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  • 影响国内私人汽车拥有量的几个重要因素分析_经济学毕业论文范文

    影响国内私人汽车拥有量的几个重要因素分析_经济学毕业论文范文 内容摘要： 本文主要是研究对我国私人汽车拥有量产生重要影响的几个因素。按照影响的重要程度，选择全国民用私人汽拥有量，全国人口数，全国居民消费水平指数，全国汽车产量，全国公路长度作为解释变量。模型建立后，利用EVIEWS软件对模型进行参数估计和检验，并加以校正。对最后的结果进行经济意义分析，然后提出自己的看法。 关键词： 全国民用私人汽车拥有量 全国人口数 全国居民消费水平指数 全国汽车年产量 全国公路长度 一 导论 改革开放以来我国GDP增长速度比世界平均水平高出多倍，一直位居世界前列。随着综合国力的增强，人民生活水平大大提高。20世纪90年代以前，我国汽车市场处于公务车阶段，不仅需求量少，而且70％来自政府、事业单位的公务用车，剩下的多是企业的商务用车，几乎没有什么私人用车。1990年至2000年，公务用车的份额下降，商务用车的份额加大，私人购车开始起步。2002年以来，私人购车占整个市场的份额迅速提升，进入私人购车阶段。 今年，我们对汽车市场总体还是看好。汽车销量增长虽不会象去年那么快，但也可以达到20%左右。按照国际通用的车价和国内生产总值增长比较系数计算，未来10-15年中国有购车能力的人口可达5亿，约1.5亿个家庭。未来20年，中国有望成为全球第一大汽车市场。之所以这么有信心，是因为整个国民经济发展的势头仍然比较强劲。目前，汽车、住房、教育等行业列入了拉动内需的龙头行业。这都将使得我国今年的GDP持续高水平增长。在经济强劲发展的势头下，国民的收入水平也在提高，购买能力大大加强，同时扩大内需的政策极大地促进了中国汽车业的发展。汽车工业对国民经济的影响力越来越大。 而目前来说，汽车特别是用于消费的私人轿车保有量的多少，与经济发展、经济活跃程度、国内生产总值、人均国内生产总值的增长，以及道路建设的发展，有着密切的联系。与此同时，消费者日益膨胀的购车热情和造汽车带来的暴利，引来了更多人的垂涎，一场新的汽车投资热风起云涌。在新一轮的造车运动中，上新车型几乎成为共同的选择，目标也均指向新的增长点——私人轿车市场。同时随着居民消费结构的升级，私人购车呈现出迅猛增长的势头，成为我国汽车产业发展的决定性力量。目前，私人已经成为主要的购车群体。从私人汽车拥有量结构看，新增的私人汽车中近８０％为小型和微型客车。通过对国际轿车市场研究发现，当车价与人均ＧＤＰ之比达到２或３时，是轿车进入家庭的转折点。目前，我国北京、上海、广州和深圳等大城市的车价与人均ＧＤＰ之比已经接近这个水平，私人购车进入了爆发性增长阶段。 正因为私人汽车逐渐占据了汽车消费市场的主导地位，也直接反映了整个汽车行业的现状，私人汽车的消费市场成为了我们越来越关注的对象。为了实证对私人汽车消费市场的具体影响因素，以便于我们根据实证结果提出我们的政策建议，我们查找了一些关于我国汽车行业当今各方面的情况，选择用全国民用私人汽拥有量作为反映我国私人汽车消费市场现状的指标，并依据相关的数据资料选取了全国人口数（考虑到从某方面上反映了私人汽车市场的大小），全国居民消费水平指数（考虑到反映了我国居民对私人汽车市购买力程度），全国公路长度（也是对汽车市场消费造成影响的外部因素）作为解释变量。 二 相关数据收集 （数据来源：2002统计摘要 ） yx1x2x3x4 时间全国民用私人汽全国人口全国居民消全国汽车产全国公路长 车拥有量(万辆）数（万人）费水平指数量（万辆）度（万公里） 198528.49105851323.543.7294.24 198634.71107507337.836.9896.28 198742.29109300356.947.1898.22 198860.42111026383.464.4799.96 198973.12112704381.458.35101.43 199081.62114333394.451.4102.83 199196.04115823427.171.42104.11 1992118.2117171482.3106.67105.67 1993155.77118517521.4129.85108.35 1994205.42119850543.8136.69111.78 1995249.96121121584.6145.27115.7 1996289.67122389637.8147.52118.58 1997358.36123626664.4158.25122.64 1998423.65124810701.3163127.85 1999512.35125836754.2174.3130.46 2000704.9126987786.1185.6139.16 2001821.64128036801.3209.5145.89 2002945.7130549843.1236.76152.7 原始数据的分析记录在附录1 由于原模型存在自相关，我们决定通过改变解释变量模式从而消除由于样本数量不足带来的问题。新模型中： Y/X1→Y 人均民用汽车私人拥有量 X3/X1→X1人均汽车产量 X2→X2 全国居民消费指数 X4/X1→X3 人均公路长度 时间y/x1x3/x1x4/x1 19850.0002690.0004130.00089 19860.0003230.0003440.000896 19870.0003870.0004320.000899 19880.0005440.0005810.0009 19890.0006490.0005180.0009 19900.0007140.000450.000899 19910.0008290.0006170.000899 19920.0010090.000910.000902 19930.0013140.0010960.000914 19940.0017140.0011410.000933 19950.0020640.0011990.000955 19960.0023670.0012050.000969 19970.0028990.001280.000992 19980.0033940.0013060.001024 19990.0040720.0013850.001037 20000.0055510.0014620.001096 20010.0064170.0016360.001139 20020.0072440.0018140.00117 三 平稳性检验 Augmented dickey_fuller unit root test on D (Y1，2) ADF Test Statistic-4.437656 1% Critical Value*-4.9893 5% Critical Value-3.8730 10% Critical Value-3.3820 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(Y,3) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 20:08 Sample(adjusted): 1991 2002 Included observations: 12 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(Y(-1),2)-4.3758780.986079-4.4376560.0044 D(Y(-1),3)2.9263250.9167543.1920510.0188 D(Y(-2),3)1.5436610.8190691.8846530.1085 D(Y(-3),3)2.2029800.5752423.8296600.0087 C-0.0002910.000166-1.7485570.1310 @TREND(1985)5.07E-051.75E-052.9026000.0272 R-squared0.963765 Mean dependent var-4.17E-09 Adjusted R-squared0.933569 S.D. dependent var0.000517 S.E. of regression0.000133 Akaike info criterion-14.70026 Sum squared resid1.07E-07 Schwarz criterion-14.45781 Log likelihood94.20157 F-statistic31.91688 Durbin-Watson stat2.451776 Prob(F-statistic)0.000300 Augmented dickey_fuller unit root test on D (x1,1) ADF Test Statistic-3.492868 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(X1) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 20:18 Sample(adjusted): 1989 2002 Included observations: 14 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X1(-1)-0.9929380.284276-3.4928680.0082 D(X1(-1))1.0610820.2565354.1362170.0033 D(X1(-2))-0.0393390.273775-0.1436910.8893 D(X1(-3))0.4459430.2287311.9496380.0870 C7.54E-055.07E-051.4860210.1756 @TREND(1985)8.97E-052.50E-053.5950670.0070 R-squared0.779700 Mean dependent var8.81E-05 Adjusted R-squared0.642013 S.D. dependent var0.000102 S.E. of regression6.08E-05 Akaike info criterion-16.27936 Sum squared resid2.96E-08 Schwarz criterion-16.00547 Log likelihood119.9555 F-statistic5.662833 Durbin-Watson stat2.501918 Prob(F-statistic)0.015901 Augmented dickey_fuller unit root test on D (x2,2) ADF Test Statistic-3.882038 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(X2,3) Method: Least Squares Date: 06/14/05 Time: 10:56 Sample(adjusted): 1988 2002 Included observations: 15 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(X2(-1),2)-1.1995810.309008-3.8820380.0022 C3.89526513.935620.2795190.7846 @TREND(1985)-0.2369961.283314-0.1846750.8566 R-squared0.563244 Mean dependent var1.453333 Adjusted R-squared0.490452 S.D. dependent var29.42530 S.E. of regression21.00456 Akaike info criterion9.104213 Sum squared resid5294.301 Schwarz criterion9.245823 Log likelihood-65.28160 F-statistic7.737652 Durbin-Watson stat2.152035 Prob(F-statistic)0.006941 Augmented dickey_fuller unit root test on D (x3) ADF Test Statistic-4.293548 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(X3,2) Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 20:23 Sample(adjusted): 1987 2002 Included observations: 16 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(X3(-1))-1.1510160.268080-4.2935480.0009 C-1.36E-056.83E-06-1.9868610.0684 @TREND(1985)3.48E-069.74E-073.5728920.0034 R-squared0.586622 Mean dependent var1.56E-06 Adjusted R-squared0.523025 S.D. dependent var1.50E-05 S.E. of regression1.04E-05 Akaike info criterion-19.94795 Sum squared resid1.40E-09 Schwarz criterion-19.80309 Log likelihood162.5836 F-statistic9.224093 Durbin-Watson stat2.128125 Prob(F-statistic)0.003208 可以看出，解释变量X1在0阶差分，X2在2阶差分，X3在1阶差分，Y在2 阶差分情况下通过了平稳性检验。 四 Granger Causality检验 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 20:26 Sample: 1985 2002 Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X1 does not Granger Cause Y17 1.27559 0.27770 Y does not Granger Cause X1 1.34361 0.26579 滞后长度1 结论：X1→Y 拒绝 Y →X1 拒绝 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 20:27 Sample: 1985 2002 Lags: 1 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X2 does not Granger Cause Y17 5.20861 0.03863 Y does not Granger Cause X2 1.54629 0.23411 滞后长度1 结论：X2→Y 接受 Y →X2 拒绝 Pairwise Granger Causality Tests Date: 06/15/05 Time: 20:29 Sample: 1985 2002 Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X3 does not Granger Cause Y16 4.39300 0.03960 Y does not Granger Cause X3 5.59132 0.02111 滞后长度2 结论：X3→Y 接受 Y →X3 接受 五 参数的估计 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 20:25 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0193820.000828-23.416700.0000 X10.6329890.3954581.6006470.1318 X2-3.54E-071.33E-06-0.2655860.7944 X321.988031.21339618.121060.0000 R-squared0.995934 Mean dependent var0.002320 Adjusted R-squared0.995063 S.D. dependent var0.002195 S.E. of regression0.000154 Akaike info criterion-14.52355 Sum squared resid3.33E-07 Schwarz criterion-14.32569 Log likelihood134.7120 F-statistic1143.175 Durbin-Watson stat0.997884 Prob(F-statistic)0.000000 得Y=-0.019382+0.632989X1-3.54E-07X2+21.98803X3 T （-23.41670）（1.600647）（-0.265586）（18.12106） 可决系数R^2=0.995934 修正值为0.995063 从拟合图形看出（特别是残差图）做出的模型拟合效果不是非常理想，所以决定通过检验来进一步修正该模型。 六 模型的检验和修正 经济意义检验 首先在经济意义上通不过。X2的系数为负，全国居民消费水平指数的提高，全国私人汽拥有量反而在下降。这显然与经济事实不符。 2．统计推断检验 从回归结果来看，模型的整体拟合度较高（可决系数R^2=0.995934）,F统计量的值在给定显著性水平α=0.05的情况下很显著（F=1143.175），但是C，X1，X2，的T统计值均不显著（它们的T统计量的值的绝对值均小于2），说明这些变量对Y的影响不显著，或者变量之间可能存在多重共线性的影响使其T值不显著。 3．计量经济学检验 （1）多重共线性检验 X1和Y回归 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/26/05 Time: 16:00 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0041920.000581-7.2157310.0000 X11.18E-051.01E-0611.735610.0000 R-squared0.895918 Mean dependent var0.002320 Adjusted R-squared0.889413 S.D. dependent var0.002195 S.E. of regression0.000730 Akaike info criterion-11.50317 Sum squared resid8.52E-06 Schwarz criterion-11.40424 Log likelihood105.5285 F-statistic137.7245 Durbin-Watson stat0.281816 Prob(F-statistic)0.000000 X2和Y回归 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/26/05 Time: 16:00 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0019280.000531-3.6298120.0023 X24.2983120.4888108.7934150.0000 R-squared0.828555 Mean dependent var0.002320 Adjusted R-squared0.817839 S.D. dependent var0.002195 S.E. of regression0.000937 Akaike info criterion-11.00409 Sum squared resid1.40E-05 Schwarz criterion-10.90516 Log likelihood101.0368 F-statistic77.32414 Durbin-Watson stat0.304057 Prob(F-statistic)0.000000 X3和Y回归 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/26/05 Time: 16:01 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0211340.000485-43.570170.0000 X324.243530.49933948.551210.0000 R-squared0.993258 Mean dependent var0.002320 Adjusted R-squared0.992837 S.D. dependent var0.002195 S.E. of regression0.000186 Akaike info criterion-14.24001 Sum squared resid5.52E-07 Schwarz criterion-14.14108 Log likelihood130.1601 F-statistic2357.220 Durbin-Watson stat0.650295 Prob(F-statistic)0.000000 因为X3和Y回归结果较理想，加入X1 X3,X1 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/26/05 Time: 16:01 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0192530.000860-22.385480.0000 X321.412871.20912017.709470.0000 X11.56E-066.20E-072.5073070.0242 R-squared0.995249 Mean dependent var0.002320 Adjusted R-squared0.994616 S.D. dependent var0.002195 S.E. of regression0.000161 Akaike info criterion-14.47893 Sum squared resid3.89E-07 Schwarz criterion-14.33053 Log likelihood133.3103 F-statistic1571.180 Durbin-Watson stat0.740153 Prob(F-statistic)0.000000 X3，X2和Y回归 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/26/05 Time: 16:02 Sample: 1985 2002 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0192770.000699-27.588250.0000 X321.772340.87053925.010200.0000 X20.5393750.1689903.1917580.0061 R-squared0.995985 Mean dependent var0.002320 Adjusted R-squared0.995450 S.D. dependent var0.002195 S.E. of regression0.000148 Akaike info criterion-14.64719 Sum squared resid3.29E-07 Schwarz criterion-14.49880 Log likelihood134.8247 F-statistic1860.470 Durbin-Watson stat0.908252 Prob(F-statistic)0.000000 观察结果，我们最终剔除变量X1，保留X2和X3 得到模型 Y=-0.019277+21.77234X3+0.539375X2 （2）自相关检验 检验：从模型设定来看，没有违背D-W检验的假设条件，因此可以用D-W检验来检验模型是否存在自相关。 根据上表中估计的结果，由DW=1.060181，给定显著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表，n=18,k’=3,得dl=0.933,du=1.696。因为DW统计量在dl与du之间（0.9331.0601811.696），根据判定区域，不能判定是否存在一阶自相关，这可能是样本容量太小而造成的。所以在这里暂时不对模型进行自相关的修正。 3）异方差检验 检验：由于样本不大，采用的是时间序列数据，所以决定用ARCH检验法检验模型是否存在异方差。结果如下： （滞后期数为3,即p=3n=18） ARCH Test: F-statistic0.295864 Probability0.827661 Obs*R-squared1.119983 Probability0.772252 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 06/15/05 Time: 21:21 Sample(adjusted): 1988 2002 Included observations: 15 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C2.88E-081.43E-082.0161570.0689 RESID^2(-1)-0.1644860.300911-0.5466270.5955 RESID^2(-2)-0.0362020.307793-0.1176190.9085 RESID^2(-3)-0.2238690.301902-0.7415280.4739 R-squared0.074666 Mean dependent var2.01E-08 Adjusted R-squared-0.177698 S.D. dependent var2.72E-08 S.E. of regression2.95E-08 Akaike info criterion-31.61405 Sum squared resid9.60E-15 Schwarz criterion-31.42524 Log likelihood241.1054 F-statistic0.295864 Durbin-Watson stat2.094508 Prob(F-statistic)0.827661 Probability0.827661 在H0：误差项不存在异方差 的假设下，犯拒真错误的概率是0.827661。这是一个很大的概率。于是我们接受H0 六 对模型的经济意义解释及存在的问题（以及政策建议） 从对被解释变量及各解释变量的时间序列的分析，可以得出人均私用车拥有量Y为2阶单整，消费指数X2为2阶单整，人均公路里程为单位根序列，对三个时间序列作简单回归，得到Y的最终模型为： Y=-0.019277+21.77234X3+0.539375X2 通过该回归模型可以有以下结论：（1）我国人均私家车的拥有量主要受居民消费水平指数及人均公路里程数的影响，而且均存在正向相关关系；（2）通过因果检验表明，人均私用车拥有量与人均公路里程存在互为因果的关系，这说明随着我国公路建设加强，使居民对私家车的需求上升，同时由于私家车增多对交通产生的压力也促使我国公路的建设和改造；（3）从相关系数来看，公路建设水平对私家车拥有量产生的影响更为明显。 模型尚存在一些问题：（1）由于影响被解释变量的因素较多，比如居民收入水平、城市化水平、燃料价格、不同地区间私家车价水平及消费习惯等因素，而且居民对私家车的需求还受到宏观经济周期、国家政策调节等宏观因素的制约，因此模型本身有待于进一步完善；（2）解释变量与被解释变量均为非平稳时间序列，在这样条件下进行回归可能会产生伪回归现象；（3）数据长度不够，可能导致平稳性检验出现偏差。 政策建议：（1）加强我国包括桥梁公路等在内的城镇基础设施的建设，刺激私家车需求。我国人口众多，人均私家车的拥有量同世界其他国家相比处于较低水平，私家车作为现在化生活的一项重要消费品，随着人们收入水平不断提高，消费能力也不断增加，但由于我国公路建设较为滞后，成为私家车增长的一个重要瓶颈，因此，应继续对基础设施建设给与高度的政策倾斜，以带动私家车数量的增长，从而提高居民生活水平；同时还应注意到私家车的增长对公路建设产生的影响，在加快公路建设的同时，必须考虑已有公路设施对车辆的承受能力，以免使交通出现恶化的现象；（2）居民消费水平有待于进一步提高，这就要求国家出台一些偏向居民的收入分配政策，同时积极鼓励消费信贷的发展，增强居民消费能力。

