商直接投资成为我国利用外资的主要形式。1993年，外商直接投资占全部利用外资的比重为69％，1994年为78.2％,1995年为78%,1996年为76.1%,1997年由于受到东南亚金融危机等的影响,该比例有所下降,为70.3%。1998年又上升到77.6%。截止1998年底，全国累计批准设立外商投资企业324，620家，合同外资金额5724.95亿美元 实际使用外资金额2671.09亿美元(对外经济贸易合作部1999)，外商直接投资成为我国权益性资本流入的主要形式。 二、收集数据 通过查阅中国统计年鉴，上网（中国统计局）收集数据 X1：进口 X2：出口 X3：国外直接投资 Y：外汇储备 ZZ：虚拟变量 单位：亿元 obsX1X2X3YZZ 1985 273.5000 422.5000 19.60000 26.40000 0.000000 1986 309.4000 429.0000 22.40000 20.70000 0.000000 1987 394.4000 432.2000 23.10000 29.20000 0.000000 1988 475.2000 552.7000 31.90000 33.70000 0.000000 1989 525.4000 591.4000 33.90000 55.50000 0.000000 1990 620.9000 533.5000 34.90000 110.9000 0.000000 1991 719.1000 637.9000 43.70000 217.1000 0.000000 1992 849.4000 805.9000 110.1000 194.4000 0.000000 1993 917.4000 1039.600 275.2000 212.0000 0.000000 1994 1210.100 1156.200 337.7000 516.2000 0.000000 1995 1487.800 1320.800 375.2000 736.0000 1.000000 1996 1510.500 1388.300 417.3000 1050.300 1.000000 1997 1827.900 1423.700 452.6000 1398.900 1.000000 1998 1837.100 1402.400 454.6000 1449.600 1.000000 1999 1949.300 1657.000 403.2000 1546.800 1.000000 2000 2492.000 2250.900 407.2000 1655.700 1.000000 2001 2661.000 2435.500 468.2000 2121.600 1.000000 2002 3255.700 2952.000 527.4000 2864.100 1.000000 2003 4382.300 4127.600 535.0467 4032.510 1.000000 2004 5933.600 5613.800 620.0000 6099.000 1.000000 三、分析数据 初步回归 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 04/28/05 Time: 23:47 Sample: 1985 2004 Included observations: 20 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-264.2837143.4186-1.8427430.0852 X11.9555100.5106193.8296880.0016 X2-0.6429020.459856-1.3980510.1824 X30.0323440.7174810.0450800.9646 R-squared0.991034 Mean dependent var1218.531 Adjusted R-squared0.988643 S.D. dependent var1584.775 S.E. of regression168.8867 Akaike info criterion13.30865 Sum squared resid427840.5 Schwarz criterion13.55758 Log likelihood-128.0865 F-statistic414.5020 Durbin-Watson stat2.188671 Prob(F-statistic)0.000000 图示 从线性图示中我们看出变量间的趋同性很强，并且具有有钱的联系与相关性。同时为了让数据更加平稳，我们假设其模型是非线性，所以取对数对其进行分析与初步的研究。期望效果更好。 obsLX1LX2LX3LY 1985 5.611302 6.046189 2.975530 3.273364 1986 5.734635 6.061457 3.109061 3.030134 1987 5.977366 6.068888 3.139833 3.374169 1988 6.163736 6.314815 3.462606 3.517498 1989 6.264160 6.382493 3.523415 4.016383 1990 6.431170 6.279459 3.552487 4.708629 1991 6.578000 6.458182 3.777348 5.380358 1992 6.744530 6.691960 4.701389 5.269918 1993 6.821544 6.946591 5.617498 5.356586 1994 7.098458 7.052894 5.822158 6.246494 1995 7.305054 7.185993 5.927459 6.601230 1996 7.320196 7.235835 6.033805 6.956831 1997 7.510923 7.261014 6.115009 7.243441 1998 7.515944 7.245940 6.119418 7.279043 1999 7.575226 7.412764 5.999433 7.343944 2000 7.820841 7.719085 6.009304 7.411979 2001 7.886457 7.797907 6.148896 7.659926 2002 8.088163 7.990238 6.267959 7.960009 2003 8.385329 8.325451 6.282354 8.302144 2004 8.688386 8.632983 6.429719 8.715880 四、统计检验 （1）单位根检验 A．对LY ADF Test Statistic-4.006389 1% Critical Value*-4.5743 5% Critical Value-3.6920 10% Critical Value-3.2856 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(DLY) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 23:28 Sample(adjusted): 1987 2004 Included observations: 18 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. DLY(-1)-0.9003570.224730-4.0063890.0011 C0.3897070.1565382.4895350.0250 @TREND(1985)-0.0096830.012068-0.8023330.4349 R-squared0.523494 Mean dependent var0.036498 Adjusted R-squared0.459960 S.D. dependent var0.361229 S.E. of regression0.265458 Akaike info criterion0.336292 Sum squared resid1.057020 Schwarz criterion0.484688 Log likelihood-0.026631 F-statistic8.239583 Durbin-Watson stat1.913796 Prob(F-statistic)0.003850 从检验的结果看其满足一阶单整 B．对LX1 ADF Test Statistic-3.735344 1% Critical Value*-4.5743 5% Critical Value-3.6920 10% Critical Value-3.2856 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(DLX1) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 23:20 Sample(adjusted): 1987 2004 Included observations: 18 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. DLX1(-1)-1.0261680.274719-3.7353440.0020 C0.1440290.0667272.1584890.0475 @TREND(1985)0.0022950.0044600.5146910.6143 R-squared0.485524 Mean dependent var0.009985 Adjusted R-squared0.416928 S.D. dependent var0.128538 S.E. of regression0.098151 Akaike info criterion-1.653614 Sum squared resid0.144503 Schwarz criterion-1.505218 Log likelihood17.88252 F-statistic7.077948 Durbin-Watson stat1.806585 Prob(F-statistic)0.006843 从检验结果来看其也符合一阶单整 C．对LX2 ADF Test Statistic-3.442502 1% Critical Value*-4.6193 5% Critical Value-3.7119 10% Critical Value-3.2964 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(DLX2) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 23:21 Sample(adjusted): 1988 2004 Included observations: 17 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. DLX2(-1)-1.2200530.354409-3.4425020.0044 D(DLX2(-1))0.4117220.2713831.5171230.1532 C0.0746400.0727991.0252830.3239 @TREND(1985)0.0088860.0062691.4174960.1799 R-squared0.505722 Mean dependent var0.017653 Adjusted R-squared0.391658 S.D. dependent var0.151162 S.E. of regression0.117901 Akaike info criterion-1.235626 Sum squared resid0.180707 Schwarz criterion-1.039576 Log likelihood14.50282 F-statistic4.433665 Durbin-Watson stat1.654742 Prob(F-statistic)0.023529 从检验结果来看其符合一阶单整 D．LX3 ADF Test Statistic-2.881093 1% Critical Value*-3.8877 5% Critical Value-3.0521 10% Critical Value-2.6672 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(DLX3) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 23:23 Sample(adjusted): 1988 2004 Included observations: 17 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. DLX3(-1)-0.6728280.233532-2.8810930.0121 D(DLX3(-1))0.4234920.2429831.7428860.1033 C0.1354190.0730521.8537370.0850 R-squared0.376190 Mean dependent var0.006858 Adjusted R-squared0.287074 S.D. dependent var0.283078 S.E. of regression0.239017 Akaike info criterion0.134220 Sum squared resid0.799807 Schwarz criterion0.281258 Log likelihood1.859130 F-statistic4.221358 Durbin-Watson stat1.706158 Prob(F-statistic)0.036759 从检验结果来看其也符合一阶单整 （2）GRANGER因果关系检验 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 23:24 Sample: 1985 2004 Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X1 does not Granger Cause Y18 1.40307 0.28071 Y does not Granger Cause X1 4.21887 0.03872 X2 does not Granger Cause Y18 9.27388 0.00314 Y does not Granger Cause X2 2.18682 0.15182 X3 does not Granger Cause Y18 5.83756 0.01552 Y does not Granger Cause X3 1.02952 0.38455 X2 does not Granger Cause X118 4.83349 0.02695 X1 does not Granger Cause X2 0.07556 0.92763 X3 does not Granger Cause X118 2.85820 0.09358 X1 does not Granger Cause X3 2.16285 0.15458 X3 does not Granger Cause X218 2.14288 0.15691 X2 does not Granger Cause X3 2.99361 0.08524 从检验的结果看其服从单项因果关系，为Y分别与X1、X2、X3有因果关系，且X1、X2、X3相互之间也存在因果关系。 （3）协整检验 A． ADF Test Statistic-3.884608 1% Critical Value*-4.5743 5% Critical Value-3.6920 10% Critical Value-3.2856 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 23:41 Sample(adjusted): 1987 2004 Included observations: 18 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. EX(-1)-1.1099310.285725-3.8846080.0017 D(EX(-1))0.2950130.1905601.5481360.1439 C-0.1548370.109815-1.4099780.1804 @TREND(1985)0.0123940.0092951.3335150.2037 R-squared0.522047 Mean dependent var-0.004161 Adjusted R-squared0.419629 S.D. dependent var0.247363 S.E. of regression0.188446 Akaike info criterion-0.306877 Sum squared resid0.497168 Schwarz criterion-0.109017 Log likelihood6.761895 F-statistic5.097198 Durbin-Watson stat2.395081 Prob(F-statistic)0.013642 LY = -5.918307075 + 2.536759476*LX1 - 1.086041786*LX2 + 0.3193576602*LX3 我们主要是从对数的回归结果中发现每个变量都服从一阶单整，且把其回归的参差项进行单位根检验发现其满足零阶单整，从而我们也就得到了上面的表达式。 