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美国居民消费与可支配收入关系的实证分析_经济学毕业论文范文
美国居民消费与可支配收入关系的实证分析_经济学毕业论文范文 美国居民消费与可支配收入关系的实证分析 我们的思路 一.问题的提出 二．经济理论陈述 一.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说 〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论 三、相关数据收集 四.建模 五．模型的求解和检验 〈一〉．经济意义的检验 〈二〉．统计推断的检验 〈三〉计量经济的检验 多重共线性检验 异方差性的检验 自相关的检验 综上实证分析结果 六．政策建议 【摘要】本文旨在对1995年至2004美国年均收入对年人均各种消费的影响进行实证分析。首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。 问题的提出 随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。由于我国统计数据的内在幽默，我们选取了同一时期美国国内居民消费的数据进行分析，希望能够与国内的情况进行比较，并有一定的指导意义。 二．经济理论陈述 一.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说 （一）凯恩斯绝对收入假说 对于 有（1），即会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。 （2），即 由 可知 有，即收入的平均消费倾向递减。 绝对收入假说下的消费函数通常采用线性形式C=a+by， 此时，函数符合假说0MPC1和 〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论 消费结构是消费者为满足不同方面的需要，用于不同方面的消费支出在总消费支出中所占的比例关系。它是居民消费行为的重要内容。消费结构根本上说是由生产力发展水平决定的同时，又反过来对生产力发展水平产生重要影响。研究居民消费结构，对于正确引导消费，实现消费结构合理化，为产业结构调整提供理论依据，以促进经济发展有重要意义。 西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下3种， 按吃、穿、住、用划分； 按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务 按消费的社会功能分为生理消费和社会消费。 消费结构变化取决于多方面因素，其中志决定作用的是人均收入水平。恩格尔定律揭示了 两者的关系，用恩格尔系数=，作为衡量个人家庭消费结构，以至一国居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准，一般也随着收入的增加，恩系趋于下降。 三、相关数据收集 在进行实证分析的过程中，所需要的数据，应是能够度量收入对消费倾向的影响的指标。在收入指标和消费倾向的选择上，我们所用的数据来自样本容量为10，对于一元回归分析计算要求已经足够了 Disposable personal income Motor vehicles and partsFoodClothing and shoesMedical care 19955,408.20272.3827.1227.4906.4 19965,688.50285.4834.7238.7922.5 19975,988.80304.7845.2246942.8 19986,395.90339865.6263.1970.7 19996,695.00372.4893.6282.7989 20007,194.00386.5925.2297.71026.8 20017,486.80405.8940.2303.71075.2 20027,827.70428.7958.4316.71139.3 20038,159.90452.1995.1330.21184.3 20048,622.80467.41,042.80352.31288.4 建模 我们建立了下述的一般模型：Yi=C+X+Ｕt (i=1,2,3,4) 其中 Yi ——居民平均第i种物品消费 Ｃ ——常数项 ——代定参数 X ——各地区城镇居民平均收入 Ｕt ——随即扰动项。 模型的求解和检验 我们分别利用EVIEWS软件，用最小二乘法进行回归分析，之后将根据情况，进行修正，再来估计参数。 各方程如下： Motor vehicles and parts Food Y1= -68.27554+0.063296X Y2= 454.9973+0.065900X (-4.041279) (26.31197) (18.53862)( 18.85712) R2=0.988577 F=692.3198 DW=1.650655 R2=0.977997 F=355.5908 DW=0.834372 Clothing and shoes Medical care Y3= 21.09981+0.038111X Y4= 266.5397+0.111995X (2.965394)( 37.61645) (3.779530)( 11.15304) R2=0.994378 F=1414.997 DW=1.723617 R2=0.939573 F=124.3903 DW=0.581111 〈一〉．经济意义的检验 从经济意义上来说居民消费支出应随着收入的增加而增加，边际消费倾向MPC应满足 0〈 MPC〈 1 ，根据OLS回归所得： 1=0.063296， 2=0.065900， 3=0.038111， 4=0.111995， 均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。 i是样本回归方程的斜率，它表示美国居民的边际消费倾向，说明年人均可支配收入每增加一元，将有i元用于消费支出，C是样本回归方程的截距，它表示不变可支配收入影响的自发消费行为,在本模型回归的结果中，有关汽车消费的截距为负，不符合一般的经济意义，但是经过我们仔细分析思考，认为美国国内消费者有很强的信贷消费习惯，花明天的钱做今天的事在汽车这样的大宗耐用物品上体现的更加充分，因此截距项出现负数是可以理解的，这也是国内与美国这样成熟的消费市场的不同 〈二〉．统计推断的检验 Disposable personal income对Motor vehicles and parts的影响 R2=0.988577 说明总离差平方和的98.8577%被样本回归直线解释，仅有不足1.15%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度是很高的。 t=26.31197 查表t0.05=2.306 tt0.05 n-2=8， 说明Disposable personal income增加对Motor vehicles and parts影响显著。 （二）Disposable personal income对Food支出的影响 R2=0.977997 模型整体拟合优度较好。 t=18.85712t0.05 说明Disposable personal income增加对Food支出影响显著。 （三）Disposable personal income对Clothing and shoes的影响 R2==0.994378 模型整体拟合优度较好。 t= 37.61645t0.05 Disposable personal income对Clothing and shoes有显著影响。 （四）Disposable personal income对Medical care的影响 R2=0.939573 模型整体拟合优度较好。 