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    FDI对我国经济增长影响的实证分析_经济学毕业论文范文 FDI对我国经济增长影响的实证分析 引言 改革开放以来，我国吸收的FDI呈不断上涨趋势，除99年受亚洲金融危机的影响出现负增长以来，其余年份均为正增长，由1983年的9.2亿美元增长到2004年的606.3亿美元，我国已成为接收FDI最多的国家之一。与此同时，我国的国内生产总值也在以惊人的速度增长，从1983年的18.18亿元增长到2004年的5018亿元。这两者的高速增长之间是否存在着某种联系呢？ 文献综述 运用时间序列数据进行的研究在20世纪60—70年代主要集中于FDI对国内投资者的影响大小，进入90年代后，学者开始关注FDI对经济增长长期关系的影响。 Blomstrom、Lipsey和Zejan（1994）讨论了经济增长与投资率之间的关系，结果表明，高增长带来高的投资率。A.Bende-Nabende和J.L.Ford(1998)从内生性增长理论的角度以台湾为例讨论了FDI在经济增长之中的潜在作用。其研究结果认为，FDI可促进GDP增长。 中国作为转型国家乃至全球中主要的FDI接受国，已有许多文献进行研究。 Chuang Chen、Lawrence Chang和Yimin Zhang(1995)三人从FDI的数量、来源、分布以及组成等几个方面讨论了中国在1978年以后的经济发展中FDI的作用问题。其研究结果表明，FDI不仅促进了中国经济增长和固定资产投资的增加，而且极大地改善了国内制造业在全球范围内的竞争力。当然，他们也指出了FDI流入中国后造成的诸如恶化收入分配等一些不平等现象。 中国学者陈浪南、陈景煌（2002）使用中国1981—1998年的数据，在新古典增长模型下，将FDI视为一个独立的投入量，考察了FDI对中国经济增长的影响情况。研究结果表明，人力资本是促进中国经济增长的重要因素之一，FDI的存量增长率与GDP的增长率存在线形相关关系。 任永菊（2003）根据中国1983—2002年的有关数据，在建立自回归模型的基础上，检验二者是否存在协整关系，即长期关系；并在建立格兰杰因果检验模型的基础上检验二者是否存在因果关系。研究结果认为FDI与GDP之间存在协整即长期关系，并且由于滞后期的不同，FDI与GDP存在着不同的因果关系。 从以上列出的研究成果我们可以看出，FDI对我国经济发展是有作用的。一般来说，外商直接投资规模越大，外商直接投资产量越大，对我国经济的影响也越大。我国吸引的外资对我国经济发展起了很大的作用，主要分短期和长期两个方面。短期方面，FDI的流入给我国带来了因为投资导致的经济需求，拉动当年经济的增长。长期效应指FDI完成投资建设后，其生产的产品、先进的技术以及人才培养等方面在较长时间内给我国经济带来的推动作用。不管影响是短期的还是长期的，都将反映在GDP中，所以本文将GDP作为衡量经济增长的因素。 首先考虑短期因素，由柯布-道格拉斯生产函数，假定FDI与GDP间存在如下关系： 即要素投入与产出存在对数关系，由于没有考虑劳动力投入的影响，e表示除FDI之外其他所有因素的影响。 由于指数函数在数学上不好处理，将其两边取对数，得模型如下： 样本数据收集 本模型使用时间序列数据，为1983年至2002间共20年的外商直接投资FDI（亿美元）、国内生产总值GDP（亿元）、人民币对美元年平均汇价（人民币/美元）。 资料来源于中华人民共和国统计局网站（）、中华人民共和国商务部网站（）及《中国统计年鉴2004》。 数据如下表，其中，Y 表示当年GDP总额，X表示经过汇率调整的当年流入的FDI。 （单位：亿元） 年份FDI(亿美元)汇率（人民币/美元）XY 19839.21.975718.176445934.5 198414.22.32733.04347171 198519.63.936657.557368964.4 198622.43.452877.3427210202.2 198723.13.722185.9805111962.5 198831.93.7221118.7349914928.3 198933.93.7651127.6368916909.2 199034.94.7832166.9336818547.9 199143.75.3233232.6282121617.8 1992110.15.5146607.1574626638.1 1993275.25.7621585.702434634.4 1994337.78.61872910.534946759.4 1995375.28.3513133.295258478.1 1996417.38.31423469.515667884.6 1997452.68.28983751.963474462.6 1998454.68.27913763.678878345.2 1999403.28.27833337.810582067.5 2000407.28.27843370.964489468.1 2001468.88.2773880.257697314.8 2002527.48.2774365.2898105172.3 2003535.058.2774428.6088117251.9 2004606.38.27685018.2238136515 参数估计与检验 将参数数据导入Eviews软件进行OLS估计，得到输出结果如下： Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 05/15/05 Time: 15:25 Sample: 1983 2004 Included observations: 22 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C7.1177510.15739845.221430.0000 LX0.5088270.02314721.982160.0000 R-squared0.960256 Mean dependent var10.44045 Adjusted R-squared0.958268 S.D. dependent var1.007751 S.E. of regression0.205867 Akaike info criterion-0.236669 Sum squared resid0.847621 Schwarz criterion-0.137483 Log likelihood4.603358 F-statistic483.2152 Durbin-Watson stat0.302747 Prob(F-statistic)0.000000 模型的检验 经济意义的检验 我们从理论上知道，外商直接投资与国内生产总值正相关，这与模型中FDI与GDP变化关系相符。 统计推断检验 从估计的结果可以看出，可决系数为0.960256，模型拟合情况比较理想，系数显著性检验T统计量为：21.98216。在给定显著性水平为0.05的情况下，查T分布表在自由度为N-2=20下的临界值为2.086，因为21.98216大于2.086，所以拒绝原假设。表明FDI对GDP有显著性影响。 计量经济检验 由于我们建立的模型只有一个解释变量，所以不存在多重共线性。 异方差检验 利用ARCH检验，得到如下结果： Dependent Variable: E2 Method: Least Squares Date: 05/15/05 Time: 15:29 Sample(adjusted): 1986 2004 Included observations: 19 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.0201220.0127551.5775940.1355 E2(-1)1.1448300.2647494.3242000.0006 E2(-2)-0.8166920.341861-2.3889560.0305 E2(-3)0.2592600.2701580.9596600.3524 R-squared0.582793 Mean dependent var0.043787 Adjusted R-squared0.499352 S.D. dependent var0.057029 S.E. of regression0.040352 Akaike info criterion-3.397685 Sum squared resid0.024424 Schwarz criterion-3.198856 Log likelihood36.27801 F-statistic6.984467 Durbin-Watson stat1.746180 Prob(F-statistic)0.003660 从输出的辅助回归函数中得 (n-p)R2=(19-3)*0.582793=9.324688 所以拒绝原假设H0，表明模型中随机误差项存在异方差。表示随着时间推移，FDI影响GDP的其他因素可能发生了变化。出现此问题的原因为模型中只考虑了由于FDI的流入增加的资本对GDP的贡献，遗漏了重要的解释变量，即没有考虑到由于FDI流入导致的增加的劳动力投入对GDP的影响。 自相关性检验 由图示法： 可以初步判断存在自相关。 再利用D-W法检验 由DW=0.302747，查DW表，n=22, k’=1, 在0.05显著性水平上，。 由于，可以断定该模型存在自相关，产生自相关性的原因除了前面提到的遗漏重要解释变量外，还由于经济变量惯性和经济行为的滞后性，在本模型中表现为历年FDI流入形成的资本存量和FDI投入的基础设施建设、人员培训产生的人力资本发生作用的滞后性。 计量经济参数修正 异方差的修正 异方差是因为缺失重要解释变量引起的，所以修正时应引入缺失的解释变量。GDP除了受当年流入的FDI影响之外，还要受到以前年份流入的FDI的影响，即资本存量存量的影响，本文选择无限分布滞后模型来处理。 假设模型为： 由于对分布滞后模型直接进行OLS估计会存在自由度损失和多重共线性等问题，所以本文选择库伊克模型进行回归分析，即估计如下模型： 代入数据，得： Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 05/15/05 Time: 15:37 Sample(adjusted): 1984 2004 Included observations: 21 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1.6912160.2564256.5953710.0000 LX0.1016130.0201495.0431880.0001 LY(-1)0.7857250.03704021.212910.0000 R-squared0.998224 Mean dependent var10.52387 Adjusted R-squared0.998027 S.D. dependent var0.951615 S.E. of regression0.042269 Akaike info criterion-3.357963 Sum squared resid0.032160 Schwarz criterion-3.208746 Log likelihood38.25861 F-statistic5059.501 Durbin-Watson stat0.965470 Prob(F-statistic)0.000000 回归结果显示，t检验值、F检验值及R2都显著 =2.4053 在0.05显著性水平上，查标准正态分布表得临界值=1.96，由于,则拒绝原假设，说明该模型存在一阶自相关。 自相关的修正 对库伊克模型做广义差分法，得模型： 对该模型做OLS估计，得： Dependent Variable: DLY Method: Least Squares Date: 05/17/05 Time: 13:15 Sample(adjusted): 1985 2004 Included observations: 20 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C0.8254060.1825014.5227560.0003 DLX0.1095890.0289223.7891130.0015 DLY(-1)0.7790550.05263314.801680.0000 R-squared0.992375 Mean dependent var5.196177 Adjusted R-squared0.991478 S.D. dependent var0.419349 S.E. of regression0.038712 Akaike info criterion-3.527874 Sum squared resid0.025476 Schwarz criterion-3.378514 Log likelihood38.27874 F-statistic1106.291 Durbin-Watson stat1.509597 Prob(F-statistic)0.000000 回归结果显示，t检验值、F检验值及R2都显著 =1.1282758〈 此时该模型不存在自相关性。 总结 最后修正过的模型为： 通过以上分析，我们可得出如下结论： 短期内当年流入的FDI对当年的经济增长有显著性影响，即FDI每增加1%，GDP相应增加0.2270168%。 历年积累的FDI即FDI存量对经济增长具有较大的影响，在模型中历年的FDI存量都表现在滞后一期的GDP中，具体表现为FDI存量每增加1%，GDP相应增加1.6138357%。 从以上两个结论中我们可以看出，FDI对我国经济增长起到了极其重要的作用，而且FDI存量对经济增长的贡献远远大于当期FDI流入对经济增长的影响。出现这种现象的原因在于FDI存在技术外溢效应、资本积累效应和制度变迁效应。 20世纪九十年代中期以来，大型跨国公司在华投资不断增加，世界上最大的500家跨国公司目前已有近400家来中国投资办厂。跨国公司拥有先进的技术水平，而且有相当比例的技术水平填补了我国的空白。目前我国的许多行业，如微型电机、轿车、电梯等都是以外商投资企业为骨干进行生产的，大大缩减了我国在这些领域中与发达国家在技术上的差距。同时，吸收和利用外商直接投资，引进国外先进的生产管理、质量管理、销售和售后服务管理、人才管理和财务管理等一系列管理经验，使我国管理水平和劳动生产率有了大幅度的提高，从而增强了企业的竞争能力。 FDI的资本积累效应一方面表现在改善我国的原有资本存量，通过积累弥补我国存在的储蓄缺口，对促进经济增长有直接贡献。另一方面表现在人力资本的积累。跨国公司通过教育或培训等形式培养的人力资本具有外部效应，提高我国本土人才的职业水平。 另外，FDI具有制度变迁效应，制度因素在解释一个国家增长或停滞的原因中是一个重要因素。制度因素对经济的影响主要表现为制度变迁。在FDI流入的过程中，跨国公司带来的完善的制度要素和制度特征必然对我国制度因素带来冲击，从而实现我国的制度变迁，这种变迁体现在政府和企业两个方面。政府在财政税收体制、金融体制、外贸体制和市场化程度等方面进行了重大改革，从而在国内创造了更好的更稳定的宏观经济环境；对于企业，跨国公司对当地企业的示范效应有助于现代企业制度的建立。 以上三个效应都不可能在FDI流入的当期就发生作用，必须通过几期的积累才慢慢显现出来，所以FDI存量对我国经济增长的贡献率更大。 参考文献： 1、任永菊：《外国直接投资与中国经济增长之间关系的实证分析》，《经济科学》2003年05期 2、单俏颖：《外商直接投资在我国的经济效应的实证分析》，《内蒙古统计》2005年01期 3、张天顶：《FDI对中国经济影响的实证研究》，《世界经济研究》2004年10期 4、孙舒平：《FDI对中国经济增长的影响》，《西安财经学院学报》2004年01期