B． Date: 06/16/05 Time: 01:12 Sample: 1985 2004 Included observations: 19 Test assumption: Quadratic deterministic trend in the data Series: Y X1 X2 X3 Lags interval: No lags Likelihood5 Percent1 PercentHypothesized EigenvalueRatioCritical ValueCritical ValueNo. of CE(s) 0.926068 99.74420 54.64 61.24 None ** 0.764828 50.25664 34.55 40.49 At most 1 ** 0.549935 22.75529 18.17 23.46 At most 2 * 0.329199 7.586373 3.74 6.40 At most 3 ** *(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level L.R. test indicates 4 cointegrating equation(s) at 5% significance level Unnormalized Cointegrating Coefficients: YX1X2X3 -9.35E-05-2.69E-05 0.000658-9.47E-05 -0.001852 0.004754-0.002331 0.000349 -0.000826-0.000838 0.001561 0.000124 0.000137-0.000114-0.000119-0.003655 Normalized Cointegrating Coefficients: 1 Cointegrating Equation(s) YX1X2X3@TREND(86)C 1.000000 0.287840-7.033579 1.012868 848.2637-667.3535 (3.68934) (11.0582) (3.11995) Log likelihood-447.3716 Normalized Cointegrating Coefficients: 2 Cointegrating Equation(s) YX1X2X3@TREND(86)C 1.000000 0.000000-6.197538 0.891743 773.2782-590.8337 (3.74283) (2.44391) 0.000000 1.000000-2.904532 0.420804 260.5108-265.8411 (1.46509) (0.95665) Log likelihood-433.6209 Normalized Cointegrating Coefficients: 3 Cointegrating Equation(s) YX1X2X3@TREND(86)C 1.000000 0.000000 0.000000-0.362871-166.1277 794.5952 (0.90009) 0.000000 1.000000 0.000000-0.167182-179.7503 383.4527 (0.53511) 0.000000 0.000000 1.000000-0.202438-151.5773 223.5450 (0.45527) Log likelihood-426.0365 这是黎老师教给的方法，知道其最多有三个协整关系 （4）回归结果 Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 06/17/05 Time: 00:05 Sample: 1985 2004 Included observations: 20 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-5.2427060.926703-5.6573740.0000 LX12.4068140.4519725.3251410.0001 LX2-1.0464510.441332-2.3711230.0316 LX30.2832200.1172402.4157270.0289 ZZ0.2941880.1196772.4581830.0105 R-squared0.985584 Mean dependent var5.982398 Adjusted R-squared0.981740 S.D. dependent var1.832918 S.E. of regression0.247683 Akaike info criterion0.258984 Sum squared resid0.920204 Schwarz criterion0.507918 Log likelihood2.410155 F-statistic256.3780 Durbin-Watson stat1.933087 Prob(F-statistic)0.000000 这里我们引入了虚拟变量希望能解释一定的现象（回归结果良好） （5）异方差检验 ARCH Test: F-statistic0.004659 Probability0.995353 Obs*R-squared0.011175 Probability0.994428 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/17/05 Time: 00:06 Sample(adjusted): 1987 2004 Included observations: 18 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0358270.0229021.5643520.1386 RESID^2(-1)0.0137740.2592090.0531400.9583 RESID^2(-2)0.0179630.2130230.0843220.9339 R-squared0.000621 Mean dependent var0.037260 Adjusted R-squared-0.132630 S.D. dependent var0.068619 S.E. of regression0.073027 Akaike info criterion-2.244952 Sum squared resid0.079995 Schwarz criterion-2.096557 Log likelihood23.20457 F-statistic0.004659 Durbin-Watson stat1.930229 Prob(F-statistic)0.995353 White Heteroskedasticity Test: F-statistic1.256129 Probability0.347245 Obs*R-squared8.457601 Probability0.293976 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 07/01/05 Time: 00:07 Sample: 1985 2004 Included observations: 20 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3.9249585.208796-0.7535250.4657 LX1-0.8948032.150113-0.4161660.6846 LX1^20.0650100.1673530.3884580.7045 LX22.1236492.5893530.8201470.4281 LX2^2-0.1430130.188873-0.7571920.4635 LX3-0.2302840.634846-0.3627390.7231 LX3^20.0145460.0641360.2267990.8244 ZZ-0.0321650.117691-0.2733020.7893 R-squared0.422880 Mean dependent var0.046010 Adjusted R-squared0.086227 S.D. dependent var0.080382 S.E. of regression0.076839 Akaike info criterion-2.005046 Sum squared resid0.070850 Schwarz criterion-1.606753 Log likelihood28.05046 F-statistic1.256129 Durbin-Watson stat2.098101 Prob(F-statistic)0.347245 没有异方差；同时自相关也没有 四、其它的结果 其实我们开始的很早，所以向平稳性检验也是后面加进去的。前期的工作中我们考虑最多也最难为我们的是关于模型的建立与多重共线性的克服，其中的一些“成就”望与大家分享 最早的模型是四个变量X1出口，X2进口，X3国外直接投资，X4外债。其中我们发现进出口对于外汇储备的影响十分明显，外债也不错，国外投资稍稍差点，问题是我们把它们放在一起时其回归结果相当糟糕。当时我们考虑可能进出口与国外投资之间有着联系（数据的问题）。所以我们的目的是消除国外直接投资的影响，后在建立与外债相联系的联立方程对其经济意义进行解释。 （A）W检验 Wald Test: Equation: Untitled Null Hypothesis:C(2)=1.08*C(3) C(4)=0.12*C(3) F-statistic2.722500Probability0.096018 Chi-square5.444999Probability0.065710 从图中我们应该可以看出其并没有通过检验，所以我们没有再往下面作 步骤：分别对X1、X3和X2、X3进行回归，把X2看作中间变量对其进行约束，如C(2)=1.08*C(3) C(4)=0.12*C(3) 。这样就能使X3包含于新的变量中，把X3“消除” （B）除法 这也是一种消除变量的方法，不同的是它在Y=（参数）X1+……等式的右边除以你要消除的变量 Last updated: 05/30/05 - 20:26 Modified: 1985 2004 // x11=x1/x3 Last updated: 05/30/05 - 20:26 Modified: 1985 2004 // x22=x2/x3 Last updated: 05/30/05 - 20:33 Modified: 1985 2004 // x7=0.76*x11+x22 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 23:42 Sample: 1985 2004 Included observations: 20 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3257.906416.2707-7.8264120.0000 X774.6712613.085355.7064790.0000 X43.1511910.21983614.334260.0000 R-squared0.933424 Mean dependent var1218.531 Adjusted R-squared0.925591 S.D. dependent var1584.775 S.E. of regression432.2942 Akaike info criterion15.11357 Sum squared resid3176931. Schwarz criterion15.26293 Log likelihood-148.1357 F-statistic119.1732 Durbin-Watson stat0.711639 Prob(F-statistic)0.000000 如图示定义X11=X1/X3（X1出口，X3国外直接投资），来生成新的数据在对其进行回归，但是最后还是经济意义的解释上出问题。 （C）其它思考 现在衡量国际收支各项目对外汇储备增长的贡献最直观的做法是对国际收支会计平衡方程直接进行计算。但由于没有扣除各项目之间对外汇储备的重复贡献，不仅高估了各项目的贡献率，而且掩盖了各项目之间实际贡献的相对比率。所以从外汇储备的会计平衡方程出发，考虑影响外汇储备诸因素之间的相互关系，构造国民收入函数、进口函数、外债函数，运用2SLS(两阶段最小二乘法)和SUR(似不相关)两种方法对联立方程组进行了参数估计,力图尽可能地扣除出口和外商直接投资对外汇储备的重复贡献。 五、意义分析 出口 1994年以来我国对外贸易高速增长，1993年对外贸易总额为1957亿美元，经过9年的发展，到2002年已经达到6208亿美元。尤其重要的是，自1994年以来，对外贸易账户及经常收支账户持续顺差。2001年经常账户顺差额为174.05亿美元，资本与金融账户顺差额为347.75亿美元；2002年经常账户顺差额为354.22亿美元，资本与金融账户顺差额为322.91亿美元。 以强制结售汇制以及资本与金融项目的管制为主要特征的我国外汇管理制度，保证了出口对外汇储备的贡献率1994年年初，我国实行了单一汇率制度，在对资本与金融项目实行严格管制的同时，对经常项目实施强制的结售汇制度。该制度规定，除了允许部分外商投资企业开设外汇现汇账户外，对于法人所获得的属于经常项目下的外汇收入，必须及时足额地出售给外汇指定银行；对各外汇指定银行实行头寸管理，即各外汇指定银行必须把超过头寸部分的外汇在银行间外汇市场上抛出，中国人民银行在银行间外汇市场中设有中央银行外汇操作室，购入银行间市场上溢出头寸部分的外汇。 这就形成了我国官方外汇储备中具有部分民间储备的特点。以持有者为标准来分类的话，我国外汇储备虽然可以分为官方储备和民间储备这两部分，但是，民间储备仅仅是自然人拥有的外汇储备，而国外的民间储备中包含了法人储备和自然人储备，因此，我国的官方外汇储备中实际上包含了法人储备。1994年实施至今的外汇结售汇制，从本质上讲是“外汇集中制”，即把企业的外汇集中于中央银行，使企业外汇储备转化成为官方外汇储备。虽然我国于1996年11月宣布开始履行国际货币基金组织第八条款的义务，基本上实现了经常项目的自由化，并于1997年对个别大型外贸公司实行了部分外汇留存制度以及于2002年允许更多的外贸企业留存部分外汇。但企业实际持有的外汇份额远远低于允许留存的限额。究其原因主要是，在政府保证人民币不贬值的承诺下，企业在需要外汇时不用担心人民币贬值的风险，从而增强了企业持有人民币的意愿；在经常项目实现自由化条件下，企业在进口需要用汇时，不用担心买不到外汇，外汇已不是稀缺资源，所以，持有外汇与否对企业显得并不重要。企业持有外币后，资金流出受到较大的制度限制，国内金融市场上又缺乏可供选择的以外币计价的金融商品，由于持有外币的收益很有可能低于人民币，从而导致企业不愿意持有外汇；人民币汇率升值预期更加使企业不愿意持有外汇。 所以，外汇结售汇制依然是外汇管理制度的核心，“外汇集中制”的本质并无变化。由此可见，现存的“外汇集中制”不仅是导致我国官方外汇储备迅速增加的重要的制度性原因，而且，据此也有力地说明我国官方外汇储备中包含了民间的法人储备。 进口 进口对外汇储备的需求压力增大。今后，我国在贸易上继续执行奖出限入政策的空间越来越小，必须更多地开放国内市场。由于近年我国国内经济增长强劲，对进口有强大的需求，所以从目前和未来一段时期看，不断增大的进口需求必然会造成对外汇储备的更多消耗。事实上，今年一季度我国商品贸易已出现了10亿美元的逆差，贸易顺差45亿美元，仅为去年同期的34%，可见，进口对外汇储备的需求压力正在呈现。 FDI 随着对外贸易的迅速发展，我国已经成为仅次于美国的吸引国外直接投资的国家。自美国以及日本、韩国等东亚国家提出人民币升值的要求以来，市场上逐渐形成了人民币汇率升值的预期，20世纪90年代从我国境内外逃的资金开始回流国内。而国内为了抑制一些产业（尤其是房地产）过热的投资，而采用的上升利率的宏观调控手段，则进一步提升了人民币升值预期。一些投机性的资金，也设法通过各种手段，主要是以外国直接投资的方式进入我国境内，从而使国外直接投资成为影响外汇储备又一重要因素。 有一种观点认为，目前中国的储蓄率极高，银行体系当中的存款就完全可以满足国内的投资需求，吸引国外直接投资只会引起外汇储备的净增加。所以应当限制外国直接投资的进入，这样可以在一定程度上缓解外汇储备增长的压力。然而国内商业银行的盈利能力不强，国内企业资金利用率低下，如果由银行贷款投资，贷款成为银行坏账的可能性极大。并且，FDI和出口一样是现阶段中国经济增长模型中不可缺少的变量。我国对外贸易的增长主要来源于加工贸易的增长，而50%的加工贸易是由外国直接投资带动的。FDI带来的品牌和专利使得在国内加工的产品在国际市场上有较强的竞争力。同时，外商在中国办厂可以吸纳相当部分由农村转入城市的剩余劳动力。目前我国的外贸依存度超过60%，FDI的变动将引起对外贸易额，乃至GDP的大幅度变动。