t=11.15304t0.05 可支配收入对住房支出有显著影响。 〈三〉计量经济的检验 （一）多重共线性检因为在我们的模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。 （二）异方差性的检验 运用ARCH检验 1.Disposable personal income对Motor vehicles and parts的影响 因为Obs*R-squared = 0.492834χ21(0.05) = 3.841 2.Disposable personal income对Food支出的影响 因为Obs*R-squared = 1.543617χ21(0.05) = 3.841 3.Disposable personal income对Clothing and shoes的影响 因为Obs*R-squared = 0.279360χ21(0.05) = 3.841 4.Disposable personal income对Medical care的影响 因为Obs*R-squared = 0.060351χ21(0.05) = 3.8 没有异方差，全部通过ARCH检验，不需要进一步调整。 （三）自相关的检验 用DW法检验方程的自相关性，各方程DW值列表如下： Yi Y1(Motor vehicles and parts)Y2(Food)Y3(Clothing and shoes)Y4(Medical care) d-w1.6506550.8343721.7236170.581111 ρ值=1-dw/20.5828140.709445 查表得Du=1.320 Dl=0.879 4-Du=4-1.320=2.680 4-D1= 4-0.879=3.121 发现存在了Y2 与Y4 有无自相关判断“拒绝”的情况。 用迭代法修正y2： 用迭代法修正y4： 修正后两个DW值，均落入（1.320，2.680）之间，模型得到了较好地拟合。 所以，修正后的模型如下： Food Medical care Y2= 271.8939+0.088440X Y4= -317.5869+0.181310X 最终拟合图形如下： 拟合的效果是非常好的。 （四）综上将实证分析结果列表如下： Motor vehicles and parts Y1=-68.27554+0.063296X (-4.041279) (26.31197) R2=0.988577 F=692.3198 DW=1.650655 Food Y2= 271.8939+0.088440X (1.230903) ( 3.675677) R2=0.990769 F=322.0033 DW=1.831454 Clothing and shoes Y3= 21.09981+0.038111X (2.965394) ( 37.61645) R2=0.994378 F=1414.997 DW=1.723617 Medical care Y4= -317.5869+0.181310X (-0.432694) ( 2.456273) R2=0.9601623 F=147.7710 DW=1.054487 城市居民收入每增加一个单位，汽车消费支出增加0.063296个单位，食品消费支出增加0.088440个单位，衣着服饰支出增加0.038111个单位，医疗保健支出增加0.181310个单位，收入变化对医疗保健支出影响最大。 汽车消费支出：R=0.988577，说明模型整体拟合优度较好，居民可支配收入对汽车消费支出影响显著，对于汽车这类商品的消费不断增大，数据也反映了这一点。截距项为负是信贷消费存在的原因导致，这也是与国内的不同 食品：拟合较好，在美国这样的发达国家居民人们对吃的要求已经不仅仅只限于温饱的阶段，现在城镇居民在食品上是要吃得好、吃得精，体现生活水平和生活情调，而且不局限于在家里吃，要去饭馆就餐，以及节假日宴请宾客等等，这都使居民对食品支出的有了明显提高。 衣着服饰：对于高收入居民来说，消费倾向偏重于成衣化，高档化，衣着偏重于改善服装的质量。比较注重于外表的美观，这对于体现一个人的出身，气质，文化素质，个人修养等多种方面有着外在的体现。所以人们更想通过衣着来包装，改变和完善自我 4． 医疗支出：医疗保健支出的边际消费倾向较大，一般的，医疗保健支出对经济增长的乘数效应较大。这说明在发达国家，人均收入水平较高，与高生活质量相对应居民在医疗保健上的消费支出也较大。其截距项为负也是值得我们关注的，这表明在西方发达国家医疗支出对于普通家庭来说数额仍然巨大，并且由于医疗支出的特殊性，居民无法减少这类支出，这时候保险公司的支付和政府的社会福利制度就发挥了作用。 分析美国居民消费与收入的状况，与国内情况予以比较，我们提出以下意见： 引导消费趋向。为全面提高和改善人民的生活水平，应提高在住房和医疗保健的支出，同时消费应考虑到长期的回报率 二．在实践中，应大力推进医疗改革进程，健全医疗保健体系，为居民解除后顾之忧，进一步加快现代化进程 参考文献 庞浩，《经济计量学》，西南财经大学出版社,2001. 丹辉、尹德光，《居民消费统计学》，中国人民大学出版社，1994 王健，《当代西方经济学流派概览》，国家行政出版社1998 褚时健、魏杰《微观经济运行需求主体--居民经济行为分析》，中国金融出版社 1992
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我国旅游经济的因素分析_经济学毕业论文范文
我国旅游经济的因素分析_经济学毕业论文范文 我国旅游经济的因素分析 摘要：本文旨在对90年代我国居民可支配收入.交通费.饭店宾馆业个数.游客人数等因素的变动对我国旅游收入变动的影响进行实证分析。首先，我们采用了关于收入和消费的主要理论观点为经济理论依据；进而我们建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。 背景 随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国的人均可支配收入的大幅度增长，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在物质需求向精神需求的转变。特别是对“旅游”这一朝阳产业，人们的认识有了翻天覆地的变化，我国国内旅游人次和收入分别由1985年的2.4亿人次和80亿元人民币增加为2001年的7.84亿人次和3522.4亿元人民币。 改革开放２０多年来，我国旅游基础设施建设、开发和管理水平全面提高。据最新统计，到２００１年末，中国旅游业固定资产原值近７８００亿元，有各类旅游企事业单位２８．８万个，各类旅游住宿设施２７．４万个，各类旅行社超过１万家。目前，中国颁布了１７类旅游业行业标准，成为世界旅游业标准管理的先进国家。旅游业是中国与国际接轨最早并紧跟世界潮流的行业，已初步形成了“大旅游、大产业、大发展”的格局。 旅游业已成为中国社会新的经济增长点。中国旅游业总收入正以年均约１２％的速度增长，高于同期国内生产总值７％左右的平均增长率。去年中国旅游业总收入为４９９５亿元，相当于国内生产总值的５．２％。预计旅游外汇收入今年将达２００亿美元，５年后将达３００亿美元。中国首创的“假日经济”已成为中国旅游业迅速增长的助推器。去年春节、“五一”、“十一”三个７天长假，全国接待国内旅游者近２亿人次，实现旅游收入７３６亿元。假日旅游带动了吃、住、行、游、购等产业链条上的各环节，有力刺激了居民消费而拉动“内需”。 旅游业这一无烟产业，还将对促进经济、社会、环境协调发展，解决就业，促进扶贫发挥积极作用。最近１０年中，劳动密集型的旅游业快速发展直接或间接为中国解决了３５００多万人的就业。旅游服务业在整个国民经济中的地位越来越突出，功能越来越综合，贡献越来越巨大。 