  • 论个人人权与集体人权(一)_经济学毕业论文范文

    论个人人权与集体人权(一)_经济学毕业论文范文 本文对个人人权和集体人权的含义、国际集体人权的理论根据、个人人权与集体人权间的关系进行了探讨和论述，对东西方之间、南北方之间在个人人权与集体人权对立与冲突的背景和原因进行了分析。作者指出，应强调个人人权与集体人权的统一性和一致性；集体人权是人类权利追求与实现的一种重要形式，国际集体人权概念的出现，是人权发展史上的一个重要里程碑，已逐步为世界上绝大多数国家所承认和接受；中国在过去一个时期曾存在过忽视个人人权的偏向，但现已走上既重视保障集体人权、又重视保障个人人权的正确发展道路。　　什么是个人人权与集体人权？“集体人权”是不是属于人权的范畴？这两类人权是一种怎样的关系？这些问题无论是在中国国内还是在国际上，人们对此都存在意见分歧。本文试图就这些问题谈一些笔者的看法。　　一、个人人权与集体人权的含义　　个人人权与集体人权是依照人权主体的不同而对人权所作的一种分类。个人人权是基于个人基础上的，每一个人都应享有的人权，其权利主体是个人。集体人权是相对于个人人权而言的某一类人所应享有的人权，其权利主体是某一类特殊社会群体，或某一民族与某一国家。　　个人人权是传统意义与传统观念上的人权。即使是现时代，个人人权仍然是人权的主要形式。从历史发展看，个人人权的内容是在不断扩展与丰富的。在人类文明已发展到今天的条件下，个人人权的内容已包含如下三个基本的方面：一是人身人格权利，如生命权、健康权、人身自由权、思想自由权、人格尊严权、通讯自由权、住宅不受侵犯权、私生活秘密权等等；二是政治权利与自由，如选举权、被选举权、言论自由权、出版自由权、集体自由权、结社自由权、游行示威自由权、信息权、知情权、监督权等等；三是经济、文化和社会权利，如财产权、就业权、享受劳保福利权、同工同酬权、休息权、受教育权、家庭权、参加工会权、享受社会福利权等等。 集体人权包括国内集体人权与国际集体人权两类。国内集体人权，又称特殊群体权利。这主要是指：少数民族的权利、儿童的权利、妇女的权利、老年人的权利、残疾人的权利、罪犯的权利、外国侨民与难民的权利等等。国际集体人权，又称民族人权，按照现今国际社会通常的理解与承认，它主要是指民族自决权、发展权，此外还有和平与安全权、环境权、自由处置自然财富和资源权，人道主义援助权，等等。　　在中国，有的学者主张“把人权主体主要限定于个人”，“并把人权界定为个人权利”，反对把集体人权概念引进国内法领域。①A也有的学者认为，少数民族与儿童、妇女等特殊群体的权利，不是集体人权而是属于个人人权的范畴。国际上，也有不少学者只承认国际上有集体人权，即民族人权，而否认国内某些特殊群体权利是集体人权。②A笔者之认为一国之内某些特殊群体的权利是属于集体人权的范畴，主要是基于以下理由：一是这类人权同个人人权相比，在人权的主体和内容上都有不同。个人人权的主体是任何一个个人，而国内特殊群体权利的享有者是某一部分人群（如少数民族、妇女、儿童等等）；在内容上，后者不仅享有个人所应享有的个人权利，而且享有自己作为特殊群体的一员所应享有的特殊权利。二是特殊群体通常会通过法律手段从国家得到整体上的特殊权利保障，如我国对少数民族通过民族区域自治法在经济、政治、文化等各方面给予他们以各种特殊权利，属于这些特殊群体的个人，也主要是通过国家的这类群体特殊权利保障得到益处。三是代表特殊群体利益的一些民间组织或半官方组织，如工会组织、妇女组织、残疾人组织，可以在法律上代表该群体向国家提出一定的权利要求，或在政治上施加这方面的影响；某些特殊群体组织甚至可以为寻求权利救济而能够代表该特殊群体诉诸法律。从长远看，这种发展趋势必将日益加强。因此。笔者认为，把一些特殊社会群体的人权纳入集体人权的范畴，在理论上是可取的，在实践上有利于加强对一类人权的保障。　　在国际上，集体人权概念的出现，是第二次世界大战后的事情。这次大战给人类带来的巨大灾难，极大地促进了全世界人民人权意识的觉醒与提高，从而开始了人权保护进入国际领域的历史性进程。本世纪60和70年代，许多被压迫民族在反殖民主义的斗争中成为独立国家。这些新独立国家曾为争取民族独立和主权平等作了不懈努力，独立后又因面临的种种困难与困境，产生了改善自己处境的强烈愿望。这对国际人权的发展产生了重大而深远的影响。于是，民族自决权、发展权、和平权、环境权等集体人权分别以各种不同形式，通过国际组织的宣言或决议及一些国际公约被确立下来，并对传统的人权概念（即个人人权）提出了严峻挑战。这些集体人权现在已被国际上许多人士称之为“新一代人权”或“第三代人权”。这类国际集体人权不同于个人人权的的主要特点是：1.这类人权的主体主要是民族、社会、国家、国家集团等集体。其中国家是基本的人权主体，因为现今国际社会的基本组成单位是国家。这同个人人权的主体为个人是有区别的。2.国际集体人权的权利诉求对象主要是整个国际社会，它要求国际社会采取协调步骤与国际合作来保障这类人权的实现。而个人人权要求各个国家的政府采取不作为或作为，来保障每个人的人身权利、政治权利以及经济、文化、社会权利的实现。3.国际集体人权还是正在发展与完善过程中的人权。一方面，它主要是通过国际组织的一些不具法律约束力的宣言与决议所认可，还缺少具有约束力的公约来保障，或批准加入的国家还不够普遍；另一方面，权利救济措施与机制还很不健全不完备。总之，这一代新的人权打破了只有个人才是人权的主体，只有个人才能享有人权的传统概念，是人权发展史上一个重要的里程碑。 集体人权与个人人权的界限，并不是绝对的，而是相对的。这主要是指集体人权从某一角度上看，同时也可以是个人人权。无论是国内集体人权、还是国际集体人权都是如此。如在中国，《妇女权益保障法》（1992）对妇女享有的各项政治权利、财产权益、人身权利、婚姻家庭权益作了全面的规定，对法律责任也有详细的条款。其中第48条规定：“妇女的合法权益受到侵害时，被侵害人有权要求有关主管部门处理，或者依法向人民法院提起诉讼。”又如《民族区域自治法》规定，“民族自治地方的人民法院和人民检查院应当用当地通用的语言检查和审理案件，保障各民族公民都有使用本民族语言文字进行诉讼的权利。”如果诉讼当事人的这种权利受到侵害，他（他或她）就有权得到救济。由此可见，一国内某些特殊社会群体的人权，同时也可以是一种个人人权。当然这一点并不能否认特殊社会群体的人权所具有的集体人权的性质。　　国际集体人权在某种意义上同时也是个人人权，这可以从国际人权文书对发展权所作的明确表述看出。例如，1979年1月联合国人权委员会通过的第5（XXXV）号决议，重申发展权是一项人权，指出：“发展机会均等，既是国家的权利，也是国家内个人的权利。”联合国大会1986年12月通过的《发展权利宣言》也指出：“确认发展权利是一项不可剥夺的人权，发展机会均等是国家和组成国家的个人一项特有权利”，“发展权利是一项不可剥夺的人权，由于这种权利，每个人和所有各国人民均有权参与、促进并享受经济、社会、文化和政治发展，在这种发展中，所有人权和基本自由都能获得充分实现。”发展权作为一项“国家权利”即集体人权，其基本含义是，世界上的任何一个国家，首先是那些发展中国家（即第三世界国家）享有同其他国家“发展机会均等”的权利，它要求整个国际社会及所有国家，首