所以在找到我国经济新的增长点之前，FDI将继续在中国经济和贸易发展中扮演重要的角色，同时也依旧是外汇储备储蓄增加的构成因素。 政治因素 政治风险 我国的外汇储备中应该包含国际政治风险的外汇准备。在当今的国际政治和国际经济舞台上，由于意识形态及社会政治制度的差异，我国经常处于被歧视的地位，如果我国遭遇国际政治风险或经济危机，很难出现真正愿意援助我国的国家。亚洲金融危机中，在东亚国家最需要外汇援助之时，负有援助之责的国际货币基金组织横生枝节、拖延不救的教训是深刻的。因此，充足的外汇储备，对当前世界政治格局中处于特定地位的我国而言，是非常必要的。 金融危机 外汇储备是一国政府抵御和化解金融危机最直接最重要的物质基础。事实证明，1997年东南亚国家发生金融危机时中国政府就是凭借其严格的资本管制和强大的外汇储备使中国逃过大劫，保证了国内经济稳定发展的大局。香港政府也借由中国大陆的外汇储备及政府的声援，成功击溃国际投机者的攻击，保住了香港的联系汇率制和港币的国际地位。可见，在国际经济环境变数较多，经济金融危机频发的今天，充足的外汇储备是保障一国经济金融安全所必需的。 人民币形象 九十年代中期起，我国政府一直将维持人民币汇率稳定作为其营造良好经济环境的目标之一。为实现这一目标，中央银行在我国国内经济持续发展，外贸、外资连年增长的形势下，被迫大量从市场吸纳美元外汇，以保证美元兑换人民币的汇率维持在1∶8.27左右。这种宏观上的主动调控措施，很大程度上造成了中央银行外汇储备的“被动”增加。随着经济的飞速发展，中国已经成为亚太乃至世界经济的领头羊。“地缘政治，币缘经济”这一概念的提出表明一个国家货币的稳定不仅是该国经济实力的体现，更是联系相关国家，使其成为关系紧密的经济共同体的纽带。类比欧元，如果亚洲要产生一种亚洲国家通用的世界性货币――亚元的话，人民币责无旁贷。人民币要成为国际货币就要实现经常项下和资本项下的完全自由兑换，这也是我国既定的货币目标。充足的外汇储备既是一国货币走向自由兑换的必备前提，也是一国货币实现自由兑换后坚定货币信心和保障货币汇率稳定的物质条件。因此，人民币要走向完全自由兑换必须要有足够的外汇储备作基础，才能保证人民币自由兑换的实现和安全，提高人民币在国际社会的地位与声誉。 这一块是加的不知道放哪里好根据我国外汇管理制度改革的进程，即经过若干年的努力，我国外汇管理制度将基本上实现自由化。在外汇管理自由化条件下，我国外汇需求有上升的可能，这主要表现在：(1)中央银行为了维持汇率的稳定或实现央行的汇率目标，通过干预外汇市场实现其政策目标，需要持有相当数量的外汇；(2)为了国际投资或资产转换的需要，货币替代的外汇需求将出现。资本项目逐渐放开对外汇储备需求增大。开放资本项目，允许资本在国际间自由流动，既是全球经济一体化发展的趋势，也是我国经济发展的内在要求。经过多年改革，我国经济实力和对外开放程度已大为增强，随着资本管制的逐渐放松，国内企业，银行乃至个人对外投资将成为我国经济发展的又一新景观，资本的大量外流必然导致外汇储备的耗减。 最后结尾在我国外汇储备居高不下的情况下，应该重视如下问题：(1)外汇储备币种结构的合理性，以防止汇率风险；(2)在保证储备资产充足的流动性前提下，如何提高储备资产的盈利能力；(3)对储备资产产生的盈利，进行适当的处置。 综上所述，不能简单地套用西方国际储备理论，来解释我国的外汇储备问题，实事求是地、动态地、多因素地考虑中国外汇储备总量的话，无法得出中国外汇储备过剩的结论。我国只有在人民币成为自由兑换货币，进而成为国际货币之后，才有可能把外汇储备维持在西方国际储备理论的水平上，从而降低拥有巨额外汇储备的成本。 六、具体分工： 张程 （二）收集数据、（三）[部分]分析数据、（五）经济分析 张翔 （一）分析提出问题、（三）[部分]分析数据、（四）其它方法 感谢：小万老师，他给我们提供了一些解决方案，同时也给了我们很多鼓励。 黎老师，使我们对计量产生了兴趣，更重要的是教会了我们思考问题的方法，象自回归中的函数的假定与相关性修正中的系数的迭代。
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对经济法调整对象的市场化分析(一)_经济学毕业论文
对经济法调整对象的市场化分析(一)_经济学毕业论文 [摘 要]本文从市场经济的体系构成出发，认为经济法的调整对象应当由市场主体关系、市场规制关系、宏观调控关系、市场准入和社会保障五部分组成，把市场准入关系视为经济法调整对象之一是本文的最新观点。[关键词]经济法；市场经济；调整对象在中国法学界，除了很少一些学者根本不承认或者实际上不承认经济法的存在以外，都认为经济法具有特定的调整对象。要明确经济法的调整对象，必须以辩证唯物主义和历史唯物主义为指导，根据改革开放的需要，社会主义现代化建设发展生产力的需要正确地确立经济法的调整对象。经济法的调整对象是有一定的范围的。经济法的调整对象，是指经济法促进、限制、取缔和保护的社会关系的范围[1].或者说，经济法的调整对象是需要由国家予预的经济关系。事情都是发展变化的，经济关系也不例外。在历史发展的过程中，经济关系发展的总趋势是越来越复杂多样的。然而，随着经济法基本理论研究的深入，人们对于在社会主义市场经济条件下经济法调整对象的范围的认识必将逐步接近真理。笔者认为，在我国经济转轨时期，经济法的调整对象应当包括以下内容：一、市场主体调控关系实行社会主义市场经济，必须建立活跃的市场主体体系。在市场主体体系中，企业是最主要的主体，企业是构成一国国民经济体系的不可缺少的基础环节。市场经济条件下，各市场主体的法律地位是平等的，不存在任何的依附关系。这就为各市场主体提供了自由发展的空间[2].但是，这并不意味着市场主体可以为所欲为，国家不对其进行任何调控。当今社会企业已经成了担负社会责任的主体。国家为了全局性的、社会公共利益的需要，就必须对市场主体的组织及活动进行必要的、适度的调控。市场主体在自己的运作过程，为了满足自己生存和发展的需求，也要对其内部机构及成员的行为进行必要的管理，这就是对市场机构及成员的行为进行必要的管理。这种管理表现在两个方面，一是企业为谋求发展，必须有一个良好的外部环境，而这个外部环境，靠一个经济个体是不能创造的，这就需要国家通过经济政策和经济法律、法规为企业创造一个良好的生存和发展的空间。针对各经济个体的局限性，在经济法制的前提下，为各经济个体把握全局，出面组织协调和提供服务。当经济个体的行为违背国家利益和社会公共利益时，国家必须以经济的、法律的和必要的行政手段限制其不法行为。但国家各法律部门对市场主体行使其权利时，不应超过法律赋于其的职能，尽力为市场主体创造一个生存和发展的法治空间。二是对企业内部机构的设置及其职权、企业的财务、会计管理等进行的必要的干预。但同时又不能管的太多、太滥。因此要明白对其组织机构和成员所产生的经济关系的调控，其目的在于优化经济个体的结构，实现多种形式的经济责任，完善其计划、生产、劳动、质量、成本、财务等管理体系。但干预行为必须基于法律、行政法规的规定，应以间接手段干预，以实现国家宏观经济调控目标为目的。基于以上观点，由经济法对市场主体进行调控，有助于从法律上保证企业成为自主经营、自负盈亏的合格主体，积极地参与市场活动，改善经营管理，提高经济效益。 二、市场秩序调控关系市场经济是市场机制在社会资源配置中起基础作用的一种经济体制，其作用的发挥必须以健全、有序的市场秩序作为条件，可见市场秩序是市场经济的核心与灵魂[3].没有完善的市场秩序，人们追求的资源配置优化的目标就难以实现。要实现这一目标，必须要建立一个统一、开放、结构合理的市场体系。因此，国家在建立社会主义市场体制的同时，必须培育和发展市场体系，各个法律部门要为培育和发展市场体系提供法律支持，其中最能起影响作用的是民法和经济法。在市场经济条件下培育和发展的市场体系，要满足经济个体自身利益及全局和社会公共利益的需要，必须依靠体现公权力的经济法的作用才能形成，任何一个国家都谋求建立一个在法制管理下的有序化的市场。依靠强有力的国家干预对影响市场秩序的垄断、不正当竞争、假冒伪劣商品以及其他损害消费者和经营者利益的行为给予有效调控。市场秩序的混乱，必将导致整个经济秩序并最终导致政治秩序的混乱，因此，世界各国都利用强有力的法律手段，颁布、实施了反垄断法、反不正当竞争法、产品质量法、消费者权益保护法等一系列法律、法规，用以保护、建立、有序的国内市场及国际市场秩序。实现这一目标需要许多法律部门的配合，利用国家权力对市场秩序适当干预，防止在资本主义市场经济体制形成过程中曾出现过的由普通的自由竞争而发展成为普遍的垄断的现象在中国重演。经济法对市场秩序的调控有助于完善市场规则，维护市场秩序，实现市场功能。三、宏观调控关系宏观调控是指为了实现经济总量的基本平衡，促进经济结构的优化，推动国民经济的发展，对国民经济总体活动的调节和控制。在宏观调控过程中发生的经济关系，简称宏观调控关系。要实行社会主义市场经济，必须建立以间接手段为主的宏观调控体系。在我国经济发展的不同时期，出现过不同程度的经济过热、通货膨胀、经济总量的不平衡、结构不合理、经济秩序混乱等问题，究其原因在很大程度上是由于宏观失控所造成的结果。市场调节虽然能够解决一部分经济问题，但对于这些涉及全局性的经济关系它是无能为力的，而这些问题的解决既不能单纯运用行政手段去解决，也不能用民法的办法通过当事人之间设定契约关系去解决，最好是通过经济法律、政策的办法予以解决。市场经济需要国家的宏观调控。但政府对其的管理应积极地转变职能，使国家职能只限于国家公权力对市场进行管理和宏观调控。基于市场本身的弱点和政府职能的决定，宏观调控关系由经济法调整有助于发挥宏观调控的长处，弥补市场调节的缺陷，防止经济中的总量失衡和结构失调，优化资源配置，更好地把国家的当前利益与长远利益，局部利益与整体利益结合起来。 四、社会分配关系社会分配关系是在国民收入的初次分配和再分配过程中所发生的关系。社会分配是指对物质生产部门的劳动者所创造的国民收入所进行的分配，它是社会再生产过程中的重要环节。国家对国民收入的分配是通过初次分配和再分配而实现的。社会分配关系之所以由经济法调整是因为我国国民收入的初次分配，必须受物质利益规律的支配，必须正确解决整体利益与局部利益，长远利益与当前利益，这就决定国家必须从全局和长远利益出发，经常调节和正确处理在分配中所存在的各种矛盾。对于在国民收入的分配尤其是再分配中建立效率和公平尤其是公平分配机制，显然是当事人自身难以解决的，必须由国家在社会范围内进行必要的干预。而作为分配和再分配所形成的最终用途的积累基金和消费基金的使用也必须是按比例进行的。正确地调控两者的适当比例，将会有助于我国的扩大再生产速度，尽一步提高人民的消费水平。而正确解决积累和消费之间的矛盾，确定两者之间的适当比例，就需要国家从全局利益出发，进行有效的调控才能完成。综上决定了在整个国民收入的分配和使用过程中，国家起着十分重要的作用，基于社会分配关系所具备的性质，调整这种分配关系的法律，既不可能是以调整组织行政关系为已任的行政法，也不可能是以调整平等经济关系为已任的民商法，而主要的应是以干预经济生活为自任的经济法，将社会分配关系作为经济法的调整对象是符合国家对社会主义市场经济运行的要求和社会分配关系自身的内在要求。对于社会保障关系是否应该纳入经济法调整，笔者认为社会保障是国民收入再分配的一种方式，是国家运用经济手段解决特定社会问题
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影响股价指数的因素分析_经济学毕业论文范文
影响股价指数的因素分析_经济学毕业论文范文 影响股价指数的因素分析 一、理论分析 影响股价指数的因素有很多，比如：存款利率，国民生产总值，货币供给量等。 从国民生产总值看，伴随总体经济成长，上市公司利润持续上升，股息和红利不断增长，企业经营环境不断改善，产销两旺，投资风险也越来越小，从而公司的股票和债券得到全面升值，促使证券价格上扬；同时人们对经济形势形成了良好的预期，投资积极性得以提高，从而增加了对证券的需求，促使证券价格上涨；随着国内生产总值GDP的持续增长，国民收入和个人收入都不断得到提高，收入增加也增加了对证券投资的需求，从而导致证券价格上涨。 从存款利率看，利率变动主要通过两条途径影响股价：居民和上市公司。利率变动对投资者的影响，一方面反映为利率变动引发居民的资金流向发生变化；另一方面则通过居民的心理预期对股市产生影响。 1、资金流向变动从理论上讲，利率的变动会改变居民的金融资产结构。投资者通过对储蓄、国债、股票、实业等多种投资方式的流通性、安全性、收益性比较后，达成了多种投资方式与各自风险相对应的均衡。利率一旦变动，各金融品种间的平衡被打破，投资者的资金重新流动，组合。在市场经济条件下，资金总是向利润高的地方流动，利率下降后，存款的收益相应地降低了，在股票市场投资回报不变的情况下，投资股市的机会成本减少，这必将分流部分储蓄进入股市，股市资金供给的增加必将拉动股票价格上升。反之反是。 2、投资者的心理预期利率的变动还通过投资者的心理预期对股价产生较大的影响。降息后，投资者对经济发展的良好预期促使投资者普遍看好后市，踊跃入市，导致股价持续上扬。反之，加息则是通货膨胀已十分严重，国民经济达到过热的峰顶，经济由繁荣转向衰退的信号。综合来看，投资者对降息的心理预期作用因降息所处的宏观经济背景，股指所处位置等多方因素的影响，呈“过度乐观—趋于正常—预期偏低”的逐步递减效应，从而影响股价。 3、上市公司的经营利率通过对上市公司生产经营成本中的借贷资金成本对股市产生影响。利率降低使上市企业借贷资金成本相应降低，这将激发企业的投资积极性，进一步扩大再生产，增加企业利润，这样企业的净利润增加，降低了股票市盈率，提高了对股东的回报，增加了股票的投资价值，也会推动股价上扬。反之，上市公司融资成本增加，企业将缩减投资，压缩生产规模，从而盈利水平降低，给投资者的报酬也会减少，这将使股价下降。 从上述理论分析可看出：国内生产总值和利率是影响股价的重要因素，他们分别与股价指数呈正相关和负相关的关系。 二、实证分析 我们选择了上海证券交易所1992——2001年度的数据来代表中国的股价指数SP，原因在于：上海证券交易所上市的公司大多数为大型的国有企业，而深圳证券交易所所上市的公司主要为小型的合资、外向型企业。上海证券交易所与深圳证券交易所的股价指数具有较强的正相关性关系。另外，我们还选取了一年期存款利率SR和国内生产总值G，作为解释变量。 数据如下： 年份SP(收盘价）SR (一年期存款利率%）G(国内生产总值） 1992780.47.4724378.9 1993833.89.17531380.3 1994647.8711.6146759.4 1995555.2911.6158478.1 1996917.029.27567884.6 19971194.15.6774772.4 19981146.74.4579552.8 19991366.62.2582054 20002073.482.2589404 20011645.972.2595933 资料来源：《中国金融年鉴》 由上述理论分析，建立股价指数与长期存款利率及经济增长率之间的关系的线形回归模型: (一) 依照上表中的数据，首先对各指标数据取对数。原因在于：①对数变换能使测定变量值的尺度变小，它可将两个数组之间原来10倍的差异缩小到只有2倍的差异。②从经济意义看，残差序列中含有货币供应量等因素，会与利率造成相关性，因此需排除异方差影响。③经过对数变换后的线性模型，其残差为相对误差，而相对误差与绝对误差相比往往是有较小的差异。这样可以排除异方差的影响。变换后模型如下： （二）运用OLS对公式进行多元线性回归分析,设定进入回归方程变量系数的F统计量的概率为0.05，从回归方程中删除变量的系数的F统计量的概率为0.01.回归结果如下： Dependent Variable: LSP Method: Least Squares Date: 05/15/04 Time: 18:08 Sample: 1992 2001 Included observations: 10 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C6.8260651.8883393.6148510.0086 LG0.0918190.1601390.5733710.5843 LSR-0.5269330.108283-4.8662580.0018 R-squared0.874013 Mean dependent var6.939304 Adjusted R-squared0.838016 S.D. dependent var0.415583 S.E. of regression0.167261 Akaike info criterion-0.495200 Sum squared resid0.195833 Schwarz criterion-0.404424 Log likelihood5.475999 F-statistic24.28054 Durbin-Watson stat2.584004 Prob(F-statistic)0.000710 结果显示：① 可决系数 (或) 较大，且F值显著地大于给定显著性水平下的临界值，而变量对应的偏回归系数LG的t值不显著，而LSR的t值显著，可以推断模型有存在多重共线性的可能性。 ②从辅助回归角度看，LSR与LG之间存在如下关系 Dependent Variable: LSR Method: Least Squares Date: 05/15/04 Time: 18:10 Sample: 1992 2001 Included observations: 10 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C12.372474.3450822.8474650.0216 LG-0.9700140.394681-2.4577150.0395 R-squared0.430214 Mean dependent var1.701932 Adjusted R-squared0.358991 S.D. dependent var0.682114 S.E. of regression0.546121 Akaike info criterion1.804904 Sum squared resid2.385984 Schwarz criterion1.865421 Log likelihood-7.024519 F-statistic6.040365 Durbin-Watson stat0.533167 Prob(F-statistic)0.039459 从上表可以看出，二者之间确实存在负相关关系，t值和F检验都通过了，说明模型肯定存在多重共线性。 ③从经济意义分析，存款利率SR与国内生产总值G随时间的变化过程中存在共同的变化趋势，即利率提高会抑制经济增长，也从另一个角度说明模型存在多重共线性。 （三）对多重共线性进行补救，采用逐步回归法： 1、首先，LSP对LG回归，结果如下： Dependent Variable: LSP Method: Least Squares Date: 05/15/04 Time: 18:11 Sample: 1992 2001 Included observations: 10 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.3066002.6060900.1176480.9092 LG0.6029510.2367222.5470910.0343 R-squared0.447806 Mean dependent var6.939304 Adjusted R-squared0.378782 S.D. dependent var0.415583 S.E. of regression0.327552 Akaike info criterion0.782516 Sum squared resid0.858322 Schwarz criterion0.843033 Log likelihood-1.912582 F-statistic6.487672 Durbin-Watson stat0.913834 Prob(F-statistic)0.034330 可看出，LG与LSP之间存在正相关，但常数项的t检验值比较小，可决系数比较低。 考虑到DW统计量为0.9138 （在n=10，α=0.05，=`1时，查表得：=0.879，=1.320），不在1.3202.680内。说明模型存在一阶正的自相关，从下面的残差散点图中也可看出。 对其进行修正：采用科克兰内—奥克特迭代法，并且将常数项剔除，得结果 Dependent Variable: LSP Method: Least Squares Date: 05/19/04 Time: 11:09 Sample(adjusted): 1993 2001 Included observations: 9 after adjusting endpoints Convergence achieved after 4 iterations VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LG0.6271080.01655337.883990.0000 AR(1)0.4860060.3149131.5433050.1667 R-squared0.608783 Mean dependent var6.970359 Adjusted R-squared0.552895 S.D. dependent var0.428309 S.E. of regression0.286393 Akaike info criterion0.530224 Sum squared resid0.574145 Schwarz criterion0.574052 Log likelihood-0.386008 Durbin-Watson stat1.518596 Inverted AR Roots .49 可看出，模型已大有改进，一阶自相关已经消除（如图）， 可决系数也提高了。但对问题的说明并没有改善，在0.05的显著性水平下,二者之间相关性为0.63。模型的结果： (0.017) (0.315) = 0.61 =0.55 DW=1.52 2、其次，LSP对LSR回归，结果如下： Dependent Variable: LSP Method: Least Squares Date: 05/09/04 Time: 17:00 Sample: 1992 2001 Included observations: 10 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C7.9054160.14244655.497770.0000 LSR-0.5676560.078232-7.2560290.0001 R-squared0.868096 Mean dependent var6.939304 Adjusted R-squared0.851607 S.D. dependent var0.415583 S.E. of regression0.160090 Akaike info criterion-0.649304 Sum squared resid0.205031 Schwarz criterion-0.588787 Log likelihood5.246522 F-statistic52.64996 Durbin-Watson stat2.512822 Prob(F-statistic)0.000088 发现：LSP与LSR的很大，t统计量的绝对值2，F统计量很大，DW统计量为2.51，查表：在n=10，α=0.05，=1时，得，=0.879，=1.320。在1.3202.680时，模型不存在序列自相关，从上图中可以看出DW=2.512.680，说明模型不存在一阶自相关，此时F检验，t检验和表示总体回归效果的的结果都非常好，有理由认为该模型已非常理想。如图表示： 模型的结果： (0.14) (0.078) = 0.87 =0.85 DW=2.51 3、因为仅考虑两个因素，故不存在逐渐加入解释变量的分析。 三、结果分析 根据实证分析，说明长期存款利率每变动1%，会引起中国股价指数反方向变动0.57%。这也可以解释目前人们对央行是否加息特别关注的原因。而央行在货币政策操作时, 应关注对股票市场的价格波动，从近年来的情况看,股市对我国货币政策的影响越来越重要。中央银行作为宏观经济调控的重要部门,特别是货币政策制定和决策的金融当局,应密切关注股市变动,在进行货币政策执行和操作时考虑股票市场这一重要因素。 而从计量结果来看，国内生产总值与股价指数呈显著线形相关关系(GDP变动1%会引起股价指数变动0.63%)。但是，股市一直被誉为一国宏观经济的“晴雨表”，也就是说，股市的变动与宏观经济有着高度的相关关系，即GDP变动1%会引起股价指数至少变动0.7%，而中国的股市还未达到这一水平。这说明，虽然近几年，政府已经开始逐渐减少对股市的干预，中国的股市正在向市场化过度，股价指数的变动情况也正在逐渐地同宏观经济的发展情况相一致，但一直以来中国股市具有明显的“政策性股市”的特征，不能很好地反映经济的运行情况。我们认为，中国股市与宏观经济间的弱相关，既是政府频繁地直接干预的结果，也有股市自身的原因。 中国的股市是在中国政府的政策扶持下发展起来的，而不是在经济发展大过程中自然而然地建立起来。这种诞生、发展的方式决定了中国的股市必然要在运行的过程中，受到政府的直接的或是间接的干预。实际上，对于一个成熟的股票市场而言，它的股价指数的变动是受到市场上买卖双方力量对比的和市场上的资金充足情况影响的。如果一国的宏观经济情况良好，投资者的预期提高，则在股票市场上所体现出来的就是，市场上资金的充足，买方力量的强大，股价指数的上升，反之，相反。对于中国的股市而言，由于它是典型的政策性股市，政府的力量在股市的运行中起到了相当重要的作用，股价指数的变动与政府在股市中所采取的行动密切相关。政府由于其宏观经济调控和管理的职责所在，当中国的股市随着中国宏观经济的繁荣而过于红火时，政府往往会采取措施来进行打压，使股价指数下跌，此时的股价指数的活动与经济的发展是相背离的。而在中国经济发展的缓慢时期，股市长期低迷的情况下，政府往往又会出台政策来救市，以使股市脱离现状，此时的股指的回升与宏观经济的好转并无关系。中国股市由于受到较大的政策因素的影响，使得它的运行更多的是符合政府宏观调控的要求，而并不能完全的体现出市场的发展情况。 另外，中国的股市还在发展的过程中，并不是一个成熟的、理性的市场，它的运行存在着很大的问题。上市公司信息披露的不充分，筹资者和投资者之间的信息并不对称，庄家对股市的操纵等等问题的存在，使得在中国的证券市场上，有着相当多数量的投机者。这些投机者在股市中的活动影响了股价指数对宏观经济情况的反映。 因此我们在判断中国证券市场走势的时候，不能简单地看国内生产总值的增长情况，而应当结合考虑政府行为的影响。
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经济全球化与中国对外经济贸易的发展(一)_经济学毕业论文
经济全球化与中国对外经济贸易的发展(一)_经济学毕业论文 经济全球化在当代已经成为强劲的时代潮流了，它主要表现在贸易全球化、投资全球化、金融全球化和跨国公司生产经营全球化。从根本上说，经济全球化是商品经济发展到资本主义阶段，出现的国际分工和生产国际化发展的必然趋势，使资本向全球扩张来推动和发展的。由于当代经济全球化是在现存的旧的国际经济秩序环境中展开的，因此它对不同类型国际经济发展的影响是不同的 中国自1978年开始实行对外开放政策以来，至今已有27年了。在此期间，中国在对外贸易、引进外资、开放市场等对外经济关系方面取得了巨大进展，尤其是20世纪90年代以来，中国不仅在世界贸易中居第五位（2002年），是发展中国家最大的外资引进国，而且在服务业的很多领域也正在逐步开放，中国经济的开放程度和国际化程度不断提高，融入世界经济的步伐不断加快。2001年底，中国正式加入了世界贸易组织（WTO），这不仅会进一步加快中国经济融入世界经济的步伐，而且也会对21世纪中国的改革和开放事业产生深远的影响。入世后，国际经济环境既会为中国经济发展和开放提供各种机遇，也会带来诸多挑战。在经济全球化条件下，中国经济的发展和兴盛需要世界经济，世界经济的增长和繁荣也需要中国经济。 2002年是中国加入世界贸易组织的第一年，进出口首次突破6000亿美元，创历史新高，同比增长21.8%；吸收外商直接投资突破500亿美元，首次位居世界首位，同比增长12.5%。在全球对外贸易低速增长和近年来国际资本投资不断萎缩的情况下，中国取得这些举世瞩目的成就主要得益于跨国产业转移、国家鼓励出口、内需自主性强劲增长、中国的比较优势进一步显现、加入世贸组织产生的积极效应等。 随着中国对外贸易和引进外资的规模迅猛扩大，经济全球化对中国经济的快速发展起了重要的推动作用，而且也是中国对外经济关系发生了重大变化，出现了一些新的特点和新的趋势。主要表现为： 首先，提高了中国经济对外的依赖程度。中国加入世贸组织后，全面深化改革，进一步加大开放力度，外商对华直接投资开始向产业的上游、下游延伸，许多跨国公司和为其配套的中小企业将中国作为其投资的重点区域，将它们的生产制造基地转移至中国，逐渐在IT、IC产业形成了完整的产业生产链条。外商投资企业进行跨国转移，带动中国出口产品竞争力的增强，大大促进中国的出口增长。 其次，调整和改善了中国进出口商品结构。入世以来，中国持续实施鼓励出口的一系列政策。在世贸组织规则允许的条件下，从中央到省、市、地、县等各级政府，在出口退税、出口信贷、出口信用保险、市场调查、咨询服务等财政、金融政策和信息服务方面，对出口企业予以扶持和帮助。 再次，引进外资的重点转向外商直接投资。到2002年末，全世界最大的500家跨国公司中已有近400家在中国设立了企业，特别是一些世界级的IT公司纷纷将其在世界其他地区的生产基地迁移至中国的长江三角洲和珠江三角洲地区，并建立起配套产业群，面向全球市场进行生产和销售，迅速形成较强的出口能力，对中国对外贸易的快速增长起到了很大的推动作用。不仅如此，许多跨国公司把研究开发中心设在中国，外商在华投资项目的技术水平继续提升。摩托罗拉、IBM、朗讯、杜邦、通用汽车、通用电气等著名的跨国公司都在中国设立了研发中心。 总之，中国国内外商投资企业快速发展，对外贸易快速增长，又进一步吸引境外投资和增加投资，逐步形成一种良性循环。 中国自20世纪70年代末采取对外开放政策以来，特别是90年代以来，在经济全球化快速发展的大潮中，中国对外贸易和引进外资急剧扩大，中国经济已越来越深地融入互相依赖的国际经济之中，中国经济的开放度和国际化程度逐步提高。 中国自实行对外开放政策以来，中国经济开放度变化的基本特征是：进入90年代以后，开放度较之80年代大幅度提高，即从1978年的9.98%上升到1990年的31.45%，90年代以后开放度的扩大趋向平稳，相对稳定在35%左右，突出地反映了90年代中国加强了对外开放政策的力度和效果。从名义开放度来看，中国经济对外开放程度已经达到了较高水平。 根据加入世贸组织的承诺，中国已逐步开放金融、保险、证券、分销、外贸、旅游、会计、律师、医疗、教育、运输等绝大多数服务业领域。根据外经贸部的统计，2002年国家新批设立了17家外商投资商业企业，其中8家是外商投资零售企业。不仅如此，中国成为世贸组织的重要成员，逐步创造一个完备的法律环境，统一、透明、稳定、可预见的政策环境，公开、公正、廉洁、高效的行政环境，统一、开放、公平竞争的市场环境。 改革开放以来，中国从国际环境和世界经济发展趋势出发，紧紧围绕经济建设的中心任务，逐步将对外开放确立为实现国家现代化发展目标的基本国策，从战略上讲国内经济发展与对外经济发展统一于一体，使中国经济和社会发展走上了工业化、市场化和国际化三位一体发展的道路，使得经济国际化进程迅速发展，经济国际化程度迅速提高。 对外开放使中国经济国际化程度不断提高，对外贸易和引进外资为提高中国经济的整体素质和促进经济发展发挥了重要作用。但是，必须看到，中国经济国际化是在经济发展水平较低的基础上和经济体制从计划经济向市场经济转轨的特殊历史条件下发展起来的，因而不仅存在着各国在经济国际化过程中遇到的一般的共同的问题，而且存在着由于国情不同而产生的特殊的固有的问题。所有这些问题，只能在今后推进经济国际化过程中逐步加以解决。 经济全球化对中国对外经济贸易发展既是机遇又是挑战。 在当代条件下，实行国家经济的对外开放，是世界经济市场化、一体化和全球化的客观要求。中国经济属于转轨型经济，因此，实行对外开放并逐步提高经济的开放度，是中国政府建立市场经济体制和发展外向型经济的一个重要目标，对贯彻中国的对外开放政策具有重要意义。但是，只有在开放度合理的前提下，对外开放才能给经济发展带来机遇，规避风险。 中国入世带来了机遇和挑战。机遇表现在：首先，入世为中国经济体制与世界经济体制实现全面对接提供了大好机遇。这种对接的成功将使中国经济体制及符合中国国情又符合国际惯例，从而实现中国经济全面融入全球经济，促进中国经济全面繁荣。其次，如实将为中国出口提供好机遇。 以下是中国加入世贸组织产生的一定积极效应： 遵守加入世贸组织协议。截止到2002年11月，中国政府根据WTO规则和对外承诺，清理了涉外经济法律法规2300多件，其中废止了830件，修订了325件，取消行政审批项目789项，各地19万件地方性法规、规章也得到清理、废止或停止执行，进一步完善了法律环境。 入世为中国提供了更为宽阔的经贸发展空间。中国成为世贸组织成员之后，能够享受到世界对中国的开放，可以参与经济规则的制订，可以与世贸组织其他成员按统一的规则打交道。 中国运用反倾销规则和保障措施等世贸规则。从1997年中国反倾销反补贴条例出台以来，截至2002年底，中国反倾销共立案22期，保障措施1起，涉及钢铁、化工、轻工等行业，挽回经济损失约200亿元人民币。中国运用WTO贸易争端解决机制，中
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由弹性价格货币模型论中国汇率和利率的联动性_经济学毕业论文