世界旅游及旅行理事会（ＷＴＴＣ）１３日在京发布了一份题为“旅游及旅行行业对就业和国民经济的影响”的最新研究报告。这份报告提出，中国旅游及旅行业在未来１０年有望实现１０．４％的年增长率，中国将成为世界第四大旅游业发展经济体。 这份报告对中国旅游及旅行业经济在２００４年和未来１０年内的增长分别进行了预测，并提出了一系列促进中国旅游及旅行业的政策建议。按照世界旅游及旅行理事会预测，２００４年，中国旅游及旅行业增长率将达到３３．６％，直接创造２８９２亿元的国内生产总值和５４１０万个工作岗位，而且中国旅游及旅行投资将达到５１２１亿元人民币，约合６１２亿美元，占总投资额的９．６％。到２０１３年中国旅游及旅行业创造的国内生产总值将达到８４４６亿元，直接及间接创造６５８０万个工作岗位，并吸引更多的投资。 鉴于旅游业在国民经济中的重要性，本文收集了我国90年代旅游的相关时间序列数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析了影响我国旅游业发展的因素。并根据各因素对旅游收入影响的大小，对我国旅游业的发展方向提出自己的建议。 二.对旅游业的经济分析 通过一系列的分析，我们了解到，旅游业的收入受到多方面的影响——居民可支配收入，交通费用，饭店宾馆个数，旅游人数，消费者偏好，广告宣传，相关产业的发展等… 在众多的影响因素中，政府的政策，消费者偏好等因素属于虚拟变量，无法很好地表现在模型中，因此我们在设定模型时仅用了居民可支配收入，交通费用，饭店宾馆个数，旅游人数来进行回归分析 三．经济理论陈述 收入与消费之间的关系 四．数据的收集（见附表） 五．计量经济模型的建立 我们建立了下述的一般模型：Y=B+1X1+2X2+3X3+4X4 Y：旅游收入 X1：居民可支配收入 X2：交通费 X3：饭店宾馆个数 X4：游客人数 六、模型的参数估计、检验及修正 1 差异方差检验 ARCH Test: F-statistic1.578787 Probability0.271693 Obs*R-squared3.108590 Probability0.211338 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/15/04 Time: 12:39 Sample(adjusted): 1992 2001 Included observations: 10 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C8249.29112384.430.6661020.5267 RESID^2(-1)0.5629660.3420501.6458590.1438 RESID^2(-2)-0.0903910.352001-0.2567910.8047 R-squared0.310859 Mean dependent var20125.62 Adjusted R-squared0.113962 S.D. dependent var27111.29 S.E. of regression25519.75 Akaike info criterion23.37562 Sum squared resid4.56E+09 Schwarz criterion23.46639 Log likelihood-113.8781 F-statistic1.578787 Durbin-Watson stat2.120479 Prob(F-statistic)0.271693 图1 由于样本比较小，所以我们就不用(n-P)R^2，e2与其滞后2阶的2个自回归变量t值均不显著，就说明该模型不存在异方差。 2自相关的检验 由于数据是时间序列，所以有可能会产生自相关性，那么我们就需要检验方程是否能通过D-W检验。从上面的结果表中我们可以得出D-W=2.120479，给定显著性水平a=0.05，查D-W表，n=9,k`=4，得到下限临界值dl=0.296上限临界值du=2.588所以我们判断这四个变量不存在的自相关的特征。 3多重共线形检验 我们先对四个变量的相关系数进行了检验，得下表； X1X2X3X4 X11-0.5661422309880.9832220266760.895088401009 X2-0.5661422309881-0.558443628329-0.553048863409 X30.983222026676-0.55844362832910.851554787289 X40.895088401009-0.5530488634090.8515547872891 相关系数较高因此存在多重共线性，用逐步回归法得如下结果； 对X1进行回归： Adjusted R-squared0.968453 X2 Adjusted R-squared0.218207 X3 Adjusted R-squared0.982963 X4 Adjusted R-squared0.742975 X3，X1 Adjusted R-squared0.984727 X3，X2 Adjusted R-squared0.981539 X3，X4 Adjusted R-squared0.985199 X3 ，X4 ，X1 Adjusted R-squared0.984178 X3，X4，X2 Adjusted R-squared0.984623 将下， X2 剔除后得下表： Included observations: 12 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-344.6181157.3044-2.1907720.0598 X10.1040610.1607360.6474050.5355 X30.3995720.1164233.4320690.0089 X442.5182551.265200.8293790.4309 R-squared0.988493 Mean dependent var1629.692 Adjusted R-squared0.984178 S.D. dependent var1180.408 S.E. of regression148.4781 Akaike info criterion13.09995 Sum squared resid176366.1 Schwarz criterion13.26159 Log likelihood-74.59972 F-statistic229.0785 Durbin-Watson stat2.168626 Prob(F-statistic)0.000000 此时T值明显增大，F值也增大，但是x1 x4的T值仍然很不明显X2n 847991 剔除变量后的方程如下： Y= -344.6181+0.104061X1+0.399572 X3+42.518X4 (-2.284899) (12.83184) (1.584673) R=0.988493 =0.98418 F=229.785 根据经济学的相关知识我们知道居民可支配收入对旅游消费有很大影响，旅游设施中的旅馆数量对旅游业的发展有量的标志，且旅游人数也能侧面反映旅游业的发展。所以根据数据研究我们只能剔除X2这个不能确定的指标。对于X1 X3 X4三个数据我们保留。 经济分析 虽然在以上的计量经济学分析中自变量X1（ 居民可支配收入）,X2（交通费）对因变量Y影响不是很明显，但在现实经济生活中它们和自变量X3（饭店宾馆数）,X4(游客人数)一起对旅游收入产生了不可忽视的作用。 众所周之，旅游业是一个“无烟工业”，并且具有投资少，收效快，利润高的优点。近些年来，随着人们可支配收入的增加，他们对旅游业收入的贡献越来越大，这已成为拉动GDP增长的一个重要因素，所以政府应当大力地扶持旅游业，制定利于旅游业发展的相关税收政策，在财政方面有所倾斜，采取鼓励人们外出旅游的一系列相应措施——如：增长假期，在假日旅游消费方面给予一定的补贴，提供公平的环境促进旅游业的市场竞争来降低旅游商品的价格，此外还要实施可持续发展的战略。而作为旅游企业应当充分利用现有的资源，从消费者的需求出发，提高服务质量，创新服务项目，以达到创收的目的。 从实际情况来看，交通费对旅游业收入是存在影响的，因为它是人们在外出旅游前考虑的重要因素之一。交通业是旅游业的相关产业，联系比较紧密，因此，为了增加旅游业收入就应该加强交通建设，提高交通业服务水平，尽量减少旅游交通费用。 另外，游客人数也直接影响到旅游业的收入，所以旅游业应尽力扩大市场，采取积极有效的措施吸引更多的人成为旅游这种非必需品的消费者，从而扩大内需，促进经济进一步向前发展。 在增加旅游人数的同时，加强旅游业配套设施建设也非常重要，如在饭店宾馆方面，就应该根据实际情况适当增加其个数，增设不同档次的服务，改善其环境，提高顾客满意度，使旅游业的利润最大化。