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    第三产业增加值与营业税的关系_经济学毕业论文 第三产业增加值与营业税的关系 【提要】本文通过将第三产业进行简单的划分，试图从定量的角度去考察第三产业中物质生产部门和非物质生产部门对我国营业税的影响程度。 【关键词】 经济计量模型 第三产业 增加值 物质生产部门 非物质生产部门 可决系数 营业税作为地方税主题税种，对稳定地方财政收入、促进地方经济发展至关重要。顾名思义，营业税是在营业过程中发生的一种费用，它的来源主要是第三产业各个部门的营业活动所缴纳的税金。参照《国际标准产业分类》，我国将第三产业产业划为以下几个部门：农林牧渔服务业；地质勘查业、水利管理业；交通运输、仓储及邮电通信业；批发和零售贸易饮食业；金融保险业；房地产业；社会服务业；卫生、体育和社会福利业；教育、文化艺术及广播电影电视业；科学研究和综合技术服务业；国家机关、党政机关和社会团体；其它行业。 为了从定量的角度去研究第三产业各个部门的增加值与营业税额之间的关系，本文将第三产业粗略划分为以下三部门：交通运输仓储邮电通信业、批发和零售贸易餐饮业和其它行业。通过建立数量经济模型来分析第三产业内部门增加值与营业税之间的数量关系。 下表是1985年—2001年我国财政营业税额Y与第三产业增加值（其中，交通运输仓储邮电通信业X1；批发和零售贸易餐饮业X2；其它行业X3）数据如下：（单位：亿元）（数据来源：《2001年统计年鉴》） 年份交通运输仓储邮电通信业批发和零售贸易餐饮业其它行业营业税 YEARX1 X2X3Y 1985406.9878.41270.9211.07 1986475.6943.21526.8261.07 1987544.91159.31802.4302 198866116182231.1397.92 198978616872930.2487.3 19901147.51419.73246.3515.75 19911409.720873730.3564 19921681.827354721.8658.67 19932123.23090.76109.9966.09 19942685.94050.48193.7670.02 19953054.74932.39960.2865.56 199634945560.311373.21052.57 19973797.26159.913071.61324.27 19984121.36579.114473.11575.08 19994460.36910.315667.11668.56 20005408.6731617154.11868.78 20015222.17823.519208.72064.09 模型假设： 根据上表数据，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济学计算机软件 Eviews计算，回归结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/21/03 Time: 17:45 Sample: 1985 2001 Included observations: 17 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C258.175481.200973.1794610.0072 X10.0720450.1644850.4380040.6686 X2-0.2286870.122337-1.8693270.0843 X30.1677650.0561692.9867790.0105 R-squared0.964637 Mean dependent var908.9882 Adjusted R-squared0.956477 S.D. dependent var590.6597 S.E. of regression123.2246 Akaike info criterion12.66822 Sum squared resid197396.1 Schwarz criterion12.86427 Log likelihood-103.6799 F-statistic118.2068 Durbin-Watson stat1.558007 Prob(F-statistic)0.000000 根据样本数据建立模型估计的结果整理如下： （81.20097）（0.164485）（0.122337）（0.056169） t=（3.179461）（0.438004）（-1.869327）（2.986779） F=118.2068 SE=123.2246 DW=1.558007 从估计的模型结果不难看出，对于变量交通运输仓储邮电通信业X1，t统计量的值太小；而批发和零售贸易餐饮业X2的情况更严重，不仅t值很小，而且系数的符号与经济意义相悖。根据分析，X1，X2，X3之间有明显的共线性关系。 利用Eviews计算三者的简单相关系数，结果如下： Correlation Matrix X1X2X3 X1 1.000000 0.991698 0.993401 X2 0.991698 1.000000 0.994254 X3 0.993401 0.994254 1.000000 由计算结果可以看出，解释变量之间，即：三部门增加值交通运输仓储邮电通信业X1；批发和零售贸易餐饮业X2与其它行业X3之间存在着高度线性关系。因此要正确反映它们的数量关系，就首先对模型进行一系列的修正。运用OLS方法逐一Y对各个解释变量的回归，经分析，营业税Y分别对X1和X3线性关系强，拟合程度好，即： （63.81767）（0.021559） t=（1.565733）（15.37993） F=236.5424 DW=1.237340 SE=148.9676 （53.05169）（0.005322） t=（2.738739）（17.85065） F=318.6455 DW=1.246391 SE=129.3465 因此，剔除X2重新设定模型： 令N=X1+X3 假设模型： 运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济学计算机软件Eviews计算，回归结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/21/03 Time: 18:09 Sample: 1985 2001 Included observations: 17 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C133.418354.254452.4591210.0266 N0.0740080.00419817.628480.0000 R-squared0.953954 Mean dependent var908.9882 Adjusted R-squared0.950885 S.D. dependent var590.6597 S.E. of regression130.9020 Akaike info criterion12.69691 Sum squared resid257030.0 Schwarz criterion12.79493 Log likelihood-105.9237 F-statistic310.7633 Durbin-Watson stat1.226686 Prob(F-statistic)0.000000 第食业输 第食业输2 N=X1+ 结果整理为： （54.25445）（0.004198） t=（2.459121）（17.62848） F=310.7633 DW=1.226686SE=130.9020第食业输2 可见，剔除X2后，模型拟合得较好，即：营业税收入除了按自身的惯性规律（截距项较大）运行之外，还显著的依赖于第三产业增加值扣除批发零售贸易餐饮增加值后的余额。从1985—2001年的这段时间来看，模型运行的结果是：营业税收入对第三产业增加值扣除批发零售贸易餐饮增加值后的余额的依存度为0.07，第三产业增加值扣除批发零售贸易餐饮增加值后的余额每增加一个单位（或1亿元），营业税收入就增加0.074008个单位（0.074008亿元），这说明了营业税收入来源于服务性行业。从模型建立修正的过程也可以看出，主要来源于服务性行业中的交通运输仓储邮电通信业。 营业税是财政收入的一个主要来源。对营业税进行定量的分析也是我国对财政计量经济分析的一个主要部分。对营业税进行分析，实际上也是从另一个角度上对财政收入进行了分析。营业税作为地方税主题税种，对稳定地方财政收入、促进地方经济发展至关重要。进几年国家在完善地方税的同时，也推出了一系列完善营业税的措施：一方面在进一步完善增值税的基础上，将现行交通运输业、建筑安装业征收营业税改为增收营业税，作为中央和地方共享的收入。同时，将铁道部门、金融保险机构缴纳的营业税有中央收入改为地方收入。另一方面，是重视挖掘营业税税源，完善营业税法规，加大征管力度，减少税源的流失，主要是逐步营业税减免优惠，健全对行政事业性收费的营业税制度。 随着营业税制度的逐步完善，营业税收入与第三产业增加值之间的数量关系将有所变动，但是，关系也会越紧密。 第食业输2 N=X1+X食

  • 论要约邀请的效力及容纳规则(一)_经济学毕业论文

    论要约邀请的效力及容纳规则(一)_经济学毕业论文 摘 要：要约邀请作为意思表示，可以具有法律效力。要约邀请提出的内容可以进入合同，成为合同的条款。此观点为创新观点，是对法学上发现的总结，为要约邀请的研究提供了新的支点和基础；为指导实践提供了法理依据；制定民法典时应明确容纳规则。　　关键字：合同 要约邀请 要约 容纳规则　　一、要约邀请的意义　　要约邀请是事实行为还是意思表示，至今还存在着对立的观点。有的学者指出，要约邀请性质上为事实行为，而非意思表示[1 ] （P120） .要约邀请不是一种意思表示，而是一种事实行为，也就是说，要约邀请是当事人订立合同的预备行为，在发出要约邀请时，当事人仍然处于订约的准备阶段[2 ] （P172） .还有的学者将要约与要约邀请作出比较：要约是旨在订立合同的有法律意义的意思表示行为，行为人在法律上须承担责任；而要约邀请则是当事人订立合同的预备行为，行为人在法律上无须承担责任。因此，要约邀请在性质上是一种事实行为[3 ] （P157） .要约邀请本质上仍然是一种事实行为，但它是具有一定的法律意义的事实行为[4 ] （P1213） .以上观点的理由并不充分：第一，要约邀请是一种预备行为、当事人处于订约的准备阶段，这并不是要约邀请是事实行为的理由。第二，对要约邀请而言，行为人并非一概无须承担责任，行为人在要约邀请中有欺诈等违法行为时，仍然要承担合同法上的责任。第三，要约邀请作为有法律意义的行为，其法律意义是如何产生的？ 难道与要约邀请的内容无关吗？ 要约邀请的法律意义正在于要约邀请的内容，比如拍卖公告是要约邀请，拍卖公告中的拍卖标的物、拍卖时间、地点的规定能够随便改变吗？ 上述内容的效力，实际上是意思表示内容的效力。其实，学者们主张要约邀请是事实行为，并没有什么站住脚的理由，只不过是惯性思维而已。 事实行为与表示行为是相对应的概念。事实行为是非表示行为，效力之发生，不取决于当事人的心理状态，不取决于当事人的意志；而要约邀请，是表示行为，包含了当事人订约的愿望，甚至包含了交易条件，其效力之发生，取决于邀请人的意志。因此，可以排除要约邀请是事实行为的结论。要约邀请是表示行为，表示行为中最重要者是意思表示。应当在表示行为的基础上讨论要约邀请是否为意思表示。　　若要约邀请为意思表示，则要约邀请就可构成法律行为。①法律行为是依当事人的意志，能够发生私法效果的行为。　　《合同法》第15 条规定：“要约邀请是希望他人向自己发出要约的意思表示。寄送的价目表、拍卖公告、招标公告、招股说明书、商业广告等为要约邀请。商业广告的内容符合要约规定的，视为要约。”从该条的规定来看，要约邀请的意义被限制在使他人能够向自己发出要约，仅仅是一种缔约意向信息的传递，要约邀请，只不过使“自己”（受要约人） 特定化、明确化了。我国《合同法》关于要约邀请的规定，秉承传统理论，认为要约邀请仅仅是缔约的准备，仅仅是向相对人发出的要求提供要约的呼唤，而忽视了要约邀请的另一个法律意义-提出交易条件甚至使交易条件具有拘束力。　　要约邀请可以分为两类。一类是提出交易条件的要约邀请。《合同法》第15 条所述的寄送的价目表、拍卖公告、招标公告、招股说明书，不仅向他人（特定的人和不特定的多数人） 邀请发出要约，还提出了某些交易条件。商业广告则分为提出交易条件和单纯宣传两种情况。当事人还可以在要约邀请中提出交易条件的保障。以格式条款为例可以说明问题，因为格式条款通常提出了交易条件。格式条款既可以以要约的形式表现出来，也可以以要约邀请的形式表现出来。比如，经营者利用店堂告示（格式条款的一种表现方式） 提出：“假一罚十”，这个“假一罚十”的意思表示，不是要约（因为它缺少合同必要条款） ，只能是要约邀请；在严格意义上它也不是交易条件，而是交易条件的保障。经营者提供合格的商品是第一次给付， “假一罚十”，是第二次给付，是第一次给付不符合约定的演变，是缔约责任（合同无效时）或者违约责任（合同有效时） 的承担。要约邀请中“假一罚十”、“缺一罚十”这一类诺言如果不能确认为先合同义务或者不承认其可以演变为合同义务，则相对人就会二次受害。　　笔者认为，提出交易条件或提出交易条件保障的要约邀请，可以构成法律行为。这种法律行为是单方法律行为。这种要约邀请之所以是法律行为，是因为它依据邀请人的意志，在邀请人与受邀请人之间产生了法律关系，在这个法律关系中，受邀请人是权利主体。这个权利是依照邀请人单方面的意志产生的。　　还有一类是未提出交易条件的要约邀请， “询价”就是如此。甲方给乙方去信，问：“你公司的自行车以多少钱一辆销售？”此询价尽管被学者们习惯地认为是要约邀请，但是它并不包含交易条件，即不包含合同的条款，因而它不是严格意义上的意思表示。真正的意思表示，能够产生私法上的效果，能够在当事人之间产生法律关系。“在民法之所谓意思表示，乃就以其为法律行为构成部分即要素而为观察，自非具有足以形成法律行为之内容，不得称为意思表示焉。”② 我国《合同法》把要约邀请都规定为意思表示，已经偏离了意思表示的本质。对不能因当事人意志内容产生法律关系的要约邀请，也不是事实行为，因为它仍然是一种表示行为。现行《合同法》第15 条把所有建议相对人发出要约的行为，都规定为意思表示，只是屈就了学者的一般观点，它的危害是否认或者忽视了要约邀请作为意思表示的效力。以上分析表明，要约邀请的法律意义不仅在于邀请他人向自己发出要约，还在于提出交易条件以及与交易条件有关的条件，而且这些条件可以拘束邀请人，可以构成先合同义务，也可以进入合同，演变成合同义务。如果作为意思表示的要约邀请，没有合同的内容或者条件，还能发生效果意思吗？ 还能在当事人之间产生权利和义务吗？ -答案是不能。如果要约邀请不能发生效果意思，不能在当事人之间产生权利和义务，它的存在价值就受到了挑战。本文强调要约邀请的法律意义，是为了说明要约邀请的效力，以及为体现要约邀请效力的容纳规则作出铺垫。 二、要约邀请的效力　　（一） 关于要约邀请效力的观点　　目前的合同法理论以及以往的合同法理论都没有解决要约邀请的效力问题。对要约邀请效力的观点可以分为两种，第一种观点完全否认要约邀请的效力。有学者指出：要约邀请只是缔结合同的前奏，在法律上无须承担责任[5 ] （P16） .要约邀请不含有当事人愿意受拘束的意旨，要约邀请人希望将自己处于一种可以选择是否接受对方要约的地位，要约邀请本身无任何法律意义[6 ] （P189） .第二种观点并不完全否认要约邀请的效力，指出：发出要约邀请的人一般不会承担什么法律后果[7 ] （P152） .要约邀请只是引诱他人发出要约，它既不能因相对人的承诺而成立合同，也不能因自己作出某种承诺而约束要约人。在发出要约邀请以后，要约邀请人撤回其邀请，只要没有给善意相对人造成信赖利益的损失，要约人一般不承担法律责任。“[8 ] （P1146） 第二种观点并不绝对否认要约邀请的效力，但不能指出要约邀请的效力究竟何在。笔者认为，既然作为意思表示的要约邀请不是事实行为，其必然存在依邀请人的意愿而发生效力的问题。邀请人如果在要约邀请中承诺了义务，就必然会在要约邀请人与相对人之间产生法律关系，相对人在这个法律关系中，是权利主体。 （二） 要约邀请与要约的区别　　探讨要约邀请与要约的区别，有助于认清要约邀请的效力。　　1. 在目的上、效力上的区别　　《合同法》第14 条规定：“要约是希望和他人订立合同的意思表示，该