由弹性价格货币模型论中国汇率和利率的联动性_经济学毕业论文 由弹性价格货币模型论中国汇率和利率的联动性 内容摘要 本文的初衷是想通过计量经济学知识检验弹性价格货币模型，运用本学期所学到的计量经济学知识。但随着探讨的深入，我们不断地发现问题并试图找出修正问题的方法，对模型进行了不断的调整。最后我们得出结论，由于我国目前国情特殊等种种原因该模型并不适用于中国这种汇率并分析了背后的原因。 在整个论文的完成中，我们发现我们学到的东西远比我们开始时预想得多。除了学会了运用计量经济学知识解决实际问题我们还获得了很多启示，也总结了许多经验，于是我们在写最后的报告时附加了我们的体会，希望可以和大家分享。 关键词： 弹性价格货币模型，汇率，实际国民收入水平，利率水平，货币供给水平 导论 汇率决定理论是西方外汇理论的核心，也一直是国际经济学中最为活跃的领域之一。随着世界经济的变化和国际货币体制的变迁，汇率决定理论也在不断地发展 货币模型是西方汇率决定理论中资产市场分析法的一个重要的分支。其中资产市场分析法是从20世纪七十年代中期开始迅速成长起来的汇率决定理论。货币法（Monetary Approach）和资产组合平衡法（Portfolio Balance Approach）是资产市场法的两个主要的分支。货币法中也有两种分析模型，一是弹性价格货币模型（Flexible-Price Monetary Model），另一个是粘性价格货币模型（Sticky-Price Monetary Model）。我们检验的重点就是弹性价格货币模型。 经济解释 一、弹性价格货币模型 1．弹性价格货币模型的基本思想 弹性价格货币模型是现代汇率理论中最早建立、也是最基础的汇率决定模型。其主要代表人物有弗兰克尔（J·Frenkel）、穆莎（M·Mussa）、考霍（P·Kouri）、比尔森（J·Bilson）等人。它是在1975年瑞典斯德哥尔摩附近召开的关于“浮动汇率与稳定政策”的国际研讨会上被提出来的。弹性货币法的一个基本思想：汇率是两国货币的相对价格，而不是两国商品的相对价格，因此汇率水平应主要由货币市场的供求状况决定。 2．弹性货币法的论述重要假设： （1） 稳定的货币需求方程，即货币需求同某些经济变量存在着稳定的关系； （2） 购买力平价持续有效。 S=α(y*-y)+β(i-i*)+(Ms-Ms*) 从模型中我们可以看出，本国与外国之间实际国民收入水平、利率水平以及货币供给水平通过对各自物价水平的影响而决定了汇率水平。本国利率上升会降低货币需求，在原有的价格水平与货币供给水平上，这会造成支出的增加、物价的上升，从而通过购买力平价关系造成本国货币的贬值 相关数据收集 在中经网中我们找到了1985年到2002年美国，中国各自的官方汇率，实际国民收入，实际利率，货币供给M1，M2。现在的问题是M1,M2都是衡量货币供给的指标，应当选哪个？我们选择了M2.因为在Frederic S. Mishkin(米什金)的《The Economics of Money, Banking, and Financial Market》书我们找到了m1,m2的定义，而且书中明确指出，M2由于其速率远比M1稳定，因而在衡量货币供给方面比M1更好。 在P57给出了M1,M2的定义： M1=Currency +Traveler’s checks +Demand deposits + Other checkable deposits M2= M1 + Small denomination time deposits + savings deposits and money market deposit accounts + Money market mutual fund shares 作者在p560写道:”The relative stability of M2 velocity suggests that money demand functions in which the money supply is defined as M2 might performed substantially better than those in which the money supply is defined as M1.” 原始数据如下： 年 度 中国汇率S美国国民收入Y*中国国民收入Y中国实际利率I美国实际利率I*美国M2*中国M2 19852.9455985.6512133-2.026.5228010.484874.9 19863.4557264.0213413.653.175.9730980.836348.6 19873.7259578.4415097.472.725.0131939.37957.4 19883.7262681.0116958.06-2.795.733946.549602.1 19893.7764121.7217739.942.336.7935906.3811393.1 19904.7864915.7318598.373.495.8737674.3614681.9 19915.3265061.6520405.991.794.6538900.3618598.9 19925.5166602.9923502.670.683.7239547.6424327.3 19935.7668257.0126798.67-3.123.5240137.5835680.8 19948.6271056.9830525.25-7.444.9640153.5146920.3 19958.357332233496.5-0.996.5142418.0360743.5 19968.3175932.5236830.483.936.245010.0276095.3 19978.2979473.8840400.257.766.3647968.6491867.81 19988.2883736.6543205.397.0252809.77105560.11 19998.2887407.5846178.058.226.4557122.22121042.06 20008.2891182.2149249.84.866.9861088.86135960.23 20018.2891502.3752826.994.614.4469677.66156411.93 20028.2893332.1157512.115.623.4772688.63186790.54 由于模型中s , y, I Ms是指汇率，实际国民收入，货币供给量的自然对数值，于是作如下数据处理：( s=lnS, y=lnY, i=I, m=lnM) 年 度sy*-yi-i*m-m* 19851.0784095812.607576-0.0854-2.82689 19861.2383742312.689774-0.028-2.82351 19871.3137236682.68649-0.0229-2.70346 19881.3137236682.621039-0.0849-2.57653 19891.3270750012.61204-0.0446-2.47498 19901.5644405472.814457-0.0238-2.5068 19911.6714733032.83098-0.0286-2.40937 19921.7065646232.7482-0.0304-2.19247 19931.7509374752.685865-0.0664-1.86864 19942.1540850852.999013-0.124-1.99834 19952.1222615392.905681-0.075-1.76317 19962.1174596092.840979-0.0227-1.59236 19972.1150499692.7916420.014-1.46525 19982.1138429682.7755570.0198-1.42126 19992.1138429682.751920.0177-1.3629 20002.1138429682.729797-0.0212-1.31381 20012.1138429682.6631860.0017-1.30523 20022.1138429682.5980120.0215-1.17004 平稳性检验： 单位根检验： y一阶差分，滞后0 期 ADF Test Statistic-4.485774 1% Critical Value*-4.6712 5% Critical Value-3.7347 10% Critical Value-3.3086 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(Y,2) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 09:35 Sample(adjusted): 1987 2002 Included observations: 16 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(Y(-1))-1.2116820.270117-4.4857740.0006 C0.0568010.0658300.8628410.4039 @TREND(1985)-0.0065050.006251-1.0407610.3170 R-squared0.607580 Mean dependent var-0.009211 Adjusted R-squared0.547208 S.D. dependent var0.165921 S.E. of regression0.111648 Akaike info criterion-1.379568 Sum squared resid0.162049 Schwarz criterion-1.234707 Log likelihood14.03654 F-statistic10.06389 M的单位根检验： 滞后期为0，2阶差分 ADF Test Statistic-6.0988751% Critical Value*-4.7315 5% Critical Value-3.7611 10% Critical Value-3.3228 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M,3) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 09:36 Sample(adjusted): 1988 2002 Included observations: 15 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb .I的单位根检验滞后期为1，2阶差分 ADF Test Statistic-4.409217 1% Critical Value*-4.8025 5% Critical Value-3.7921 10% Critical Value-3.3393 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(I,3) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 09:29 Sample(adjusted): 1989 2002 Included observations: 14 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. E一阶差分滞后1期 ADF Test Statistic-3.415388 1% Critical Value*-4.7315 5% Critical Value-3.7611 10% Critical Value-3.3228 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(E,2) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 09:13 Sample(adjusted): 1988 2002 Included observations: 15 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(E(-1))-1.4804320.433459-3.4153880.0058 D(E(-1),2)0.2971920.2855761.0406770.3204 C0.2043620.0983912.0770420.0620 @TREND(1985)-0.0119810.007830-1.5301470.1542 R-squared0.610438 Mean dependent var-0.005023 Adjusted R-squared0.504194 S.D. dependent var0.168304 S.E. of regression0.118509 Akaike info criterion-1.204485 Sum squared resid0.154487 Schwarz criterion-1.015671 Log likelihood13.03364 F-statistic5.745612 Durbin-Watson stat2.071058 Prob(F-statistic)0.012930 因果关系检验： E 与m2 互为因果 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 09:23 Sample: 1985 2002 Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability M does not Granger Cause E16 14.0385 0.00094 E does not Granger Cause M 6.99392 0.01097 E与 y：互不为因果 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/14/05 Time: 09:28 Sample: 1985 2002 Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability Y does not Granger Cause E17 0.93813 0.34920 E does not Granger Cause Y 0.09072 0.76769 E与 I 互不为因果 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 11:50 Sample: 1985 2002 Lags: 3 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability I does not Granger Cause E15 0.44195 0.72943 E does not Granger Cause I 0.83104 0.51325 参数的估计 最小二乘回归得 Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 05/18/04 Time: 21:02 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.6177650.246003-2.5112040.0249 Y1.2900260.08533415.117310.0000 I-0.1422620.263086-0.5407440.5972 M0.5754300.01836631.330850.0000 R-squared0.993250 Mean dependent var1.780155 Adjusted R-squared0.991804 S.D. dependent var0.385816 S.E. of regression0.034928 Akaike info criterion-3.677909 Sum squared resid0.017080 Schwarz criterion-3.480048 Log likelihood37.10118 F-statistic686.7379 Durbin-Watson stat1.371224 Prob(F-statistic)0.000000 线性关系显著（由F统计量得知）, R2=0.993250说明拟合优度很好， 但是由I的T检验中t=-0.540744，其绝对值小于2，可以看出，I 作为解释变量不是很合理 经济意义检验： 回归所得的I的系数符号与经济意义不符 ，其他变量经济意义符合 计量经济学检验 重共线性检验 相关系数矩阵： 的确存在多重线性，并且I的t统计量不显著 IYM I 1.000000-0.238763 0.526896 Y-0.238763 1.000000 0.176456 M 0.526896 0.176456 1.000000 逐步回归得： Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 05/18/04 Time: 13:08 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3.2696842.051116-1.5941000.1305 Y1.8418040.7475272.4638620.0255 R-squared0.275054Mean dependent var1.780155 Adjusted R-squared0.229745S.D. dependent var0.385816 S.E. of regression0.338608Akaike info criterion0.776491 Sum squared resid1.834484Schwarz criterion0.875421 Log likelihood-4.988419F-statistic6.070615 Durbin-Watson stat0.115207Prob(F-statistic)0.025456 Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 05/18/04 Time: 13:08 