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对我国经济增长的因素分析_经济学毕业论文
对我国经济增长的因素分析_经济学毕业论文 对我国经济增长的因素分析 【内容摘要】：本文以支出法国内生产总值核算理论为基础,引入资本形成总额、最终消费和净出口三个解释变量,运用计量经济学的方法,分析国内生产总值与这三者的关系.从中国的实际情况出发,在利用2002年度截面数据分析的基础上,又引入1994年各地的截面数据进行对比分析,进而分析各因素对国内生产总值的不同程度的影响及其原因,最后提出我们的一些观点。 【关键词】：SNA 国内生产总值 经济增长 一、经济理论阐述及问题的提出： 发展经济学理论认为,一国的经济增长是指一个国家的产品和劳务数量的增加,或按人口平均的实际产出的增加,通常以国内生产总值（GDP）或它的人均数值来衡量。随着中国经济的迅速发展和实力的不断增强,国内外经济学家越来越关心反映中国经济发展的国民经济核算,特别是国内生产总值核算. 国民经济是一个极其复杂的运行系统,各经济变量之间存在着错综复杂的联系.国民经济核算是对国民经济运行过程和结果的核算,是从定量角度描述经济活动和经济循环的有力工具,是整个经济统计的核心。目前,世界通常采用的国民经济核算体系是联合国在1993年新修订的国民经济账户体系（SNA）。 长期以来，投资需求、消费需求、出口需求不同程度地刺激了国民经济的增长，通常被称为拉动经济增长的“三驾马车”，所以研究三者与国民经济增长之间的关系具有十分重要的经济意义。 支出法国内生产总值是指,一个国家或地区所有常住单位在一定时期内用于最终消费、资本形成总额,以及货物和服务的净出口总额,它反映本期生产的国内生产总值的使用及构成。最终消费分为居民消费和政府消费.其中,居民消费是指常住住户墩货物和服务的全部最终消费支出.政府消费是指,政府部门为全社会提供公共服务的消费支出或免费或以较低价格向住户提供的货物和服务的净支出.资本形成总额是指常住单位在一定时期内获得的减去处置的固定资产家存货的变动,包括固定资本形成总额或存货增加.固定资本形成总额是指常住单位购置、转入和资产自用的固定资产,扣除固定资产的销售和转出后的价值,包括有形固定资产形成总额和无形固定资产形成总额.货物和服务净出口是指货物和服务出口间货物和服务进口的差额。 众所周知,GDP核算存在不可避免的缺陷,但是不可否认的是,这是现存最合理的一种核算方式。改革开放20多年来,中国的经济增长引起了世界的关注,在人们津津乐道”东方睡狮”崛起的同时,似乎我们更应该着重分析这种现象背后的原因。由于我们分析视角的局限性,不可能面面俱到。在此,我们运用计量经济学的方法,采用1994年和2002年的中国各地区的截面数据,试图从支出法国内生产总值核算出发对我国经济增长的影响因素进行一些实证分析。 二．样本数据选取及模型设定： 回归模型设立如下： Yi =β0 +β1 X1i +β2 X2i +β3 X3i +ui Yi----------GDP总额X1i----- 最终消费X2i------资本形成总额X3i-------货物和服务净出口Ui------随机扰动项 β1、、β2、、β3-------待估参数 (I=1, 2) 变量采用截面数据，样本期为:1994年和2002年。具体数据(现价计算)如下： 表1 2002年数据（单位：亿元） 地区GDP最终消费资本形成总额货物和服务净出口 北京3212.711699.812010.02-497.12 天津2051.16990.211055.175.78 河北6122.532819.622660.93641.98 山西2042.141184.01919.23-61.11 内蒙古1763.371092.48847.89-177 辽宁5458.223031.471835.54591.21 吉林2317.681444.68898.45-25.45 黑龙江3828.932287.751322.37218.81 上海5408.762455.672409.39543.7 江苏10532.814801.914808.67922.23 浙江77903741.663467.46586.88 安徽3569.092262.951310.3-4.76 福建4620.472434.052119.5866.84 江西2460.491459.65999.281.56 山东10552.065021.154940.67590.24 河南6168.733441.712546.46180.56 湖北4860.922669.71994.77196.45 湖南4340.942762.951572.895.1 广东11769.726701.154156.67911.9 广西2455.361698.54877.93-121.11 海南603.88331.22275.99-3.33 重庆2020.381228.89990.05-198.56 四川4875.122894.11976.684.34 贵州1185.06890.31649.33-354.59 云南2232.321526.25887.49-181.42 西藏174.7299.9572.192.58 陕西2035.961109.111107.7-180.85 甘肃1165.94679.32538.62-52 青海337.76221.55245.84-129.58 宁夏329.28249.26245.22-165.2 新疆1598.28948.92864.27-214.91 表2 1994年数据(单位:亿元) 地区GDP最终消费资本形成总额货物和服务净出口 北京1318.6396.29902.6319.68 天津725.14323.76430.9-29.52 河北2147.491019.29884.46243.74 山西857.63494.91385.71-22.99 内蒙古681.92406.88331.11-56.07 辽宁2461.781239.611024.66197.57 吉林944.44577.59389.93-23.08 黑龙江1617.831019.21566.2132.41 上海1971.92873.891151.61-53.58 江苏4000.91721.452018.95260.5 浙江2666.861173.681185.74307.44 安徽1488.47882.64598.876.96 福建1685.34936.2756.34-7.2 江西944.75597.09368.62-20.94 山东3810.031889.341784.62136.07 河南2224.431198.86883.44142.13 湖北1895.711058.13746.9190.67 湖南1694.421113.62581.52-0.72 广东4329.652182.431981.0776.15 广西1241.83817.21477.82-53.2 海南330.95156.47224.17-49.69 四川2776.541699.411064.0713.06 贵州517.96388.91154.55-25.5 云南973.97570.45433.59-30.07 西藏46.7632.7423.07-9.05 陕西816.58570.34398.55-152.31 甘肃451.66319.11177.63-45.08 青海138.2592.1760.1-14.02 宁夏134.2395.1769.12-30.06 新疆673.68375.2487.55-189.07 注：表1，表2数据分别来自2003年和1996年《中国统计年鉴》 三．