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    中国旅游业发展状况分析及政策建议_经济学毕业论文 —中国旅游业发展状况分析及政策建议 【摘要】21世纪旅游业的发展有着光辉的前景。作为亚太地区的大国，中国旅游业的发展更是生机勃勃。被称为朝阳产业，这说明了它的发展前途和生命力。但是，这个朝阳需要整个社会来托起来。本文主要通过对影响旅游发展的多因素分析，建立以旅游收入为被解释变量，若干影响因素为解释变量的多元线性回归模型，并应用2002年中国各省、市、自治区、直辖市截面数据回归得到的模型，对中国的旅游发展显著因素分析和提出相关政策建议。 关键词：旅游产业 可支配收入 旅游业投资 国际游人数 引言部分 旅游业是由旅行社业、住宿业、交通业、商业等相关产业的集合，是一种关联带作用较大的综合性产业。旅游业的发展不但对增加就业和扩大内需起到重要的推动作用，优化产业结构，而且可以增加国家外汇收入，促进国际收支平衡，和加强国家、地区间的文化交流。20世纪90年代，旅游业已经成为世界第一大产业，其增加值超过了石油、钢铁、汽车等传统产业，而我国第三产业产值只占GDP的33%左右，2002年旅游产业的产值只有5530亿，占同年GDP很小一部分，而我国的旅游资源是很丰富的，我国旅游业发展潜力巨大。 研究目的 我们通过收集数据、建立模型来对影响我国旅游收入的因素进行研究分析，一方面力求为增加旅游方法的研究指出明确的方向，另一方面通过模型的分析针对重要的影响因素提出我们对增加旅游收入的一些建议。 理论支持 根据对旅游收入的分类，旅游收入可分为国内旅游收入和国际旅游收入，我们的模型的设定以这一分类为基础，另外，考虑到旅游产业收入的发展除受外在因素影响以外，还很大程度上受其产业本身的发展水平影响，因此进行旅游收入分析模型设定时，我们还引入旅游的固定资产作为解释变量。 （四）模型的设定和数据的收集 1、根据理论分析和经验，我们最初选择了居民可支配收入、旅游业固定资产、国际游人数、国际旅游外汇收入、公共绿地面积、污染的直接经济损失、居民消费水平和旅客周转量等因素作为参考，但是经过反复的回归实验，我们发现有些因素或是不符合经济意义，或是显著性检验不能通过，或是不能改善拟合优度，同时对其他参数有明显影响，与我们的预计存在很大差距，所以我们就认为这些都是多余变量，不宜引入模型，最后，我们选择了影响最为显著的三个因素，建立计量经济模型：Yi=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui 其中：Y为旅游企业营业收入（万元），X1为居民可支配收入（元），X2为旅游业固定资产（万元），X3为国际游人（万）人次。居民可支配收入是影响国内旅游收入的因素代表，国际游人是影响国际旅游收入的因素，而旅游固定资产则体现了旅游产业的发展规模。 2、为了避免时间序列的非平稳性，本模型使用截面数据，数据来源于《中国统计年鉴》和《中国旅游年鉴》等，在经过大量分析比较后，我们采用了所取样本数据见下表： YX1X2X3 北京3071382.8917862.48315358.66310.38 天津330210.3213616.27720569.7750.6 河北311638.339364.843013441.4347.36 山西241734.118384.181230965.1524.8 内蒙古99536.068137.02924768.5343.94 辽宁597119.749275.863906459.2792.94 吉林139521.28561.151063246.7729.4 黑龙江222351.458505.81880015.0171.74 上海2078663.7619473.354124933.37272.53 江苏1489124.2712157.434345862.52222.63 浙江1587535.7916655.964959023.27204.1 安徽341791.198149.961607410.1145.91 福建477032.3912728.192186890.79184.82 江西195879.998642.09971296.2424.09 山东1381406.6810561.954574424.6797.68 河南301184.488461.142755814.7341.01 湖北461329.729232.584481352.11102.43 湖南317805.429356.482466111.9956.62 广东5872417.6515049.19934396.261525.88 广西466945.169327.922656774.22136.34 海南281359.889245.921645119.4138.94 重庆329401.99335.621203517.3746.15 四川528523.118718.444028187.4266.72 贵州188339.57433.99948920.5622.81 云南472488.118849.22270575.71130.36 西藏30406.739541.39462971.0314.23 陕西389392.367927.092206958.3485.01 甘肃135609.957741.74766963.6323.68 青海33092.527839.46181351.054.35 宁夏26661.597984.8237737.060.6 新疆206736.918762.91310537.4127.54 五、参数估计 将样本数据导入EVIEWS软件进行OLS估计，得到如下结果： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/18/04 Time: 19:27 Sample: 1 31 Included observations: 31 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X174.0879716.600964.4628710.0001 X20.1594720.0312895.0966920.0000 X32575.787224.488711.474020.0000 C-782883.7144220.9-5.4283640.0000 R-squared0.970141 Mean dependent var729245.9 Adjusted R-squared0.966823 S.D. dependent var1169705. S.E. of regression213057.1 Akaike info criterion27.49642 Sum squared resid1.23E+12 Schwarz criterion27.68145 Log likelihood-422.1945 F-statistic292.4119 Durbin-Watson stat2.100419 Prob(F-statistic)0.000000 六、模型的检验 1、经济意义检验 经过上面的分析我们在理论上已经知道，旅游收入与可支配收入、外国游人和旅游设施之间有较高的相关关系，因此回归结果是符合经济意义的。 2、统计学检验 从估计的结果可以看出，可决系数为0.970141，模型拟合情况非常理想，在给定显著水平α=0.05的情况下，t统计量的绝对值分别为4.462871、5.096692、11.47402和5.428364，均大于t统计量的临界值，说明解释变量对应变量的影响是显著的，F统计量的值也较显著，说明回归方程非常显著,整体模型效果比较好。 3、计量经济学检验 （1）多重共线性 由EVIEWS软件得相关系数矩阵表： X1X2X3 X1 1.000000 0.666192 0.510124 X2 0.666192 1.000000 0.768350 X3 0.510124 0.768350 1.000000 可以看出，解释变量之间不存在线性相关。 （2）异方差性检验 ①由于ARCH检验在截面数据的模型中失效，我们在这里采用WHITE检验： White Heteroskedasticity Test: F-statistic8.581949 Probability0.000027 Obs*R-squared24.37321 Probability0.003749 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/18/04 Time: 21:36 Sample: 1 31 Included observations: 31 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3.52E+111.75E+11-2.0084010.0576 X193769074359955812.6050160.0165 X1^2-5536.6011855.992-2.9830960.0071 X1*X24.0102514.3498710.9219240.3670 X1*X3218323.599409.202.1962110.0394 X2-149485.743813.22-3.4118860.0026 X2^20.0420000.0067486.2238570.0000 X2*X3-1416.213259.6920-5.4534320.0000 X39.97E+081.17E+090.8524570.4036 X3^25097861.1218968.4.1821110.0004 R-squared0.786232 Mean dependent var3.95E+10 Adjusted R-squared0.694618 S.D. dependent var6.20E+10 S.E. of regression3.42E+10 Akaike info criterion51.60688 Sum squared resid2.46E+22 Schwarz criterion52.06945 Log likelihood-789.9066 F-statistic8.581949 Durbin-Watson stat2.406783 Prob(F-statistic)0.000027 查表得，χ20.05（9）=16.919， Obs*R-squared=24.37321χ20.05（9）=16.919，所以拒绝H0，表明模型中存在异方差。 ②异方差的修正： WLS估计法 选择w1=1/e2, (其中e2=resid2) Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/18/04 Time: 22:21 Sample(adjusted): 20 31 Included observations: 12 after adjusting endpoints Weighting series: W1 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X173.529946.55145511.223450.0000 X20.2463820.00889427.703200.0000 X32144.60733.4976764.022570.0000 C-954210.667918.30-14.049390.0000 Weighted Statistics R-squared1.000000 Mean dependent var4872750. Adjusted R-squared0.999999 S.D. dependent var15682507 S.E. of regression11386.03 Akaike info criterion21.77936 Sum squared resid1.04E+09 Schwarz criterion21.94100 Log likelihood-126.6762 F-statistic126827.6 Durbin-Watson stat1.871307 Prob(F-statistic)0.000000 Unweighted Statistics R-squared0.983289 Mean dependent var1439752. Adjusted R-squared0.977022 S.D. dependent var1669379. S.E. of regression253054.4 Sum squared resid5.12E+11 Durbin-Watson stat1.900885 修正后的WHITE检验为： White Heteroskedasticity Test: F-statistic0.285352 Probability0.925103 Obs*R-squared6.746256 Probability0.663519 Test Equation: Dependent Variable: STD_RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/18/04 Time: 22:33 Sample: 20 31 Included observations: 12 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1.37E+097.30E+090.1875200.8686 X1-203099.31358357.-0.1495180.8949 X1^27.20838761.164360.1178530.9170 X1*X20.0289770.0384730.7531800.5299 X1*X3-536.80142577.358-0.2082760.8543 X2-193.8173602.7645-0.3215470.7783 Obs*R-squared=6.746256χ20.05（9）=16.919，证明模型中的异方差已被消除了。 （3）自相关检验 在显著性水平α=0.05下，查表得，dL=1.229，dU=1.650， 由于dUDurbin-Watson stat= 1.8713072，表明模型不存在自相关。 由图示也可以看出随机误差ui没有自相关。 七、总结和政策建议 1、从模型经过一系列的检验和修正后，得到最终模型： Y= -954210.6 + 73.52994X1 + 0.246382X2 + 2144.607X3 (67918.30) (6.551455) (0.008894) (33.49767) t= (-14.04939) (11.22345) (27.70320) (64.02257) R2= 0.999999 F=126827.6 DW=1.871307 从上面报告可知，模型的拟合效果很好，各项计量指标令人满意，而且从经济上是符合实际的：旅游收入受居民可支配收入，入境人数和旅游业的固定资产的影响显著，我们确定为最终结果。 2、政策建议： A、根据模型可知道，旅游产业的规模（旅游固定资产）对旅游收入的影响显著，是旅游业发展的重要因素之一，因此深化旅游企业改革，积极引导各类资金投资旅游业是促进旅游业发展的重要途径。另外，我国大中型国有旅游企业与世界一流的国外旅游企业相比，经营规模和管理水平还落后很多，这一点与建设世界旅游强国的目标很不适应。当前我国旅游企业要进一步加快改革步伐，尽快实现品牌化、网络化、集团化和国际化经营，增强竞争实力。 B、更深层次地挖掘国内旅游市场。现阶段国内旅游市场受到人均可支配收入低的重要影响，跟发达国家的旅游产业存在很大的差距。在既定的人均收入水平下，政府应加强与完善社会保障体系，使居民的边际消费倾向提高，从而扩大消费支出；另外，我国有着潜力巨大的农村消费市场，尤其是政府在“三农”问题中实行的增加农民收入各项政策后，农民的消费能力将进一步提高，国内旅游企业应该在保持城镇居民旅游稳定增长同时，加大开发适合农村居民的旅游项目来吸引其旅游消费。 C、打造中国“最安全的旅游胜地”和“最另人向往的旅游胜地” 的国际品牌。一、发展和巩固传统客源市场的重点，1、日本市场要有新的突破；2、是对美国、德国两个远距离市场的市场开发要有新进展；3、要继续巩固港澳台老客源市场的新增长。二、大力开发新市场，寻求新的客源增长点，1、大力培育的发展印度市场；2、优化俄罗斯客源结构，特别要提高休闲度假旅游市场份额；三、要打好双向旅游牌，促进国际关系的进一步发展。 八、存在问题 时间对旅游需求的影响是很重要的，但是我组选取的模型没有考虑“黄金周”等因素对旅游企业收入的影响，可能导致模型完美程度有所降低。 2002年我国加入WTO，这对我国旅游业有一定的影响，我组没有选取加入WTO前的数据建模进行对比分析，说明加入WTO对旅游业的影响，存在一定的不足。 参考文献： 《中国统计年鉴》 《2002中国旅游年鉴》 《2003中国旅游年鉴》 《新世纪、新趋势、新战略》 张广瑞 《旅游业：加入WTO周年回顾》 高舜礼