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1.8878030.11263616.760170.0000 I3.3224532.1846431.5208220.1478 R-squared0.126299 Mean dependent var1.780155 Adjusted R-squared0.071693 S.D. dependent var0.385816 S.E. of regression0.371728 Akaike info criterion0.963132 Sum squared resid2.210912 Schwarz criterion1.062063 Log likelihood-6.668192 F-statistic2.312898 Durbin-Watson stat0.271065 Prob(F-statistic)0.147820 Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 05/18/04 Time: 13:08 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C2.9985070.12851323.332280.0000 M0.6130070.0621829.8583000.0000 R-squared0.858640 Mean dependent var1.780155 Adjusted R-squared0.849805 S.D. dependent var0.385816 S.E. of regression0.149523 Akaike info criterion-0.858295 Sum squared resid0.357714 Schwarz criterion-0.759365 Log likelihood9.724656 F-statistic97.18608 Durbin-Watson stat1.194219 Prob(F-statistic)0.000000 选M为第一个解释变量 Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 05/18/04 Time: 13:20 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.6750750.216703-3.1152040.0071 M0.5695180.01440539.536540.0000 Y1.3083240.07646917.109280.0000 R-squared0.993109 Mean dependent var1.780155 Adjusted R-squared0.992191 S.D. dependent var0.385816 S.E. of regression0.034095 Akaike info criterion-3.768349 Sum squared resid0.017437 Schwarz criterion-3.619953 Log likelihood36.91514 F-statistic1080.952 Durbin-Watson stat1.286969 Prob(F-statistic)0.000000 Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 05/18/04 Time: 13:20 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C3.0702070.12732724.112840.0000 M0.6771110.0687219.8530340.0000 I-1.7193330.971156-1.7703980.0970 R-squared0.883072 Mean dependent var1.780155 Adjusted R-squared0.867482 S.D. dependent var0.385816 S.E. of regression0.140449 Akaike info criterion-0.936939 Sum squared resid0.295887 Schwarz criterion-0.788544 Log likelihood11.43246 F-statistic56.64223 Durbin-Watson stat1.499001 Prob(F-statistic)0.000000 由于调整后可决系数最大的为Y,逐步回归可以终止，最后的回归模型为： Dependent Variable: E Method: Least Squares Date: 05/18/04 Time: 13:20 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.6750750.216703-3.1152040.0071 M0.5695180.01440539.536540.0000 Y1.3083240.07646917.109280.0000 R-squared0.993109Mean dependent var1.780155 Adjusted R-squared0.992191S.D. dependent var0.385816 S.E. of regression0.034095Akaike info criterion-3.768349 Sum squared resid0.017437Schwarz criterion-3.619953 Log likelihood36.91514F-statistic1080.952 Durbin-Watson stat1.286969Prob(F-statistic)0.000000 可以看出，只有Y和M对模型的影响显著，而I对模型没有什么影响。 2．异方差检验 做ARCH（P=3）检验： ARCH Test: F-statistic5.461801 Probability0.015183 Obs*R-squared8.974892 Probability0.029627 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 20:26 Sample(adjusted): 1988 2002 Included observations: 15 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0001540.0003180.4821940.6391 RESID^2(-1)1.0389410.3298393.1498420.0092 RESID^2(-2)0.1003790.4230710.2372630.8168 RESID^2(-3)-0.0743750.227784-0.3265170.7502 R-squared0.598326 Mean dependent var0.000925 Adjusted R-squared0.488779 S.D. dependent var0.000874 S.E. of regression0.000625 Akaike info criterion-11.69368 Sum squared resid4.30E-06 Schwarz criterion-11.50487 Log likelihood91.70261 F-statistic5.461801 Durbin-Watson stat1.912115 Prob(F-statistic)0.015183 Obs*R-squared 对应的P值是0.029627 〈 0.03初步判定没有异方差存在 用WHITE检验： White Heteroskedasticity Test: F-statistic2.788935 Probability0.066926 Obs*R-squared10.86065 Probability0.092780 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 20:46 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0936890.1994970.4696270.6478 M0.0068670.0051871.3239640.2124 M^20.0015060.0012491.2055700.2533 I0.0021660.0149630.1447480.8875 I^20.1060440.1676490.6325360.5400 Y-0.0586970.145379-0.4037520.6941 Y^20.0099880.0263640.3788650.7120 R-squared0.603369 Mean dependent var0.000949 Adjusted R-squared0.387025 S.D. dependent var0.000952 S.E. of regression0.000746 Akaike info criterion-11.27944 Sum squared resid6.12E-06 Schwarz criterion-10.93318 Log likelihood108.5149 F-statistic2.788935 Durbin-Watson stat1.248839 Prob(F-statistic)0.066926 所有参数的估计量对应的T值都小于二，所以结果还是显示无异方差。故可以认为不存在异方差 相关检验 据之前的OLS结果显示：DW值为1.371224， 给定显著水平：α=0.05， n=18， k’=3 查表得：dl=0.933， du=1.696，dlDWdu ,不能确定存在自相关 进行自相关修正： 广义差分法： 由DW=1.371224， 根据ρ=1-DW/2=0.314388 Dependent Variable: DE Method: Least Squares Date: 06/13/05 Time: 21:10 Sample(adjusted): 1986 2002 Included observations: 17 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.4419350.172245-2.5657320.0235 DM0.5610080.02223325.232880.0000 DI-0.1592940.268378-0.5935440.5630 DY1.2918970.09039814.291180.0000 R-squared0.985570 Mean dependent var1.267946 Adjusted R-squared0.982240 S.D. dependent var0.239952 S.E. of regression0.031977 Akaike info criterion-3.845245 Sum squared resid0.013293 Schwarz criterion-3.649195 Log likelihood36.68458 F-statistic295.9691 Durbin-Watson stat1.809860 Prob(F-statistic)0.000000 查表得：此时dl=0.897， du=1.710，4- du=2.290 则duDW4-du， 修正后不存在自相关 模型经济意义解释及存在的问题 通过以上的检验修正，我们发现无论如何修正,利率I 对汇率e 的关联度很低。经过翻阅大量的相关书籍及请教相关老师，我们分析得到如下经济原因： 首先，人民币汇率的变动对于利率调整的反映缺乏足够的敏感性，使得利率调整对汇率的变动影响不大。从调节范围来看，银行间外汇市场不包括外商投资企业的本外币买卖，交易对象不全面，这样的外汇市场所形成的外汇汇率也是不完整的。另外，我国虽然已于1996年底实现了人民币经常项目下的可自由兑换，但离人民币真正自由兑换还相差甚远。外汇管制特别是用汇审批仍具有浓厚的行政色彩，个人和企业并不能自由买卖外汇。因此，当本外币利率发生变化时，居民不可能通过自由买卖外汇来调整其外币资产结构；加之国内金融市场发育程度较低，金融资产品种较少，也限制了居民的金融投资选择。由于居民本外币金融资产的替代性很差，因此，人民币汇率的变动对于利率调整的反映缺乏足够的敏感性。这是人民币汇率和利率相关率低的一个根本原因。 其次，货币当局的利率政策和货币政策分割而治、互不关联的倾向十分明显。一直以来，我国的利率和汇率的市场化程度都比较低，官定色彩浓厚。纵观我国历次利率调整，很少与汇率联系起来；反之亦然。利率政策和汇率政策在政策运用上互不关联，容易导致货币当局在调控宏观经济时顾此失彼。同时，我国利率改革和汇率改革进程并不一致，利率市场化进程较慢，远滞后于汇率市场化，利率管理权限过于集中，资金价格不能随市场资金供求关系的变化而变化；存贷款利率调幅不均，利率不合理，贷款缺乏期限利率和行业差别利率，没有形成一个完整、运行自如的利率体系；资金供给制仍未从根本上打破，央行包专业银行资金，专业银行包企业资金，结果使资金杠杆作用微弱。可以说，现行利率的市场属性还很不充分，难以与汇率相配合。 经验教训 选题 我们选择了检验模型，因为我们考虑如果自己建立可能会因为因素考虑不全而导致许多问题。 如果要检验模型，在选择模型时应注意：一定要选择以前学过或是比较熟悉的。我们组在实际做论文时就因为只考虑到便于做计量经济学课程论文而盲目选择了一个从未接触过的模型。对模型的不了解，导致在做的过程中遇见了非常多的问题。 模型的理解 如果要检验一个模型，一定不要急于找数据，做回归，而是要在动手之前收集大量资料来理解目标模型。从我们惨痛的经历中，我们总结出，应从以下角度认识一个模型： 对于一个模型，首先要注意的就是它的假设。我们在做弹性价格货币模型时，就是忽略了购买力平价持续有效的假设而采用了美国和日本的数据，导致的结果是无论我们如何修正回归的模型都与经济意义不符。 其次，不要忽略模型的推导过程，因为只有理解了模型怎么来的才能深刻理解模型每一个变量的确切含义以及应当用什么数据来衡量。 我们在做论文时一开始就只根据一个公式： e=α(y*-y)+β(i-i*)+(Ms-Ms*) 以及这样一句话“从模型中我们可以看出，本国与外国之间实际国民收入水平、利率水平以及货币供给水平通过对各自物价水平的影响而决定了汇率水平”主观地认为e，（y*-y）,(i-i*), (ms-ms*)是指汇率，国民收入，利率，货币供给的数值,做出来回归的结果非常不理想。当我们回过头再次看模型并仔细分析了它的推导过程时发现，原来在推导中，模型明确写着e=lnE y=lnY ms=lnM，做了这么久的成果只得再次被全盘否决，感觉就像自己的孩子夭折一样难过。 数据 数据收集 老师常说，找数据是百分之七十的工作。我们在收集数据时感觉比较顺利，这要归功于一门选修课——经济信息检索。在收集数据前，应清楚常用的检索工具以及数据的获取方式： 数据型经济信息的检索工具： 统计年鉴、统计资料汇编、政府出版物、报刊、统计数据库 数据型经济信息的获取方式： 回溯性数据型经济信息检索 利用统计资料汇编 利用统计性年鉴 最新数据型经济信息检索 利用政府出版物 利用报刊 利用统计数据 另外，知道几个常用的网站，数据库也是非常方便的，年鉴虽然全面但考虑到需要手录大量数据，故我们选择了电子版。学校图书馆的数据资源有许多很有价值的数据库，其中重点推荐“中经网”，这个数据库是由国家计委和国家信息中心主办，是中国目前最大型，最权威的经济事实型网站。其次，就是政府网站，比如很常用的中国统计局信息网（），是收集国内外数据的重要信息渠道。最后就是年鉴，通常在图书馆都有，常用的是《International financial statistics》《中国统计年鉴》 数据的处理 数据的单位非常重要，在涉及多个国家时，一定得看清货币单位是否统一 虽说找数据是百分之七十的工作，而我在真正做的过程中发现即使是找到了数据，在用Excel计算时，也会有无数个陷阱，而我们在最后做完总结时，已不知道中招多少次。当我们把算了很久的数据代入Eviews，回归，异方差自相关多重共线性检验，异方差自相关多重共线性修正后，这时常常有两种结果，一是无论我们怎样修正，要么经济意义不对，要么总存在异方差或自相关或多重共线性。有时一切进行得异常顺利，让我们都不敢相信。而当我们再回头检查数据时，oh，my god! 数据计算竟然有误，大家都傻了，对视无语3秒，抱头痛哭。怎么办，还是得修改呀。只有返工。痛定思痛后，我们总结了在计算数据时应注意的问题： 首先，核对数据与原数据是否一致，其中尤其要注意年的顺序，因为有的数据是按年的降序排列而在用Eviews常常按年的升序排列数据。 第二，若涉及到多个国家的数据，不能忽视的就是货币单位，对于有的统计数据，它是以本国货币单位表示的，那么在和其他国家比较时，必须转换成统一的（一般是美元）货币单位。 计量过程 在真正解决实际问题时，我们才发现，许多情况并不像课后习题那样简单，在遇到很多问题时需要灵活地运用所学知识。比如，当t 值为1.9时，是完全按照理论的t值必须大于2而判断解释变量不合理呢，还是根据具体情形具体考虑。 而且随着计量知识学习的深入，许多新的问题是我们重来没想到的，每一章节的学习，对于我们的课程论文都可能是一次新的挑战。不过看到自己做的模型愈渐完善，我们也很有成就感。 团队 这次课程论文的完成是我们团队共同努力的结果。。大家在一起为了共同的目标而努力。每次无论是遇到新问题还是解决问题后成功的喜悦，大家都共同经历。合作的过程中，我们每一个人都更进一步理解了团队精神。当我们回过头看，发现我们仍然还是欠缺一些合作的技巧。 制定一个计划表。当确定一个目标后，一个可行的时间表既是让目标完成的有效措施又是一个很好的激励工具。 激励机制。光有一个表还不够，一纸空文也是常有的事。况且每个人都有惰性，没有一个外部的激励机制，计划是很难坚持。具体地说，这种激励机制可以是比如规定何时完成某件事，没完成的就请吃冰淇淋（仅限于夏天）。这样，对完成了的组员是一种奖励，对没完成的也是一种督促。 分工。团队合作最大的好处就是可以集众家之长，使其各司其责，大大地提高效率。而分工的前提就是必须了解每一个组员最擅长什么。一开始我们并没有意识到这一点，随意分配任务，比如在计算数据时，我们让一个在模型方面较强而数字方面不太敏感的组员计算数据，后来我们发现这样不仅效率很低而且又浪费了人才。组员的各自的长处其实一开始大家都不清楚，而这就涉及到下面要谈的一个重要问题——沟通。 多沟通。在一个团队中，组员有着各自的性格特点，生活背景，如何协调使得大家求同存异是团队合作中非常重要的一点。比如，我们组在做论文的过程中大家的意见常常会发生分歧，这时我们就会交流，一个一个地说出自己的观点和理由，一个人说时，其他组员认真地听，如果理由能说服其他组员，就接受。这样不仅吸收了好的意见，而且促进了我们的沟通能力。还有一点，就是当任务分配后，一个组员要是在完成的过程中遇到了什么困难，她需要主动和其他的组员交流，大家一起解决。比如我们组在数据的处理时主要由一个组员在做，但在决定货币供给究竟用m1还是m2时，我们全体组员都参与其中，各自查找了资料，最后共同决定。