模型检验 首先采用2002年数据，进行如下分析： 假设模型中随机误差项Ui满足古典假设，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济计算机软件Eviews计算可得如下结果： 表3 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/20/04 Time: 13:55 Sample: 1 31 Included observations: 31 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0568770.438992-0.1295620.8979 X11.0003560.0003802635.3430.0000 X20.9995130.0004442251.7050.0000 X30.9994000.0009691031.1970.0000 R-squared1.000000 Mean dependent var3802.735 Adjusted R-squared1.000000 S.D. dependent var3061.555 S.E. of regression1.083501 Akaike info criterion3.118187 Sum squared resid31.69732 Schwarz criterion3.303217 Log likelihood-44.33189 F-statistic79840870 Durbin-Watson stat2.485296 Prob(F-statistic)0.000000 回归方程为： Y=-0.05687658464+1.000355738*X1+0.9995131767*X2+0.9994001555*X3（0.438992） （0.000380） （0.000444） （0.000969） t=（-0.129562） （2635.343） （2251.705） （1031.197） R2=1.000000 F=79840870 经济意义检验 由回归估计结果可以看出,最终消费、资本形成总额、净出口与GDP的增长线性正相关,这与现实中GDP随最终消费、资本形成总额、净出口的增加而增长是相符的。 统计推断检验 从估计的结果可以看出，可决系数R2=1.000000, F统计量=79840870，表明模型在整体上拟合地比较理想。系数显著性检验：给定α=0.05，明显地，X1、X2、X3的t的P值小于给定的显著性水平，拒绝原假设，接受备择假设，表明最终消费、资本形成总额、净出口对国内生产总值有显著性影响。 计量经济学检验 多重共线性检验: 由表3可看出,模型整体上线性回归拟合较好,R^2很大,F值,t值均大于给定显著性水平下临界值,则说明该模型不存在多重共线性. 2．异方差检验:（采用WHITE检验） 表4 White Heteroskedasticity Test: F-statistic0.807696 Probability0.614457 Obs*R-squared7.971458 Probability0.537025 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/20/04 Time: 14:36 Sample: 1 31 Included observations: 31 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2.7739263.787260-0.7324360.4720 X10.0024190.0067080.3605830.7220 X1^2-8.68E-067.14E-06-1.2164560.2373 X1*X21.95E-051.78E-051.0947620.2860 X1*X39.92E-061.45E-050.6825900.5023 X20.0022760.0089520.2542090.8018 X2^2-1.19E-051.03E-05-1.1597830.2592 X2*X3-3.51E-061.07E-05-0.3283810.7459 X3-0.0108740.017150-0.6340560.5329 X3^2-7.93E-062.43E-05-0.3261240.7476 R-squared0.257144 Mean dependent var1.022494 Adjusted R-squared-0.061223 S.D. dependent var4.906502 S.E. of regression5.054467 Akaike info criterion6.334118 Sum squared resid536.5004 Schwarz criterion6.796695 Log likelihood-88.17884 F-statistic0.807696 Durbin-Watson stat2.007909 Prob(F-statistic)0.614457 F=0.807696 Obs*R-squared= 7.971458 查分布表得χ20.05（3）=7.81473 Obs*R-squared= 7.971458,则接受H1，表明随机误差Ut存在异方差。 用WLS估计法对异方差进行修正，取权数w=1/e2 由EVIEWS操作得：表5 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/20/04 Time: 14:50 Sample: 1 31 Included observations: 31 Weighting series: W VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.0038720.004204-0.9210020.3652 X11.0000142.07E-0548206.210.0000 X20.9999822.85E-0535032.300.0000 X30.9999733.65E-0527405.220.0000 Weighted Statistics R-squared1.000000 Mean dependent var2787.020 Adjusted R-squared1.000000 S.D. dependent var9970.881 S.E. of regression0.007202 Akaike info criterion-6.908945 Sum squared resid0.001401 Schwarz criterion-6.723914 Log likelihood111.0886 F-statistic4.11E+12 Durbin-Watson stat2.141010 Prob(F-statistic)0.000000 Unweighted Statistics R-squared1.000000 Mean dependent var3802.735 Adjusted R-squared1.000000 S.D. dependent var3061.555 S.E. of regression1.154538 Sum squared resid35.98987 Durbin-Watson stat2.213957 所以，修正后的模型为： Y =-0.003872281179+1.000013993*X1+0.9999815832*X2+0.9999728352*X3 （0.004204） （2.07E-05） （2.85E-05） （3.65E-05） t=（-0.921002） （48206.21） （35032.30） （27405.22） R2=1.000000 F=4.11E+12 3．