  • 经济法的再认识(一)_经济学毕业论文

    经济法的再认识(一)_经济学毕业论文 摘 要 中国的经济法学产生于计划经济向市场经济转轨的特殊历史时期，各种先天的不足致使我国经济法学的研究始终有所牵绊，或沉溺于部门法之争，或步入 “注释法学”的误区，至今尚不完善。笔者认为，经济法的研究更应注重对基础性问题的阐释，对切入基点的把握。本文将对经济法产生的背景作以简要阐释，并对经济法的研究基点问题谈几点意见。关键词 经济法；哲学视角；认识一、有关经济的部门法产生的经济及法哲学背景人类经济经历了自然经济、商品经济的几个阶段，到今天的市场经济阶段，不同的经济环境滋生了不同的法哲学思想，从而建立起不同的法律体系。人类早期社会以自给自足的生产方式为主，商品交换关系简单，市场不发达，人与人之间、各地方之间联系疏散、任意，基本上呈现各自隔离的生存状态，为自然经济社会。从古希腊到古罗马，直至乌尔比安将公法解释为与国家组织有关的法律，将私法解释为与个人利益有关的法律，对后世影响至深；又根据适用对象的不同，将调整经济的法律分为市民法和万民法，基本成就了有关私有制和商品经济的较完备的法律形式和较完整的法律体系，达到古代西方世界法律制度发展的顶峰。到封建社会末期，特别是资产阶级革命以后，商品经济发达起来，逐步上升为社会经济的主导地位，商品经济社会正式建立，后来随着市场的日益发达，人们又把商品经济称为市场经济。在市场经济条件下，市场成为人们各种经济活动的枢纽，连接着从生产到消费的社会再生产全过程。传统的商品市场更加繁荣，又陆续出现资本市场、劳动力市场、技术市场、信息市场等各种生产要素市场。各类市场互相关联，有机结合。地域上也打破了割裂封闭状态，逐渐形成统一的全国（或大地区）大市场体系。各地方、各行业的生产经营者和消费者，可以自由出入这个统一的市场，进行各种商品交换，并开展自由竞争。这就使市场具有了统一性和开放性。在统一和开放的市场上，价值规律充分发挥作用——“在这样做时，有一只看不见的手引导他去促进一个目标，而这个目标决不是他所追求的东西。由于追逐他自己的利益，他经常促进了社会利益，其效果要比他真正想促进社会利益时所得的效果为大。”1这就是著名的亚当·斯密的“看不见的手”原理。这时的国家一般不介入经济生活，国家调节职能不发达，被古典的自由主义表述为守夜人式的国家，国家不能因某种目的——哪怕就为扩大个人权利的目的——而为它的某一侵犯个人权利的行为辩解，社会经济基本上全靠市场这一调节机制，而它在事实上也足以有效地进行调节。因此人们一度认为市场是万能的，这就是市场经济发展的第一个阶段即自由市场经济阶段的情形。这个时期，资产阶级启蒙思想家们提出了一系列思想，诸如“每个人都生而自由平等，自由是天赋的人权”2“人人是平等独立的，因此，任何人不得侵害他人的生命、健康、自由或所有权”3、“没有本人的同意，最高权力不能从任何人那里取走财产的任何一部分”4；政府是社会契约的产物，没有全 体人民的同意，它不可做任何有害于任何人的事情，每一个国民都有权在不损害他人权利的前提下，自由地追求财富和幸福等。这些思想推动了全社会的思想解放，成为现代法学思想的哲学源泉，促使人们树立新的法律理念，即在人人绝对平等的前提下，以保护私权为中心的个体权利本位的近代法律体系。至此，强调人的自由意志，以及财产的稳定性（物权制度）和流动性（债权制度），从人的自由与对财产的完整性保护这两个基点出发的传统民法体系得以完整构筑。这种法律体系与当时的经济环境相适应——以小商贩、小手工业者、小作坊和小农产主为市场的主体而形成的小商品生产社会，极大的促进了社会的发展。 但随着社会的不断发展，经济形势发生了巨大的变化。首先，完全自由放任的市场机制暴露出弊端，市场出现失灵现象，主要表现为：市场势力呈现积聚化态势，阻滞自由竞争的进行，产生垄断现象；信息获得状态不对称或不完全，即市场交易双方对交易对象所掌握的信息从决策的角度来讲不对等；公共物品基于其使用的不可独占性而在市场条件下呈现稀缺和无效率状态；一些非价值物品在完全放任的市场方式的作用下呈现失控状态，市场调节的被动性和滞后性特质日益显现，造成从个人到社会的经济效益和利益的损害日益严重等等。市场完美的神话就这样被一层一层地剥落，直至19世纪末20世纪初期世界性经济危机的爆发而被彻底粉碎。可以说，市场完全自由发展的结果必然是由自由竞争走向垄断，由公平走向不公平，由高效率走向低效率。这在理论上是确定的，是任何市场所不可避免的。这也构成经济学家解释政府对市场进行合适调制的理由，也成为法学家们解释政府干预、政府权力介入经济的说法。经济学家、法学家们开始进行痛苦而艰难的制度与学说的反思和重构。在经济领域，崇尚经济自由主义的古典经济学派逐渐让位于凯恩斯主义，政府对经济的渗透作用积极起来，打破了原有的最弱意义的守夜人的角色安排，针对垄断、与社会道德相冲突、经济的外部性、市场的不完全、分配上的不平等等问题加强了政府的协调管理功能。萨缪尔森在他的《经济学》中将政府在现代混合经济中日益扩大的作用归纳为三个方面：政府支出的增加；国家对收入的再分配，直接调节参与经济生活5.在法哲学领域，传统的权利本位受到质疑。人们发现，对个体自由和权利的维护，如今并不能当然地导致社会公平和正义，还往往妨害其他个体和团体的自由和权利，损害社会的总体利益，影响整个社会良性秩序的维护。人们逐渐意识到，权利本位只是塑造了形式正义的理想态势，而实质正义的实现尚需寻求其他路径。既然个体与团体、与社会整体存在矛盾冲突，就应加以协调，即社会经济需要一种新的社会力量和机制进行积极作用，来建立一种新的秩序、效率、公平和正义，这时的国家再次被负以重托，其职能被赋予新的内容及意义。完全意义上的市民社会已经消失，政治国家向社会性国家演进，以寻求社会整体秩序与利益维护的“社会本位”的法哲学思想逐步建立，法的基本价值实现了潜在的转换和位移，相应的法律体系也随之调整。其中对于经济领域的立法，一方面传统资产阶级民商法出现社会化倾向，另一方面，适应社会经济新调节机制即国家调节出现的要求，经济法出现。经济法理念比民商法等法律更加鲜明地体现了整个法理念的社会化新时代特征。人们希望藉助于此法（再同民商法等部门法律互相配合）可以克服或缓和由生产社会化和垄断等等引起的个体与社会的矛盾冲突和传统法律理念的混乱，实现理想的社会经济生活目标模式，实现个体同社会在利益、效率与秩序上的和谐，从而实现社会经济生活中的实质正义。当然，经济法自诞生之日起就具有双重功能，除了对阻碍社会整体利益与秩序的行为、现象进行适度矫正外，还要对政府行为进行适度规范，即要严格遵从行为的目的性及实践性原则，重质而非量，重效果而非形式。 二、有关经济法研究基点的几点看法基于以上分析，笔者主张在研究经济法时要重视经济科学的作用，要转变原来纯粹法学的方法，将经济法放到社会经济生活当中，习惯以经济的背景为指引，再附之以经济分析的方法，再结合其他的社会系统，来探究经济法现象的存在实质和发展脉络，这样才符合研究的理论及实践意义的要求。与此同时也要注重法价值的研究，要注意法基于不同的时代背景，其暗含的基础要义、基本价值也会随之改变，不同的时代特质对于经济法所提出的总体价值要求不同。以往许多学者习惯以调整对象入手，来研究经济法，为经济法下定义。比较而言，