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中国城市居民消费计量分析_经济学毕业论文范文
中国城市居民消费计量分析_经济学毕业论文范文 中国城市居民消费计量分析［内容摘要］根据相关经济理论和客观实际，确定了居民消费的运行结构和主要运行参数，建立了中国居民消费计量模型。在此基础上，分析了主要变量国民收入和货币流通两对居民消费的影响，并作了预测和建议。 ［关键词］ 居民消费 国民收入 货币流通量 一、引言及理论陈述: 居民消费是指花费在最终商品与服务上且能符合需要和获得满意的各项开支，是GDP中最大的组成部分。而且改革开放以来,城镇居民的消费水平提高的最快,消费结构也有很大的改善,因此对其进行分析有较强的经济意义。 目前关于消费主要有以下的理论流派: (1)凯恩斯的绝对收入假说,也就是我们通常最熟悉的消费取决于绝对收入的理论,具体表现形式就是消费函数:C=Ca+By,其中b为边际消费倾向,0b1,也即边际消费倾向递减规律. (2)杜森贝利相对收入假说,其中谈到了两个效应,一是消费的示范效应，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,二是消费的棘轮效应，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. (3)弗里德曼持久性收入假说,即消费不仅受到当期收入水平的影响,还受到消费者对自己预期收入的影响. 那么根据萨米缪尔森等经济经济学家的观点，消费的决定因素包括：当期可支配收入、个人财富、物价指数、货币流通量以及永久收入等等。并且，认为存在消费的“棘轮效应”(即收入增加消费增加,收入减少消费难以减少,长期来看消费是稳定的)，主要因素为实际可支配收入。 可支配收入是指国民收入减去所有家庭和公司交纳的直接税，再减去企业净储蓄，最后加上家庭从政府那里获得的转移支付。由于可支配收入计算易出现误差（例如转移支付的具体数据通常不准确）,且可支配收入最终仍然由国民收入决定且与国民收入值差距不大，所以我们采用国民收入代替计算。 货币流通量指货币离开金库在市场上流通的货币数量。投放货币就增加了货币流通量，反之，回笼货币就减少了货币流通量。增加或减少货币流通量主要是适应经济和社会发展需要。货币流通量过少，不能满足商品交换的需要，就会影响经济发展；货币流通量过多，超出了商品交换的需要，就会出现通货膨胀，同样会影响经济的增长。 城市居民消费价格指数是反映城市职工及其家庭所购买的生活消费品和服务项目价格变动趋势和程度的相对数。编制城市居民消费价格指数，可以观察和分析消费品的零售价格和服务项目价格变动对职工货币工资的影响，作为研究职工生活和确定工资政策的依据。 财富通常每年变化不大，因此财富效应很少会引起消费的急剧变动。而且，财富值难以计算——计量标准难以统一把握，这里约去了财富的影响。 而在中国，城市居民消费额和城市物价指数比较易于统计，较为真实，故采集为数据。 于是，依据计量经济模型的构思和从实际出发，我们在建模时作了如下处理： 1、该模型是线性系统模型。 2、主要采集的样本是1979年至1999年的数据。（由于我国的经济运行机制在此之后有了较大改变，人民的生活水平也有所提高，这一时期的样本较能反映变化） 3、模型中解释变量为城市居民消费额,被解释变量为国民收入，年平均货币流通量，城市消费物价指数，前一年的消费额。 这样，模型的操作性更好。 二、相关数据搜集; 年份城市居民消费额(元)国民收入总额(亿元)年平均货币流通量(亿元)城市居民消费物价指数 19794344038.2225.3101.9 19804964517.8275.1107.5 19815624860.3341.4102.5 19825765301.8385.9102 19836035957.4460.5102 19846627206.7576.6102.7 19858028989.1822.2111.9 198692010201.4978107 19871 08911954.51239108.8 19881 43114922.31674120.7 19891 56816917.82157.3116.3 19901 68618598.42296.6101.3 19911 92521662.52724.3105.1 19922 42426651.93466.6108.6 19933 02734560.54937.1116.1 19943 891466706243.5125 19954 87457494.97507.4116.8 19965 43066850.58296.6108.8 19975 79673142.79489.8103.1 19986 21776967.210690.999.4 19996 79680579.412329.998.7 数据来源：《中国统计年鉴2003》，《中国市场统计年鉴2003》， 中华人民共和国财政部网站 三、模型设定及参数估计:我们按照线性形式建立模型如下 Y：城市居民消费额 ：城市居民消费额 ：国民收入总额 ：前一年城市居民消费额,此数据由被解释变量滞后一期生成. ：城市居民消费物价指数 Ｕt：随即扰动项 四、模型检验及修正 我们利用EVIEWS软件，用最小二乘法进行回归分析及统计检验，并针对其中有多重共线和自相关影响的方程，进行修正后再来估计参数（显著性水平=0.05）,如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/19/04 Time: 20:21 Sample(adjusted): 1980 1999 Included observations: 20 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X44.2166883.4161711.2343320.2361 X3-0.0373130.157297-0.2372160.8157 X20.1756360.0421804.1639580.0008 X10.0575970.0107095.3784790.0001 C-224.1336384.4861-0.5829430.5686 R-squared0.999285 Mean dependent var2535.350 Adjusted R-squared0.999095 S.D. dependent var2156.875 S.E. of regression64.89682 Akaike info criterion11.39579 Sum squared resid63173.96 Schwarz criterion11.64473 Log likelihood-108.9579 F-statistic5243.075 Durbin-Watson stat1.714544 Prob(F-statistic)0.000000 1．（1）模型整体检验以及经济意义检验：由上面回归结果可以看出，可决系数=0.999285，说明拟合优度较高。结合F=5243.075(4,15)=5.86,我们可以判定模型中所有解释变量联合起来对Y的影响力显著。然而和的t检验没有通过，即偏回归系数的T值不显著，且的系数符号和经济意义不符，因为从消费的棘轮效应来看，前期的消费对本期的消费最多产生的是正的影响，因此，我们根据计量经济学知识判定这些变量之间可能存在多重共线性。 （2）多重共线检验:(15)=2.131,可以看出和的t检验不显著,存在多重共线,从简单相关系数矩阵 1-0.123657551911-0.0727410204253-0.0543207207683 -0.12365755191110.9944291564790.996211881424 -0.07274102042530.99442915647910.995016665959 -0.05432072076830.9962118814240.9950166659591 从中也可以看出解释变量中,,之间存在高度线形相关. 下面对此模型采取逐步回归法以消除多重共线性。将被解释变量等对每个解释变量Xi（i=1,2,3,4）分别进行回归，结果如下： A: Y=155.2109+0.080063 (29.30833)(0.000757) t=5.296068 105.7198 =0.998303 S.E=90.94306 F=11176.68 B: Y=394.4115+0.5855750 (52.06592) (0.009897) t=7.575234 56.15396 =0.994011 S.E=170.8480 F=3153.267 C： Y=101.3608+1.097751 (75.33788) (0.025769) t=1.345416 42.60040 =0.990179 S.E=219.6063 F=1814.794 D： Y=2490.162-0.508515 (7246.795) (67.00471) t=0.343622 -0.007589 =0.000003 S.E=2207.585 F=5.76E-05 显然的拟合优度极差，t检验极度不显著,说明城市居民消费物价指数对城市居民消费额没有显著影响,因此剔除该变量。 综合可决系数，F值和t检验，最后选择A方程作为基本回归方程。 在A方程的基础上增加一个解释变量，分别得回归方程 Y=213.8979+0.058113X1+0.153429X2 (28.389927) (0.006039) (0.042008) t=7.640139 9.623160 3.652355 =0.999025 S.E=70.81071 F=9224.403 (1) Y=249.0193+0.067358X1+0.185558X2-0.192862X3 (31.31406) (0.007338) (0.042079) (0.095665) t=8.214647 9.178725 4.409777 -2.016021 =0.999213 S.E=65.95010 F=6768.762 (2) 比较（1）（2）两个方程，其中方程（2）中的的系数为负数，与经济意义不符，而且t检验的P值等于0.0609，大于显著性水平，说明对Y的影响不显著，故经权衡，将删去，保留两个解释变量，得如下模型，也即是上述方程（1） Y=213.8979+0.058113X1+0.153429X2 (28.389927) (0.006039) (0.042008) t=7.640139 9.623160 3.652355 =0.999025 S.E=70.81071 F=9224.403 （3）异方差检验 运用arch检验法得如下的检验结果： 选取ARCH过程的滞后阶数为p＝3 从输出的辅助回归函数中得到,计算得出(n-p)*=18*0.175070=3.1626,在显著性水平为0.05时,查卡方分布表，得临界值可见计算所得出的结果明显小于临界值,显然不存在异方差. 下面再运用white检验法进行检验,得如下的结果: White Heteroskedasticity Test: F-statistic2.588243 Probability0.076493 Obs*R-squared8.250015 Probability0.082837 由上表可以得到: Obs*R-squared＝0.082837，大于显著水平为0.05时，这就进一步验证异方差不存在. （4）自相关检验以及修正： 由模型Y=213.8979+0.058113+0.153429中的DW=1.173928，查Durbin-Wastson表，n=21,k=2,得下限临界值=1.125,上限临界值=1.538,显然DW值小于,说明模型存在自相关，下面对自相关进行修正： 运用广义差分法,由DW=1.173928,根据=1-DW/2,得出=0.413036,然后分别对,和Y做广义差分,然后用OLS方法估计，从结果可以看出DW =1.685108,比起修正之前的DW值有明显的提高,并且已经大于,落在了不存在自相关的区域内,所以也就是说经过广义差分之后,自相关得到修正. 把上述回归结果写成报告的形式: 令DY=,D=,D=,则: =138.7137+0.054877+0.174502 (E) (24.93141)(0.006287) (0.042726) t=50563815 8.729291 4.084230 =0.997940 F=4117.148 DW=1.685108 总体上看来回归的效果非常好,估计量的回归系数符合经济意义,拟合优度很高,t检验的值显著,F检验显著. 所以综合以上的经济意义检验以及统计意义检验和我们对方程的相关的修正,最终我们把回归模型定为方程(E),如上. (5)平稳性检验和协整性检验: 经检验,变量序列都是非平稳的,一阶差分协整性不可以通过,二阶差分协整性可以通过. 五.模型的预测检验; 内插预测,点预测 : 我们把1998,1999年的解释变量数据带入方程: 1998 年:=76967.2,=10690.9带入模型可以得到=6228.026166 1999年;=80579.4,=12329.9,带入模型可以得到=6712.261044 根据中国统计年鉴2003得到1998,1999年的被解释变量-城镇居民的实际消费额为6217,6796. 这说明我们的模型预测的比较接近实际水平,所以模型有一定的实际意义. 六.实证分析 最终模型表明，前一年的消费额和居民消费物价指数对居民消费的影响不具有系统显著性。根据经济理论，联系客观实际，可以说，这两者对居民消费基本影响不大。对当年物价指数反应相对不明显，说明居民相对来说更注重经济的安全性。（当然，也不排除经济持续增长，收入预期良好，影响“棘轮效应”和对物价变动的反应——有待进一步考证） 同样，可以认为居民收入水平和货币流通是影响居民消费的最主要因素。 1、居民收入对消费的影响 居民可支配收入是居民消费的基础和前提,但是居民收入也许还存在其他方面的影响。 （1）收入预期影响。研究表明，除了根据当前可支配收入水平之外，人们还根据长期收入趋势来决定其消费数量。经济学家提出了永久性收入理论和生命周期假说。永久性收入是指在除去那些暂时的或不固定的影响（如意外的收入或损失等）之后，一个家庭获得的收入水平。这一理论暗示，消费者对待收入变动作出的反应不会都一样。长期稳定的收入——即永久性收入变动才会提高消费。生命周期假说认为不同年龄的人有不同的消费倾向，中年人比老年人、青年的消费倾向低。 （2）不同收入水平的影响。研究表明，收入水平决定消费支出水平。而中等收入水平的人群的边际消费倾向高于高收入和低收入的人群。 2、货币流通量对消费的影响 货币流通量等于货币投放量减去货币储蓄量。 首先，由于货币储蓄量比较稳定，适当扩大货币的总发行量，可减弱货币储备对消费的不利影响（当然以严防“通货膨胀”为前提）。也就是说货币流通量的增加对消费有推动作用。这也与模型推断相吻合. 但是，扩大货币发行应慎用，应牢记是货币消费量决定货币流通量。货币流量受货币流通速度影响。 七.政策建议 根据研究表明健康的消费增加对经济的拉动作用良好。因此，结合前文，有如下政策建议。 1、稳定增加居民收入，增强居民消费信心。简而言之，保持稳定健康的长期经济增长意义重大。 2、营造一个完善的消费的环境。一方面，保证充足的商品与服务供给。另一方面，提高商品和服务的质量和配套环节。这样，才能满足许多潜在可实现的消费。 3．形成合理收入差距。即培育一个强大的中等收入阶层，强化居民整体消费倾向。 4．深化税制改革。这包括对个人收入税、遗产税等诸多方面考虑——但现实中存在诸多争议。 5．完善社会保障体系。生命周期假说认为这有利于改变中年人的消费倾向。可也有经济学家认为社会保障损失市场效率。这也存在争议。 6．加快货币的“无纸化”。金融学家认为电子货币、信用卡等非纸化货币的广泛使用，可以减少人们手中持有的货币——降低人们将手中闲置货币“被动储蓄”的可能，加快货币流通速度，提高货币流通量。 参考文献： 《计量经济学教程》赵卫亚 上海财经大学出版社 2003年版 《经济学》保罗·萨缪尔森 威廉·诺德豪斯 华夏出版社 1999年版 《货币金融学》殷孟波 曹廷贵 西南财经大学出版社 2000年版