自相关检验： 根据表5估计的结果，DW=2.213957，在给定显著性水平为0.05，n=31, k’=3时，查Durbin-Waston表得下限临界值dL=1.229，上限临界值du=1.650,可见DW统计量du=1.6502.2139574-du=2.350,由此可判断模型不存在自相关。 通过以上对2002年数据的分析，我们得出如下方程： Y =-0.003872281179+1.000013993*X1+0.9999815832*X2+0.9999728352*X3 （0.004204） （2.07E-05） （2.85E-05） （3.65E-05） t=（-0.921002） （48206.21） （35032.30） （27405.22） R2=1.000000 F=4.11E+12 接着我们引入1994年的数据,运用相同的方法进行分析,最终模型为： Y = 0.01058809115 + 0.9999093695*X1+1.000091716*X2+0.9999030888*X3 （0.052450） （7.25E-05） （4.22E-05） （0.000239） t=(0.201872) (13785.01) ( 23698.92) ( 4185.566) R^2=1.000000 F=6.88E+08 四．总结 说明：本文之所以选择94年的数据做对比是因为从1993年开始中国取消使用MPS体系核算GDP，而代之以单一的SNA体系。 从两个模型的对比分析来看，各变量前的系数相差很小，这表明最终消费、资本形成总额、货物和服务的净出口对GDP的影响是趋于稳定的，从而保证了模型在很大程度上存在稳定性。同时，我们可以很明显地看出“三驾马车”对GDP存在不相上下的影响，其系数都非常接近1。 上世纪90年代初，中国部分地区出现了经济过热现象，特别是在房地产领域的投资大大增加，故1994年的资本形成总额对GDP的贡献相比其他两因素要稍大。 而在2002年的模型中，最终消费对GDP的影响相对较大，原因可能是自1998年以来连续几年国家宏观调控政策中一直强调扩大内需，鼓励消费，而且人们的消费习惯、消费观念都发生了变化，引起边际消费倾向的提高。 另外,02年净出口对GDP的影响也相对有所提升.原因主要有三个方面:首先,入世效应得到极大释放：入世后政府明显放宽民营企业的出口经营权，使得民营企业出口量呈现迅猛增长的良好形式；二是入世使国外特别是发达国家对我国出口的限制明显减少，刺激了我国具有明显比较优势的产品如家电，纺织品的出口；三是跨国公司加快将制造业基地向我国转移，导致外商投资企业出口增长加快。其次,2002年初国家明显加大了推行出口货物免、抵、退税范围，加上一些地区纷纷采取措施刺激出口增加，极大得调动了企业的出口积极性。另外,美元的阶段性贬值对我国扩大出口也产生了积极影响。人民币与美元挂沟,美元对欧元、日元等主要世界货币的贬值，意味着人民币对其贬值，从而在一定程度上刺激出口。 本文不想简单的对用支出法计算GDP做验证，因而引入1994年的数据做对比，希望能从中发现问题，得出一些有意义的结论，进而提出政策建议。但遗憾的是，当我们把两年的最终模型确定下来时，却发现二者差距甚小，这充分说明：我国在引进SNA体系初期，就已经实现了核算体系的成功转变。 由于经济理论知识的欠缺，因此不能作出深层次的的经济分析。本论文的着重点并非在结论，而在于利用计量经济学这种定量的分析方法，解决现实中的问题。 参考书目： 《计量经济学》 庞皓主编 西南财经大学出版社 2002年版 《国民经济核算概论》肖红叶 周国富编著 中国财政经济出版社 2004年版 《中国国民经济核算与宏观经济问题研究》 许宪春著 中国统计出版社 2003年版 《中国宏观经济运行与经济波动》 柳欣主编 人民出版社 2003年版 《发展经济学》 黄卫平 彭刚主编 四川人民出版社 2003年版
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投资额与生产总值和物价指数_经济学毕业论文范文
投资额与生产总值和物价指数_经济学毕业论文范文 投资额与生产总值和物价指数 问题 为研究某地区实际投资额与国民生产总值（GNP）及物价指数的关系，收集了该地区连续32年的统计数据（见表1），目的是由这些数据建立一个投资额的模型，根据对未来国民生产总值及物价指数的估计，预测未来的实际投资额。 表1的数据是以时间为序的，称时间序列数据。由于投资额、国民生产总值、物价指数等许多经济变量均有一定的滞后性，比如，前期的投资额对后期投资额一般有明显的影响。因此，在这样的时间序列数据中，同一变量的顺序观测值之间的出现相关现象（称自相关）是很自然的。然而，一旦数据中存在这种自相关序列，如果仍采用普通的回归模型直接处理，将会出现不良后果，其预测也会失去意义，为此，我们必须诊断数据是否存在自相关，如果存在，就要考虑自相关关系，建立新的回归模型。 年份序号投资额国民生产总值物价指数 190.9596.70.7167 294.7621.20.7199 397.4637.70.7277 4106.5651.80.7311 5113.5691.10.7436 6120.4722.60.7564 7125.7756.00.7676 8122.8799.00.7906 9133.3873.40.8254 10140.8887.80.8456 11149.3944.00.8679 12144.2992.70.9145 13150.61045.90.9355 14166.41077.60.9601 15178.51100.70.9734 16195.01185.91.0000 17211.31206.41.0214 18229.81326.41.0575 19228.71434.21.1508 20206.11549.21.2579 21236.41623.81.2847 22257.91718.01.3234 23274.61828.61.3566 24324.11918.31.4005 25355.62054.91.4526 26386.62163.91.5042 27423.02417.81.6342 28401.92631.71.7842 29432.52865.31.7905 30451.32789.61.8102 31474.92954.71.9514 32424.53073.02.0688 表1 某地区实际投资额（亿元）与国民生产总值（亿元）及物价指数数据 基本的回归模型建立 一、多重共线性检验 1.建立普通的回归模型。 记该地区第年的投资额为, 国民生产总值为，物价指数为（以第十六年的物价指数为基准，基准值为1），=1，2，…，n(=32)。 从表1中可以看出，随着国民生产总值的增加，投资额增大，而且两者有很强的线性关系，物价指数与投资额的关系也类似，因此可建立多元线性回归模型： （1） 模型（1）中除了国民生产总值和物价指数外，影响的其他因素的作用都包含在随机误差项内，这里的假设（对）相互独立，且服从均值为零的正态分布=1，2，…，n(=32)。 （表2 ） 利用Eviews 对参数作OLS估计，输出回归结果： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/07/04 Time: 22:32 Sample: 1 32 Included observations: 32 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C134.732744.652103.0173870.0053 X10.3335450.0593655.6185090.0000 X2-339.0047113.1687-2.9955690.0056 R-squared0.978445 Mean dependent var232.7875 Adjusted R-squared0.976958 S.D. dependent var123.2718 S.E. of regression18.71213 Akaike info criterion8.785281 Sum squared resid10154.17 Schwarz criterion8.922694 Log likelihood-137.5645 F-statistic658.1864 Durbin-Watson stat1.216500 Prob(F-statistic)0.000000 将上述回归结果整理如下： 参数估计值 将参数估计值代入（1）得到 （2） （3.0174） (5.6185) (-2.9956) 2.分析。 由 (显著性水平=0.05),表明模型从整体上看投资额和解释变量间线性关系显著。 3．检验 (表3) 1.000000 0.997349 0.997349 1.000000 由表3可以看出，解释变量之间存在高度线性相关。 4．修正(逐步回归法) （1）用OLS方法逐一求出对各个解释变量的回归。 A.经分析在两个一元回归模型中投资额对国民生产总值的线性关系强，拟合程度较好，即 (0.3360) (32.1384) B.将解释变量代入上式，得 （3.0174） (5.6185) (-2.9956) （2）由上式中可知，，截距项对的影响都比较显著，虽然和 间存在共线性但它们之间的共线性对模型的影响不是很显著，对和的回归模型已为最优，所以保留原模型中的所有变量，得如下模型： 异方差检验： 用OLS估计法估计参数（见表2）。 异方差检验： （1）图示法。 E2为残差的平方，由GNER命令生成。（见图1，图2） （图1） （图2）结论：由上图可以看出，X1与E2；X2与E2关系并不十分密切，可以初步判断该模型可能不存在异方差。 （2）Goldfeld-Quandt检验。 将各数据按解释变量的大小顺序排列，然后将排列在中间的8个数据删除掉，余下的数据分为两个部分。 在Sample菜单里，将时间定义为1—12，然后用OLS方法求得下列结果： （3.0797） (5.2902) (-2.8977) 由以上回归可以看出为147.2631 再在Sample菜单里将将时间定义为21-32，然后用OLS方法求得下列结果： (1.9904) (3.1741) (-1.7901) 由以上结果可以看出为7200.177 求F统计量：， 查F统计表，给定显著性水平为0.05，得临界值，比较，则拒绝，表明随机误差显著的存在异方差。 (3)ARCH检验。 设ARCH检验过程的阶数p=3,运用OLS方法对残差平方E2进行辅助回归，输出的结果为： Dependent Variable: E2 Method: Least Squares Date: 06/09/04 Time: 12:37 Sample(adjusted): 4 32 Included observations: 29 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C140.4022120.60481.1641510.2554 E2(-1)-0.1030310.179031-0.5754930.5701 E2(-2)0.2567040.1681781.5263860.1395 E2(-3)0.5424450.1784343.0400310.0055 R-squared0.347635 Mean dependent var349.4096 Adjusted R-squared0.269352 S.D. dependent var603.9755 S.E. of regression516.2660 Akaike info criterion15.45856 Sum squared resid6663264. Schwarz criterion15.64716 Log likelihood-220.1492 F-statistic4.440711 Durbin-Watson stat1.820320 Prob(F-statistic)0.012385 从输出的辅助回归函数中得到，从而可以计算出： ，查分布表，给定，自由度为P=3,得临界值 因为，所以拒绝，表明模型中随机误差项存在异方差。 异方差修正 模型对数变换 对于变量和，分别用和取代,则有 （3） 并对其使用OLS得到以下结果： （表4） Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 06/08/04 Time: 15:25 Sample: 1 32 Included observations: 32 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LX11.5715110.2442296.4345750.0000 LX2-0.8888410.378298-2.3495790.0258 C-5.8590481.714789-3.4167750.0019 R-squared0.984995 Mean dependent var5.316077 Adjusted R-squared0.983960 S.D. dependent var0.526034 S.E. of regression0.066621 Akaike info criterion-2.490531 Sum squared resid0.128713 Schwarz criterion-2.353118 Log likelihood42.84850 F-statistic951.8544 Durbin-Watson stat0.934445 Prob(F-statistic)0.000000 可以知道通过对数变换后，数值之间的异方差大大的变小，又由检验结果的拟合度可以知道，该模型拟合效果很好。 三、自相关检验： 1．用OLS估计方法求模型（3）的参数估计 （3） 从表4可以得到以下估计值 从回归结果看，基本模型（3）的拟合度非常之高，应该是很满意了。但是，这个模型并没有考虑到我们的数据是一个时间序列。实际上，在对时间序列数据作回归分析时，模型的随机误差项有可能存在相关性，违背了模型关于（对时间t）相互独立的基本假设。如在投资额模型中，国民生产总值和物价指数之外的因素（比如政策等因素）对投资额的影响包含在随机误差项中，如果它的影响成为的主要部分，则由于政策等因素的连续性，它们对投资额的影响也有时间上的延续，即随即误差项可能会出现（自）相关性。 2．自相关性的诊断与模型的改进 （1）图示法。 残差可以作为随即误差项的估计值，运用Eviews可以直接得到模型（2）的残差，同时画出了 的散点图，能够从直观上判断的自相关性。（见图3） 图3 的散点图 从图3中可以看出残差呈线性自回归，表明随即误差项存在自相关。 （2）DW检验。 根据表4估计结果，由DW=0.9344,给定显著性水平，查Durbin-Watson表，n=32,k’（解释变量个数）=2，得下限临界值,上限临界值，因为DW统计量为0.9344。根据判定区域知，这时随机误差项存在正的自相关。 相关的修正。 