  • 有关我国居民储蓄影响因素的计量分析_经济学毕业论文范文

    有关我国居民储蓄影响因素的计量分析_经济学毕业论文范文 有关我国居民储蓄影响因素的计量分析 一、研究目的： 居民储蓄是指一定时期内居民可支配收入减去居民消费的剩余，它表现为各种（实物的和金融的）资产的持有。中国居民的储蓄形式主要是银行储蓄存款。1979年以来，经济体制由计划向市场转轨，国民收入分配向个人倾斜，个人收入迅速增长，居民储蓄占社会总储蓄的分额也迅速提高，居民储蓄已经构成社会经济发展的重要资源。本文的目的，就是考察影响中国居民储蓄的重要因素，从文中找出真正的决定因素，在此基础上了解我们居民储蓄的变化趋势，并且为政府部门合理地制定经济政策以及正确运用政策提供理论依据。 二、理论依据： 收入理论 （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。 利率理论 凯恩斯认为储蓄不一定随着利率的下降而减少，反之亦然。 套利储蓄（仅仅是为了获得利息增加收入）与利率成反方向变化 安全储蓄不受利率的影响 目标储蓄如利率成反方向变化 三、现实意义： 居民储蓄是社会经济运行的重要一环。市场经济历来提倡“藏富于民”，因而它也理所当然的得到了各国政府及学界的高度关注。 截止到1998年末，我国居民储蓄也突破20000亿大关，是1980年的整整4倍！改革开放后的二十多年里，中国经济高速发展，同时期居民储蓄增长又明显快于经济增长。高投入，高增长，高储蓄被视为中国经济持续快速发展的法宝。 那么是什么因素决定了中国的居民储蓄会如此迅猛的增长。以下试用收集到的相关数据，运用计量经济学知识对其加以探讨。 四、分析部分： （一）数据收集： 储蓄文化是一种亚文化，深深植根于储蓄经济活动之中，鲜明地反映于各具意识特征的储蓄品种上。储蓄文化的构成中，意识文化和价值观念则是它的核心内容。因为它决定着储户及储蓄工作者的行为取向，具有长盛不衰的驱动力和吸引力。 储蓄有广义和狭义之分，狭义来讲是指金融性储蓄。广义上还包括实物性储蓄。在此，我们研究的是广义上的储蓄。 居民储蓄=居民实物储蓄+居民金融性储蓄 =城乡居民个人固定资产投资+居民耐用消费品购置的增加额+ 居民购买商品房增加额+居民银行储蓄存款增加额+ 居民手持现金增加额+居民购买有价证券增加额+ 居民保险保费增加额+居民外币储蓄增加额 居民年储蓄（S）： 根据以上定义，我们收集到经调整后的数据，得到如下结果（单位：亿元）。 1980500.3 1981603.56 1982623.2 1983804.35 19841167.4 19851838.81 19862301.9 19872709.09 19883686.33 19893878.55 19904073.93 19914730.28 19926754.23 19937554.107 199413353.24 199514457.39 199617429.38 199718964.56 199821163.22 199921647.77 200021202.92 介于储蓄的以上定义，我们把中国实际与理论相结合得出影响我国居民年储蓄的主要因素有：居民年收入，居民去年的收入，居民年消费，年利率，去年的年利率，基尼系数，通货膨胀率，以及一些政策因素，特别是经济体制改革。 年利率（R）： 在此我们采用的是中国人民银行活期存款利率， 而且利率对储蓄的影响不仅只是当期的利率水平，前一期的利率水平也对储蓄有较大的影响（单位：%） 居民年收入（I）： 我们运用 居民储蓄+居民消费=居民收入的公式的计算出居民收入，其中，居民消费采用SNA核算体系计算的数据。无庸置疑，收入是影响储蓄的最大因素。而且我们认为去年的收入对储蓄也具有较大的影响（单位：亿元） 通货膨胀率(L)： 当一个经济中的大多数商品和劳务的价格连续在一段时间内普遍上涨时，宏观经济学就称这个经济经历着通货膨胀。通货膨胀率被定义为从一个时期到另一个时期价格水平变动的百分比，即L=(Pt-Pt-1)/Pt-1 衡量标准有居民消费价格指数、零售物价指数，GDP折算指数等。 我们选择以零售物价指数为标准来计算通货膨胀率：（单位：%） 基尼系数(J)： 基尼系数是对收入分配平均程度的测度。具体指洛仑兹曲线和绝对平等线之间的阴影面积与绝对平等线以下的三角形面积之比。基尼系数界于0与1之间，基尼系数越小，越接近于收入分配的平均。 在此，我们把基尼系数作为研究影响储蓄的因素之一加入模型，目的是检验我国居民收入平均程度是否对我国居民储蓄水平产生影响。 经济体制(E)： 我们认为经济体制与居民储蓄有一定的相关性。发生在1992年的经济体制改革勿疑是一个转折点。但是，经济体制改革无法用具体的经济数据来描述，因而我们引入虚拟变E来描述它。 obsEILJRR1I1 198002817.460.162.16 198103207.662.40.2882.162.162817.4 198203491.11.90.292.72.163207.66 198303986.851.50.2952.882.73491.1 198404841.92.80.2972.882.883986.85 198506427.818.80.28582.882.884841.9 198607476.960.28222.882.886427.81 198708670.297.30.29592.882.887476.9 1988011319.4318.50.3292.882.888670.29 1989012402.0517.80.3132.882.8811319.43 1990013187.132.10.32892.582.8812402.05 1991015046.182.90.34931.892.5813187.13 1992119214.035.40.35231.81.8915046.18 1993123236.5113.20.37422.5351.819214.03 1994134163.0421.70.38753.152.53523236.51 1995141401.8914.80.37943.153.1534163.04 1996149581.686.10.37282.61753.1541401.89 1997153819.160.80.35981.91252.617549581.68 1998158084.32-2.60.39681.711.912553819.16 1999160982.17-30.40431.291.7158084.32 2000164114.82-1.50.40660.991.2960982.17 注：1982、1990、1991、1993、1996、1997、1999、2002年的数据经过了年的加权平均 （二）模型设定： S=C+R+I+E+J+L+I(-1)+R(-1) （三）模型检验 因果检验: 通过对s和 每一个解释变量的Granger因果检验我们得出结论: I(-1) J R R(-1) 都是S的原因.因此,我们舍弃其他解释变量. 回归检验： 对s I(-1) J R R(-1)作OLS回归结果如下: Dependent Variable: S Method: Least Squares Date: 10/09/04 Time: 07:40 Sample(adjusted): 1981 2000 Included observations: 20 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. I10.3572910.02581813.839100.0000 J30596.4310315.422.9660850.0096 R1461.376701.16162.0842210.0547 R193.94183693.91780.1353790.8941 C-13453.643377.044-3.9838490.0012 R-squared0.989517 Mean dependent var8448.411 Adjusted R-squared0.986722 S.D. dependent var7879.152 S.E. of regression907.9163 Akaike info criterion16.67250 Sum squared resid12364679 Schwarz criterion16.92143 Log likelihood-161.7250 F-statistic353.9846 Durbin-Watson stat2.404978 Prob(F-statistic)0.000000 可决系数接近1,但是有几个解释变量的T检验不显著,模型中有可能具有多重共线形。因此我们作上述解释变量的简单相关系数矩阵分析： R1RI1J R1 1.000000 0.791342-0.454646-0.473344 R 0.791342 1.000000-0.670837-0.550029 I1-0.454646-0.670837 1.000000 0.871428 J-0.473344-0.550029 0.871428 1.000000 由此我们可以得出结论:模型中存在多重共线性. 于是我们采用逐步回归法对模型进行修正 S=0.384251*I（-1）+122.5043 （0.015118） （442.8677） t =25.41630 0.276616 Adjusted R-squared= 0.971385 S= 108520.1*J - 27833.69 （18662.96） （6264.461） T=（5.814731） （-4.443111） Adjusted R-squared= 0.621292 S=-7031.364*R +25080.81 （2449.001） （6104.962） T=（-2.871115） （4.108266） Adjusted R-squared= 0.265875 S=-5888.188*R（-1） + 23114.41 （3180.406） （8093.458） T=（-1.851395） （2.855938） Adjusted R-squared= 0.113296 S=0.320965*R（-1） +33383.61*J - 9836.285 T=（12.14142） （2.745899） （-2.697410） Adjusted R-squared= 0.979011 S=1667.878*R + 0.419.46*I（-1） - 4688.128 T=（3.089923） （24.96367） （-2.931884） Adjusted R-squared= 0.980598 S=0.395076*I（-1） +899.8100*R（-1） - 2353.258 T=（23.96749） （1.444460） （-1.331702） Adjusted R-squared= 0.973014 S=0.359046*I（-1） +1532.700*R + 30162.50*J - 13296.12 T=15.47781 （3.504654） （3.184921） （-4.440098） Adjusted R-squared= 0.987384 S=0.421464*I（-1） +2164.028*R -659.378*R（-1） - 4304.933 T=（24.53179） （2.688794） （-0.837242） （-2.567146） Adjusted R-squared= 0.980251 根据以上结果，我们最后得出结论如下： Dependent Variable: S Method: Least Squares Date: 10/09/04 Time: 08:52 Sample(adjusted): 1981 2000 Included observations: 20 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. I10.3590460.02319715.477810.0000 J30162.509470.4053.1849210.0058 R1532.700437.33293.5046540.0029 C-13296.122994.556-4.4400980.0004 R-squared0.989376 Mean dependent var8448.411 Adjusted R-squared0.987384 S.D. dependent var7879.152 S.E. of regression884.9936 Akaike info criterion16.58589 Sum squared resid12531418 Schwarz criterion16.78504 Log likelihood-161.8589 F-statistic496.6752 Durbin-Watson stat2.409139 Prob(F-statistic)0.000000 此时，可决系数较高，而且T检验显著，说明此时模型中已不存在多重共线性。 异方差检验 ARCH Test: F-statistic1.755995 Probability0.202661 Obs*R-squared1.778840 Probability0.182292 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/09/04 Time: 08:09 Sample(adjusted): 1982 2000 Included observations: 19 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C433755.3228999.01.8941360.0754 RESID^2(-1)0.3137770.2367881.3251400.2027 R-squared0.093623 Mean dependent var617795.6 Adjusted R-squared0.040307 S.D. dependent var810148.4 S.E. of regression793653.2 Akaike info criterion30.10598 Sum squared resid1.07E+13 Schwarz criterion30.20540 Log likelihood-284.0068 F-statistic1.755995 Durbin-Watson stat1.937549 Prob(F-statistic)0.202661 P大于显著性水平=模型中不存在异方差性. 自相关性: 我们使用DW检验法确定模型中不存在自相关性.查表的DL DU 分别为0.685 1.567,而DW值为2.409139.即,模型中不存在自相关性. 我们用图示法进一步验证了模型中的自相关性. 我们得出结论：模型中不存在自相关性. 五、经济意义解释: 我国居民现阶段消费信心指数不足,他们还愿意把储蓄看成是一种投资行为.而利率作为这种投资行为的回报率,在客观上是必会影响这种投资行为总量的大小. 之所以选用滞后一期的收入来作解释变量,是因为收入对于储蓄来讲具有滞后性.试想一个人并不会把本期(假设为一年)的所有收入拿来储蓄,他愿意把上期收入的节余部分拿来储蓄.这就是使用之后一期收入的原因. 使用基尼系数(居民收入)作为解释变量的原因在于: 基尼系数是反映收入分配的客观指标,如果基尼系数减小就代表收入差距减小,收入变得更加平均,这势必会导致总的储蓄量降低. 对于未采用通货膨胀率,他主要影响的是居民金融性储蓄,而对于整体储蓄水平并无显著影响. 对于经济体制改革未能起到显著性影响的问题,我们的解释是中国经济在改革开放初期显示出一种恢复性告诉发展的态势,而在92年经济体制改革后由于进一步的放开导致经济仍能以高速度增长.这就使得经济体制改革变量并未起到我们所预期的作用. 六、不足及缺陷: 西方经济理论并不一定适用于中国实际,比如中国居民储蓄对利率的弹性很弱,这并不符合凯恩斯的利率理论. 并未做平稳性检验,数据非平稳。 由于中国的客观国情,导致时间序列数据长度不够,在小样本情况下更容易出现误差. 我们得出的结论并不一定和实际经济情况相符合,由此得出的对经济政策制定的借鉴作用可能并不显著. 七、参考文献及相关网站： 文献：1980年—2001年 《中国统计年鉴》 《现代财经》2003年5月 《经济论坛》2003年14期 《经济学动态》2004年5月 《经济学》2003年4月 《生产力研究》2004年8月 《统计与决策》2004年6月 《统计研究》2004年6月 《经济理论与经济管理》2002年11月 《中国居民消费—储蓄模式研究与实证分析》 龙志和 华南理工大学 网站：中国国家统计局 中国经济研究中心