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外国投资者在中外合资企业中的非股权优势分析(一)_经济学毕业论文
外国投资者在中外合资企业中的非股权优势分析(一)_经济学毕业论文 外国投资者在中外合资企业中的非股权优势分析 摘要：近年来，我国在引进FDI的过程中，出现了中外合资企业数量扩张减缓，发生产权普支和独资历化的倾向。本文在概述相关的理信纸研究成果的基础上，分析了外国投资者通过对中外合资企业公司治理结构的设计、技术和品牌控制、合资企业数量控制以及销售区域控制等手段的共同使用，基本上能够实现在控制权不完整条件下对合资企业的实质性控制。作者认为，除资本产权与管理技能外，技术资源优势也是控制权的一个重要来源，并且可能架空资本产权权利。凡此种种，决定了外商独资企业将成为我国引进FDI的主要形式。合资企业正在不可避免地融入国外跨国公司所建立的全球生产体系之中，这一趋势对我国现行的政策体系构成了严峻挑战 关键词：中外合资企业；非股权优势；实质性控制；独资化倾向 目 录 一、引言4 二、国内外学者的理论回顾4 三、在控制权不完整条件下跨国公司对合资企业的实质性控制6 （一）中外合资企业母国主导型的公司治理结构的设计7 1. 董事会的构成由母公司所主导，董事会的职能残缺不全7 2. 高级经理人员由母公司指派，委托代理关系模糊不清7 （二）对技术、品牌等关键资源的完全控制8 （三）成立多个合资企业并划分销售区域10 四、结论及其政策建议11 致谢14 参考文献15 [注：目录按三级标题编写，如上所示。] 引 言(宋体四号加粗居中) 以下论文正文一律用宋体五号,1.25倍行距 近年来，中外合资企业的数量扩张有逐步放缓的趋势：2000年外商独资企业所占比重已樊升至54.3%，而中外合资企业实际到位资金却首次出现负增长；2001年新批的外商独资历项目已比合资项目多出70%，投资额是合资企业的2倍；外商独资企业正成为跨国公司进入中国的主流方式。不少外商在合资期限到期之际或通过增资扩股、收购等手段控股合资企业，或终止合资企业，自起炉灶。另一方面，不少外商在微观层次的具体案例也是屡见不鲜，比较典型的如：阿尔卡将其在上海贝尔的股份由31.65%增加到51%；三星集团将其在三星电子的股份由50%增加到91.5%；宝洁公司将其在北京熊猫的股份由50%增加到99%；杜邦公司将其在华独资企业增至6家。越业越多的迹象表明，在华经营多年的跨国公司开始走向一条由合资到外资控股进而到外商独资的轨道。 影响跨国公司进入中国市场模式及其变化趋势的因素是多方面的。从宏观方面业看，在市场环境方面，中国市场稳定快速地扩大并蕴含巨大的增长潜力，使得跨国公司在进入中国市场的模式上追求高度控制的独自企业形态；另一方面，2000年到2001年，中国政府行后颁布《中华人民共和国外资企业法》、《中华人民共和国中外合作经营企业法》和《中华人民共和国中外合资经营企业法》等法律、法规，一方面规范了外商投资者的行为，使它们的全法权益受到保护，同时也放宽了外商投资股权的某些规定。从微观方面分析，缺乏对特定国家环境的了解和经营经验是制约了跨国公司进入该国市场及进入模式选择的重要因素。特别是像中国这样的经济转型 国家，对于初入中国市场的外国投资者业说，经济发展具有很大的不确定性。外商对华直接投资时首先考虑的就是合资企业——这种资源投入少、风险低的时入方式，以减少出资额，降低风险，并利用中方合资者在东道国的销售网络、人事关系等资源优势，取对方之长补自己之短，大大降低其自身的“学习成本”。但是，这些投资者一旦积累了在中国市场上的投资经营的经验与知识，就能更准确地估价经营风险与收益，从而运用在合资企业中的控制权优势，一步步地实行合资企业的独资化，采取资源投入量大、控制程度高的进入方式。本文通过分析外国投资者所拥有的合资企业内部的管理优势和垄断优势，以此来剖析外国投资者如何运用其在合资企业中非股权优势来实现其对整个企业的实际控制，从而揭示出外国投资者逐步实现合资企业的产权变致力的微观基本。 国内外学者的理论回顾(宋体四号加粗居中) 关于国际直接投资（FDI）的本质，有的学者强调“经营资源”，尤其是企业的无形资产。例如，日本学者原正行认为，FDI是企业特殊经营资源在企业内部的国际转移；[① [日]原正行. 海外直接投资论[M]. 广州：暨南大学出版社，1992:66]①另一位日本学者小岛清认为，FDI是以经营管理上的技术性专门知识为核心。[② [日]小岛清. 对外贸易论[M]. 天津：南开大学出版社，1987:43]②有的学者则强调“控制权”，例如A.G.肯伍德和A.L.洛赫德认为,FDI是指一国的某公司在另一国设立分支机构,或获得该国某企业的控制权。相关国际机构、政府部门与理论界，例如联合国跨国公司与投资司、国际货币基金组织、WTO、美国商务部等，认为国际直接投资与国际间接投资的根本区别在于是否获得被投资企业的控制权，因为FDI所形成的无形资产处于核心地位，而货币资本则处于非常次要的地位，只能进行间接技资，所以FDI不仅直接参与经营管理，而且其直接目标就是获得被投资企业的控制权。[① [澳]肯伍德，洛赫德. 国际经济的成长1820-1990[M]. 北京：经济科学出版社，1997:98]①基于此，有学者认为：“FDI是指一国或地区企业通过垄断优势（主要表现为无形资产）的国际转移，获得部分或全部外国企业控制权，以实现最终目标和直接目标高度统一的长期投资行为。”[② 李东阳. 国际直接投资与经济发展[M]. 北京：经济科学出版社，2002:58]② 处于控制权地位的经营资源一般都是垄断资源，因此跨国公司要有一定的垄断优势，体现这一思想的垄断优势理论是FDI理论的基石。S.H.海默认为，跨国公司从事FDI的根本动因在于：一是排除竞争；二是利用垄断优势。跨国公司的垄断优势包括先进技术、先进管理经验、雄厚的资金实力、信息、声誉、销售渠道、规模经济等。海默的结论是，跨国公司对与东道国创办合资企业并元兴趣，而是乐于创办独资企业，以保持其垄断优势。[③ Hyrner，Hymer S H. The International Operations Of National Firms：A Study Of Direct Foreign Investment[M]. Boston: MIT Press, 1976:88]③H.G.约翰逊发展了海默的理论，认识到专利、专有技术、管理与组织技能等无形资产或知识资产是从事FDI的关键，垄断优势主要来源于跨国公司对知识资产的控制。大型跨国公司向东道国所转移的要素主要是上述垄断优势，货币资本的转移量较少，也是其实现全球战略目标的重要条件。[④ Johnson H G. The Efficiency and Welfare Implications of the International Corporation[M]. Boston: MIT press, 1970:55]④ 内部化理论则从另外的角度解释了FDI以技术和知识产品为主的原因以及影响其内部化进程的因素，认为合资企业只是不稳定的短期契约，在发挥企业所有权优势以实现利益最大化方面的作用远不如独资公司，跨国公司一旦获取了组织内部市场的能力，建立独资子公司就成为它们随后的必然选择。[⑤ B1Idley P J. The Future of the Multinational Enterprise[M]. London: Macmillan, 1976:25]⑤ 毕密斯的研究进一步表明，由于发展中国家经营环境复杂，跨国公司支配合资企业的控制权越大，绩效往往越不理想，因此当地合伙人应当分享跨国合资企业的决策权，即 企业决策由合资双方共同作出。在合资初期，即使经营绩效不佳，跨国公司也不会谋求对合资企业进行完全控制，但却会抓住总经理的职位紧紧不放。[⑥ [加拿大] 保罗·毕密斯. 发展中国家的跨国合资企业[M]. 南京：东南大学出版社，1991:79]⑥ 国内的一些学者也对合资企业内部的控制权问题进行了研究。李维安博士对跨国公司在华企业的股权安排及其动态变化、董事会及其权力配置、管理层控制、激励机制等方面进行了实证研究，他的调查结果显示，当前中外合资企业公司治理的几个特征是：(1)控股和独资化倾向；(2)技术等关键资源的非股权控制；(3)多个母公司控制；(4)外方直接任命总经理、进行财务监控和直接任命关键部门的经理，由中方控制的董事会是“橡皮图章”；(5)分权的决策机制。根据比较优势，中方控制人事、国内营销等部门，外方控制技术、国外营销等部门。[① 李维安. 中外合资企业母公司主导型公司治理模式探析[J]. 世界经济与政治，2002(5):17]① 国内外的研究成果可以粗线条地归纳为四点：第一，与国际间接投资相比，FDI的根本特征在于拥有企业的控制权；第二，跨国公司对FDI企业的控制权来源于其垄断优势；第三，为保护垄断优势并获得最大利润，跨国公司通常倾向于建立独资企业；第四，在一定条件下，外方同意组建合资企业，但会谋求企业的控制权。 上述理论成果，为本文进一步探讨合资企业独资化进程中，外国投资者如何运用其在企业内部的垄断优势一步步地实现合资企业的产权变动，奠定了理论基础。 在控制权不完整条件下跨国公司对合资企业的实质性控制(宋体四号加粗居中) 在合资企业成立初期，中外双方对股权要求的偏好存在着差异。中方的目标在于获得管理经验、技术、国际营销渠道以及利润等，强调掌握企业最终决策权，而且，国家法规也明确要求，合资企业须由中方控股。而跨国公司由于自身的优势、劣势以及以前的经验教训等，往往表现得很“大度”，甘居小股东地位。因为这是市场开发阶段，是产品导入期，无利可图，加之市场需求前景不甚明朗，投入费用也比较高昂，在股权安排上采取“舍本而逐末”的战略态势，进可以扩大股份，接收已开拓的“疆地”,退可以锁定自己的成本，将投资损失降至最低幅度，是一种左右逢源的投资战略选择；但控制权关乎未来实施进退战略的成败，是企业的生命线，是万万不能放弃的。
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经济社会发展构建和谐黑龙江(一)_经济学毕业论文
经济社会发展构建和谐黑龙江(一)_经济学毕业论文 摘要 实现黑龙江全面振兴，要把发展作为解决一切问题的关键，全力抢抓机遇，用足用好中央支持老工业基地振兴、支持粮食主产区和加快资源型城市转型等政策，充分发挥自身优势，以扎扎实实的工作推动经济又好又快发展。构建社会主义和谐社会，是实现黑龙江全面振兴的重大任务。要按照民主法治、公平正义、诚信友爱、充满活力、安定有序、人与自然和谐相处的总要求，协调推进经济、政治、文化和社会建设，促进人的全面发展。 1 促进经济快速稳定发展 1.1 着力调整优化经济结构,加快新型工业化进程 新型工业化是实现全面振兴的必由之路。要大力推进经济结构调整，构筑企业信息化、产业集群化、经营国际化的新型工业体系，提升工业层次和水平，走出一条科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少、人力资源优势得到充分发挥的新型工业化路子。 加快产业结构优化升级。坚持以信息化带动工业化，以工业化促进信息化。积极运用高新技术和先进适用技术改造提升传统产业，搞好重要行业、企业的重组改造，培育壮大装备、石化、能源、食品等支柱产业，建成国家的重大装备制造基地、石化工业基地、能源原材料基地、食品工业基地。大力发展航空航天、电子信息、生物技术与现代医药、新材料等高新技术产业。健全军民互动合作的协调机制，发展壮大国防科技工业。做强做大一批龙头企业，以大企业、大项目、大品牌为支撑，以开发区、园区为载体，注重延伸龙头配套、精深加工、节约循环等环节的产业链条，大力发展技术和资金密集型产业，培育优势特色产业集群。支持大庆建设百年油田，充分发挥大庆在建设石化基地中的龙头作用。围绕一百二十万吨乙烯工程等新上项目，发展精细化工，延长产业链，提高附加值。努力提高天然气利用水平。积极为引进俄罗斯原油管线建设创造条件。 促进区域经济协调发展。构筑以哈尔滨为龙头，区域中心城市为重点，县城和中心镇为依托的城镇体系，促进大中小城市和小城镇协调发展。发挥城市的集聚和辐射功能，带动周边地区发展。哈尔滨、齐齐哈尔、大庆等要加快工业走廊建设，以高新技术产业为引领，打造加快发展先进制造业和新型化工产业的新平台，招商引资、承接国内外产业、技术、资金转移的新平台，推进体制机制创新的新平台，探索集团化开发和区域协调管理的新机制，形成产业集聚和规模效益，努力把哈大齐工业走廊建成新体制、高科技、生态化、外向型的经济区域，拉动全省经济再上新台阶。鸡西、鹤岗、双鸭山、七台河要加快煤炭资源综合开发利用，加快煤电化基地建设进程，推进煤炭转化增值。牡丹江、佳木斯、黑河要依托口岸和贸易优势，办好各类进出口加工园区，做强做大进出口加工产业，建设进出口加工产业带。绥化、农垦等要大力发展农产品精深加工，建设农区工业化示范区。大兴安岭、伊春、森工林区要以建立完备的森林生态体系和发达的产业体系为目标，加快森林资源的恢复和发展，因地制宜发展生态特色产业，建设生态功能区和生态经济区。要用好国家推进资源型城市转型的机遇，大力发展接续产业和替代产业，建立资源开发补偿机制和衰退产业援助机制，实现可持续发展。大力扶持老、少、边、穷地区加快发展。 加强基础产业和基础设施重大项目建设。深入实施大项目带动战略，着力建设一批基础设施、优势产业和重大改造项目，集中力量、集中资金上高水准、大规模、高附加值项目。支持一重、哈电站、哈飞等中直企业重大技术改造、新项目及配套项目建设。加强重要矿产资源的勘探开发。加快电源建设，实现电网电源协调发展。加快铁路、公路、水路、机场、口岸、通信和城市基础设施及环保重点工程建设。建立项目建设责任制度，搞好协调服务，强化跟踪问效。 大力抓好节能降耗和环境保护。完善资源节约、环境保护、生态建设的规划、法规和体制机制，落实节能减排目标责任制和实绩评价考核制度，强化节能环保执法监督。落实“千家企业节能行动”和主要污染物总量控制计划，抓好工业、交通、建筑等重点领域及重点企业、重点工程节能降耗，抓好重点污染源治理和城市环保基础设施建设。加强资源节约与综合利用，大力发展循环经济，抓好牡丹江国家级循环经济产业园区建设。加强界江界湖、中小河流特别是松花江流域的综合治理，务求取得明显效果。加快建设资源节约型和环境友好型社会。 1.2 大力发展现代农业，扎实推进社会主义新农村建设 坚持把“三农”工作作为全党工作的重中之重，贯彻工业反哺农业、城市支持农村和“多予、少取、放活”的方针，按照生产发展、生活宽裕、乡风文明、村容整洁、管理民主的要求，以加快发展现代农业为重点，扎实推进社会主义新农村建设，努力实现农业持续发展，农民持续增收，农村全面繁荣。 加快发展现代农业。坚持用现代物质条件装备农业，用现代科学技术改造农业，用现代产业体系提升农业，用现代经营形式推进农业，用现代发展理念引领农业，用培养新型农民发展农业，提高农业标准化、水利化、机械化和信息化水平，提高土地产出率、资源利用率和劳动生产率，提高农业素质、效益和竞争力。提高农田水利建设标准，增强防灾减灾能力，加强大型灌区节水改造工程建设，重点推进西部旱田节水灌溉和东部除涝工程，建设西部高产稳产旱作农田和东部粳稻生产基地，巩固提高农业综合生产能力。树立大食物、大资源、大农业的观念，坚持“打绿色牌、走特色路”，加快发展特色产品和特色产业，扩大优质、专用农产品生产；在保持粮食稳定增长的同时，实施粮牧“主辅换位”，大力发展畜牧业。加快发展农村劳务产业。推进农机化和信息化建设。加大农业科技推广力度，不断提高农业科技贡献率。加强教育培训，培养有文化、懂技术、会经营的新型农民。加快农业产业化进程，培育和壮大龙头企业，强化龙头企业与基地农户的利益联结，做强做大优势品牌。进一步加强循环农业和生态农业建设。加快发展农村二、三产业，加强农村现代流通网络、市场体系和服务体系建设。 大力发展农村社会公共事业。积极争取国家支持，加大地方财政扶持力度，充分调动农民积极性，加强农村公路、安全饮水、农村能源、电网、通信、给排水、垃圾处理等基础建设，加强农村环境综合治理，加快农村住房砖瓦化进程，逐步改善农村生产生活条件。 加快发展县域经济。把发展壮大县域经济作为社会主义新农村建设的重要载体，全面落实发展县域经济的各项政策措施，实施扩权强县改革。坚持走主导产业立县、工业经济强县、招商引资兴县、民营经济活县的发展路子。从各县（市、区）实际出发，大力发展特色经济，建设富县富民项目，提高县域工业化、城镇化和农业规模化、产业化水平。大力推进县与垦区、林区、油田、矿区合作共建，拓宽共建领域，扩大共建规模，提高共建层次。 加快垦区农业现代化建设步伐。充分发挥垦区在发展现代农业、建设新农村中的示范带动作用，把加快垦区发展摆上全省经济社会发展的战略位置，建设现代农业综合试验区。全面落实支持垦区加快发展的各项政策，推动垦区由初级现代农业向更高层次现代农业转变，由农业经济为主导向工业经济为主导转变，使垦区在农业机械化、产业化、城镇化、科技推广和社会事业进步中发挥引领辐射作用，在发展现代农业和新农村建设中走在全省前列。 1.3 坚持市场化、产业化、社会化方向，加快发展服务业 认真贯彻落实加快发展服务业的政策措施，促进服务业拓宽领域、增强功能、优化结构，不断提高服