  • 经济法的价值取向和基本原则(一)_经济学毕业论文

    经济法的价值取向和基本原则(一)_经济学毕业论文 〔摘要〕经济法作为国家协调社会经济的基本法律，其价值取向体现在，经济法追求的一般价值取向———实质正义和社会公正。经济法直接将维护社会经济总体效益作为自己追求的目标和遵循的原则，这是经济法价值取向的独到之处，以人性的全面实现和人的全面发展为最终价值目标。经济法的三大原则，简明地表达了经济法的价值取向。〔关键词〕经济法；价值取向；基本原则经济法是国家调整社会经济生活、协调国民经济总体良性运行的基本法，其重要使命是在社会化大生产运行的过程中，克服市场配置社会资源的不足，协调各种经济比例关系，使社会经济实现快速、稳定、高效、持续的发展，保证国民经济的良性运行。经济法要完成这一使命，必须找准自身的定位和价值取向，以此为起点提炼出能够体现经济法价值的基本原则，从而为经济法体系的构筑奠定基础。一、经济法的基本价值取向经济法的价值，指的是经济法通过其规范和调整最终所追求的目标。经济法的价值取向从哲学的高度对经济法的根本目的和宗旨作了概括，决定了经济法的调整对象、范围和经济法的基本原则，它无疑是经济法学基本范畴的最本质、最深层的东西。构成经济法的各部门法律规范都从整体上体现着经济法的价值取向，围绕这一中心，它们从经济生活的不同部门、不同方面作出法律规定和阐述，形成一个有机联系的经济法体系。法的价值在于实现由一定的社会经济条件所决定的正义、自由和秩序的要求。经济法的价值也在于实现这些目标，并同时体现出经济法所有的特征。在市场经济条件下，经济法作为国家协调社会经济的基本法律，其价值取向应为协调和发展，主要体现在以下几方面： 经济法追求的一般价值取向———实质正义和社会公正法的根本目的在于正义的实现，经济法也不例外。实质正义是经济法正义观的独特展现。行政法注重“程序正义”，强调的是程序公平促进实体公平。民商法关心的是“形式主义”，它以个人主义为中心，假设人格平等，只强调机会均等，而无法解决事实上的个体差别、收入差距、贫富分化，并导致机会不均等的一系列问题。经济法的实质正义，则追求最大多数社会成员的利益，要求实现社会范围内的实质性的、社会性的正义和公平，强调形式的不平等达到实质结果的平等。国家通过对公平、竞争机制的引导和建立，及对处于被管理的生产、流通，消费等领域的参与和调控，形成社会各个组成部分之间合理的相互制约的关系，既为市场主体创造公平竞争的环境，又保障经济收益的公平和社会分配的公平，从而为经济发展创造良好的社会环境和法律环境。2、经济法对社会效益及经济效益的追求是其价值取向的独到之处效益作为一种价值目标导入法学领域，始于六七十年代法律经济学勃兴之时。经济法产生于立法者不再满足于从公开调停经济参与人纠纷角度考虑和处理经济关系，而侧重于从经济的共同利益、经济生产率，即从经济方面的观察角度调整经济关系的时候。因此，经济法从一开始就以维护国家利益、社会整体利益为己任，以社会权利本位为宗旨，履行着调控经济、平衡利益、缓和矛盾的职能。经济法的实质正义价值观及其以社会为本位，决定了它不能只强调经济的、局部的效益，而要注重社会整体效益，这种社会效益，不是一般而言的经济成果最大化，同时更是宏观经济成果、长远经济利益、人文和自然环境、人的价值等诸多因素的优化和发展，微观经济的成果只是社会效益的组成部分。经济法直接将维护社会经济总体效益作为自己追求的目标和遵循的原则。经济法直接追求社会效益应为经济法价值取向的独到之处，其它法律部门或者不追求宏观社会①效益，或者是在追求实质正义之终极目标的法的体系中，通过形式主义的调整间接地实现社会效益。3、经济法追求经济自由和经济秩序的统一和谐维护良好的社会秩序，保证国民经济各部门、各经济主体和公民个人正常的经济活动，是社会发展的基本条件，也是经济法立法的目的。为实现这一立法目的，要求经济主体按照经济立法之规定，保证其行为合法性，彼此间形成规范的相互关系；要求国家经济机关积极执法，严格遵守法律约束，不得利用经济权限使经济主体承担不法义务或侵害其权利；要求司法机关正确运用法律，保证经济司法的合法性。理性地把握好经济与经济秩序间的平衡协调，克服政府经济管理中非理性之任意，消除任何主体在市场活动中对自由之不当限制或无度妄为，对于我国当前社会主义市场经济的建立，具有重要的现实意义和理论价值。4、经济法应以人性的全面实现和人的全面发展为最终价值目标经济法的价值目标很多，诸如公平、效益、自由、秩序乃至人的全面发展，但归根到底，法的价值是客体对于主体的存在意义——即法作为客体满足人的需求。只有这种价值目标与人的全面发展结合起来，才能显示出其存在的价值。因此，经济法的最终价值目标应是也必须是人的全面发展。这里的人是指人类这个广义概念而言的，单个人的行为必须纳入对全人类行为的规范中。这与经济法对社会公共利益要求的结论是一致的，是经济法从“个体权利本位”到“个体——社会权利本位”转变的必然体现。有鉴于此，经济法的各个部门法，如企业法、税法、环境保护法、资源法、金融法等，必须改变各自为政、单纯为促进经济发展而存在的现状。各部门法从立法到司法必须在“为了人的全面发展”这一最高价值目标的倡导下来制定和实施，从而使经济法逐渐完善，形成一个严密的逻辑体系。 二、经济法的基本原则所谓法的原则，是法的基本真理和准则。经济法的基本原则是指贯穿于经济法实践运作全过程之中，作为经济法规则基础的指导思想和基本原理。法律原则是法律的灵魂，是法律价值的具体体现，同时又是构造法律规范体系之根本基础所在。经济法基本原则在经济法实践中发挥着纲领性作用。经济法律规范都是它的逻辑展开和具体化。1、经济法基本原则的意义经济法的基本原则在经济法的基本要素中居于主导地位，在经济法体系中起着其它要素不可替代的作用。（1）经济法的基本原则集中体现了经济法价值取向追求，即社会公正、社会效益和协调发展，是对抽象价值观的具体化、固定化和物化。经济法的基本原则是一种经济法规则和经济法价值取向的汇合点。通过基本原则的指导和规范，使得经济法的价值目标的实现在具体规则中得到充分体现和保证，使规则服务于价值取向。（2）经济法基本原则是经济法具体规则的实践纲领，规定并贯穿于整个经济法体系的衍生、展开的全过程。不但能够指导经济立法，规制经济执法和司法，并保障和促进经济守法。经济法任何规范均不能与之相背，也是经济法实践每个环节所必须遵循的准则。（3）在法律没能规范的经济活动和经济关系领域，以及法律赋予自由裁量权的场合，遵守经济法的基本原则具有特别的意义。由于经济活动的多样性、变化性，经济关系的复杂性、广泛性，法律不可能也没有必要统统进行具体的规范，法律制定的滞后性更免不了出现法律调整的空白和缺陷。在这些领域里，基本原则的存在，成为各种主体行为规范的准则框架。（4）经济法基本原则是经济法规范之间相互作用、相互协调的基本依据。当经济法各部门发生矛盾冲突时，基本原则是解决矛盾的权威准则；当新的经济法规则产生时，基本原则作为经济法所有规则的基本准则，保证了经济法在不断发展、完善的过程中始终不脱离其根本的价值取向和宗旨。综上所述，基本原则从根本上保证了经济法构成一个统一、有序、富有活力的、适应性强的法律规范体系。2、经济法基本原则的确定标准及内容经济法基本原则的确立应依据一定的标准，

  • 对影响人身保险保费收入诸因素的计量分析_经济学毕业论文范文

    对影响人身保险保费收入诸因素的计量分析_经济学毕业论文范文 对影响人身保险保费收入诸因素的计量分析 本文用计量经济学的方法对影响人身保险保费收入诸因素进行分析,试图通过实证数据考查各因素影响的程度,希望我们的模型及结论能为有关部门的决策提供参考. 一,人身保险有关理论简介 人身保险是以人的生命或身体为保险标的的保险,兼具保障与储蓄两大功能. 影响人身保险保费收入的因素主要有: 1,国民经济发展水平.（国民经济发展水平越高,人们的收入越多,有更多的钱购买保险,一般来说保费收入也越多）. 2,商品经济发展程度.(商品经济的发展程度与保险需求成正比，商品经济越发达，则保险需求越大，反之，则越小。在我们的分析中，运用了进口额来反映这一因素。) 3,国民保险意识(作为一种科学的风险管理工具，保险必须首先要为人接受才能发挥出应有的作用，一国国民风险意识尤其是树立运用保险机制来管理风险的意识对于保险业的发展也起着重要的作用) 4,利率(利率的替代效应，保险与银行储蓄一样都是国民的一种投资方式，当银行利率高时人们会选择更为稳健的投资方式将钱存在银行而不会去买保险，从而影响保费收入。) 5,其他.如制度,人口数量和结构 二,模型及有关说明 1,我们用GDP衡量经济发展水平,模型中用X表示.用进口额衡量商品经济发展水平,模型中用S表示.国民保险意识也可通过S间接反映.用I表示利率.模型中的数据均为实际数据,具体见下表. Y 人身保险保费收入(亿元) X GDP （亿元） S 进口额(亿元) I 利率(%) obsYXSI 1987 24.99300 11962.50 1614.200 7.200000 1988 37.50000 14928.30 2055.100 8.640000 1989 19.58000 16909.20 2199.900 11.34000 1990 28.41000 18547.90 2574.300 8.000000 1991 41.41000 21617.80 3398.700 7.560000 1992 64.29000 26638.10 4443.300 7.560000 1993 144.0700 34634.40 5986.200 10.98000 1994 163.4000 46759.40 9960.100 10.98000 1995 204.2000 58479.10 11048.10 10.98000 1996 324.6200 67884.60 11557.40 7.470000 1997 600.2400 74462.60 11806.50 5.670000 1998 747.7000 78345.20 11626.10 3.780000 1999 872.1000 82067.50 13736.50 2.250000 2000 997.5000 89442.20 18639.00 2.250000 2001 1424.000 95933.30 20164.20 2.250000 2、建立回归方程: Y=C+B1X+B2S+B3I+U 用OLS法进行回归,结果见下表: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/08/05 Time: 20:36 Sample: 1987 2001 Included observations: 15 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X-0.0014880.005070-0.2934790.7746 S0.0533510.0240512.2182810.0485 I-57.5969214.31660-4.0230860.0020 C398.1295171.73422.3182890.0407 R-squared0.938880 Mean dependent var379.6009 Adjusted R-squared0.922212 S.D. dependent var442.7860 S.E. of regression123.4956 Akaike info criterion12.69347 Sum squared resid167762.8 Schwarz criterion12.88228 Log likelihood-91.20100 F-statistic56.32509 Durbin-Watson stat1.950094 Prob(F-statistic)0.000001 T(B1)不显著,F显著,可能存在多重共线性.计算相关系数矩阵： XSI X1.000000 0.973767-0.705918 S 0.973767 1.000000-0.667927 I-0.705918-0.667927 1.000000 由此看出;X与S之间存在高度线性相关,建立回归方程 X=C+BS+U作辅助回归. 用OLS法回归,得下表: Dependent Variable: X Method: Least Squares Date: 05/09/05 Time: 22:32 Sample: 1987 2001 Included observations: 15 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. S4.8534510.31455215.429720.0000 C6915.6053306.5602.0914800.0567 R-squared0.948223 Mean dependent var49240.81 Adjusted R-squared0.944240 S.D. dependent var30281.89 S.E. of regression7150.627 Akaike info criterion20.71135 Sum squared resid6.65E+08 Schwarz criterion20.80576 Log likelihood-153.3352 F-statistic238.0763 Durbin-Watson stat0.765323 Prob(F-statistic)0.000000 T与F均显著,X与S存在稳定的关系,与经济意义相符. 为考查保费收入与GDP之间的关系,建立Y与X间的回归模型:Y=C+BX+U 用OLS回归得 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/08/05 Time: 21:01 Sample: 1987 2001 Included observations: 15 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X0.0133380.0016628.0246750.0000 C-277.158095.19727-2.9114070.0121 R-squared0.832031 Mean dependent var379.6009 Adjusted R-squared0.819111 S.D. dependent var442.7860 S.E. of regression188.3217 Akaike info criterion13.43775 Sum squared resid461045.8 Schwarz criterion13.53215 Log likelihood-98.78310 F-statistic64.39540 Durbin-Watson stat0.447415 Prob(F-statistic)0.000002 T与F均显著,说明GDP对保费收入存在显著影响且B0,与经济意义相符 3,对模型进行修正 去掉解释变量X后模型为:Y=C+B2S+B3I+U 用OLS回归得 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/08/05 Time: 21:11 Sample: 1987 2001 Included observations: 15 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. S0.0466250.0070166.6455210.0000 I-56.2196113.00032-4.3244790.0010 C373.6930144.36602.5885110.0237 R-squared0.938402 Mean dependent var379.6009 Adjusted R-squared0.928136 S.D. dependent var442.7860 S.E. of regression118.7000 Akaike info criterion12.56793 Sum squared resid169076.4 Schwarz criterion12.70954 Log likelihood-91.25950 F-statistic91.40564 Durbin-Watson stat1.836838 Prob(F-statistic)0.000000 T与F均显著且B20,B3O与经济意义相符 4,异方差检验 （1）图示法 S： I I&S （2）Arch检验 ARCH Test: F-statistic1.069894 Probability0.414622 Obs*R-squared3.435974 Probability0.329161 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/08/05 Time: 21:58 Sample(adjusted): 1990 2001 Included observations: 12 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C30056.0512136.302.4765430.0383 RESID^2(-1)-0.6325750.545678-1.1592450.2798 RESID^2(-2)-0.9050540.537635-1.6833970.1308 RESID^2(-3)-0.6971710.531926-1.3106530.2263 R-squared0.286331 Mean dependent var11093.07 Adjusted R-squared0.018705 S.D. dependent var16285.21 S.E. of regression16132.18 Akaike info criterion22.47622 Sum squared resid2.08E+09 Schwarz criterion22.63786 Log likelihood-130.8573 F-statistic1.069894 Durbin-Watson stat1.787019 Prob(F-statistic)0.414622 在0.05的显著性水平下，卡房（3）=7.81 ，因为3.4359747.81所以接受H0，表明模型中随机误差项异方差不显著。 5,自相关性检验 从回归模型中建立残差序列e，画残差项散点图得：无自相关性 DW检验： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/08/05 Time: 20:36 Sample: 1987 2001 Included observations: 15 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X-0.0014880.005070-0.2934790.7746 S0.0533510.0240512.2182810.0485 I-57.5969214.31660-4.0230860.0020 C398.1295171.73422.3182890.0407 R-squared0.938880 Mean dependent var379.6009 Adjusted R-squared0.922212 S.D. dependent var442.7860 S.E. of regression123.4956 Akaike info criterion12.69347 Sum squared resid167762.8 Schwarz criterion12.88228 Log likelihood-91.20100 F-statistic56.32509 Durbin-Watson stat1.950094 Prob(F-statistic)0.000001 K=2，N=15，通过查表得：DL=0.946，DU=1.543，因为DW统计量为1.950094， 1.5431.9500944-1.543 随机误差不存在一阶自相关。 三,结论 国内生产总值,进口额,利率对人身保险保费均有显著影响,但由于国内生产总值与进口之间存在稳定的联系,影响了原模型的解释和预测功能,修正后的模型避免了多重共线性,并且通过了异方差和自相关检验.修正后的模型拥有更强的预测功能. 四,结论的理论和现实意义 1、对保险公司的意义 这种定量地分析对于保险公司业绩指标管理水平的提高有着十分重要的意义。公司业务部门可以利用它来预测未来的保费收入，可以将这个预测值作为公司业务部门制定未来工作绩效指标计划的重要的科学参考依据。 2、对保险监管部门的意义 保险监管部门对于保险业宏观发展的预测、预警都提供了一个有力的工具。保险监管部门可以通过它来随时预测摸个时间段的保险市场宏观状况，当宏观的各种环境影响因素不变而实际值与预测只有明显的较大出入时就可以发挥预警的功能，及时发现问题、发挥监管职能，保证我国保险业健康有序的发展。 参考文献： 《计量经济学》 西南财经大学出版社 庞皓主编 《统计年鉴》 《统计学》 西南财经大学出版社 庞皓、杨作廪主编

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