广义差分法。 由DW=0.9344,根据,计算出 GENR DY=LY-0.5328*LY(-1) GENR DX1=LX1-0.5328*LX1(-1) GENR DX2=LX2-0.5328*LX2(-1) （表5） Dependent Variable: DY Method: Least Squares Date: 06/08/04 Time: 18:57 Sample(adjusted): 2 32 Included observations: 31 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-3.6026011.125913-3.1997150.0034 DX11.8346360.3425735.3554600.0000 DX2-1.2998230.509904-2.5491520.0166 R-squared0.948592 Mean dependent var2.522311 Adjusted R-squared0.944920 S.D. dependent var0.242080 S.E. of regression0.056814 Akaike info criterion-2.806297 Sum squared resid0.090380 Schwarz criterion-2.667524 Log likelihood46.49760 F-statistic258.3306 Durbin-Watson stat1.665688 Prob(F-statistic)0.000000 然后再用OLS方法估计其参数，结果为： (4) （-3.1997） （5.3555） （-2.5492） 这是我们发现经用广义差分法后，DW值有明显的提高，DW=1.6657与上述的相比，已经不存在自相关。 模型的分析 我们进行了一系列检验和修正后的最终结果如下： (4) （-3.1997） （5.3555） （-2.5492） 从模型中可看出： DX2不符合经济意义的检验（参数的大小及符号）。因为从经济意义上讲，投资额应随国民生产总值的增加而增加，随物价指数的增加而增加，即DX2的系数应为正值。 由上述分析可知，我们的模型并不成功。 总结： 综上所述，对带有滞后性的经济规律的时间序列数据,我们采用时间序列数据拟合的模型不能成功的反映投资额与各影响因素间的数量关系，是一个失败的模型。我们做了仔细分析，认为可能主要是出于以下几种原因： （1）由于我们引入的时间序列数据带有滞后性，从而带来多重共线性问题。在修正多重共线性当中，我们采用了逐步回归法，也即剔除变量法，但是因为我们的投资模型只有两个解释变量，修正多重共线性会使得我们的解释变量被大部分剔除，因而导致我们的修正无效。 （2）我们在模型中所做的假定不合理。在投资额模型中，国民生产总值和物价指数之外的因素（比如政策等因素）对投资额的影响包含在随机误差项中。然而在实体经济中，很多变量对于投资额都有影响，不可能全都包括在随机误差项中，而这些重要变量在我们的模型中被忽略掉了。可能正是由于我们对这些重要因素所不得不作出的忽略，导致了模型的失败。 （3）由于我国的统计数据含有一定的水分，而导致了我们赖以进行参数估计的数字基础不具备可靠性，可能也是重要原因之一。
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我国经济增长对能源消耗的依赖_经济学毕业论文范文
我国经济增长对能源消耗的依赖_经济学毕业论文范文 我国经济增长对能源消耗的依赖 一．问题提出 2004年我国经济保持了较快的增长速度，但是背后存在的问题也不容忽视。我国能源紧张的局面已连续两年发生，今后经济的发展是否会受能源因素的制约，这不禁为人们所关注。 值此岁末之际，回望2004年的经济运行，如果要评选本年度的十大经济新闻不难发现能源问题是国际国内共同关注的热门话题。国际市场上的原油价格一路飚升，一度达到每桶50美圆的历史最高价，有分析人士讲中国对石油的巨大需求，是导致国际原油价格上涨的重要原因之一。中国国内继2003年之后，再度经历能源危机，煤．电．油全线告紧，全国各地都出现拉闸限电的情况。 面对这种情况，有专家学者指出，中国经济二十年来一直走的是一条粗放型发展道路，靠的是资源的大量投入来拉动经济的增长。那么事实究竟是否如此呢，我们打算建立一个简单的计量经济模型来验证这个说法。 二．数据收集 首先我们收集到了1978年到1996年的GDP数据和能源消费量数据： obsXY 1978571443605.6 1979585884074 1980602754551.3 1981594474901.4 1982620675489.2 1983660406076.3 1984709047164.4 1985766828792.1 19868085010132.8 19878663211784.7 19889299714704 19899693416466 19909870318319.5 199110378321280.4 199210917025863.7 199311599334500.7 199412273746690.7 199513117658510.5 199613894868330.4 其中，Ｘ为每年的能源消费总量（单位为万吨标准煤），Ｙ为支出法计算的每年GDP总量（单位为亿元人民币）。 三．模型建立和检验 开始先对二者做滞后二期Granger因果关系检验： Pairwise Granger Causality Tests Date: 12/25/04 Time: 23:08 Sample: 1978 1996 Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability Y does not Granger Cause X17 0.15900 0.85477 X does not Granger Cause Y 3.43943 0.06595 从结果看我们可以认为X是引起Y变化的Granger原因，即能源消费量的增长是引起GDP增长的原因。 接下来我们建立一个二者间的简单线性回归方程： Yt＝c＋βXt＋ut Yt为应变量GDP，Xt为自变量能源消费量，c为常数项，β为待估计参数，ut为随即扰动项。用OLS法对方程进行估计： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/25/04 Time: 23:25 Sample: 1978 1996 Included observations: 19 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-41338.275911.476-6.9928840.0000 X0.6847940.06391410.714260.0000 R-squared0.871012 Mean dependent var19538.83 Adjusted R-squared0.863425 S.D. dependent var19243.46 S.E. of regression7111.630 Akaike info criterion20.67615 Sum squared resid8.60E+08 Schwarz criterion20.77557 Log likelihood-194.4234 F-statistic114.7954 Durbin-Watson stat0.185913 Prob(F-statistic)0.000000 由结果看到模型的拟合优度较好，可决系数R=0.871012，同时回归参数b^的t检验也能通过，表明能源消耗量对 ＧＤＰ有显著影响。 我们初步可以得到一个简单线性回归方程Y^t=-41338.27+0.684794Xt ，回归系数表示能源消耗量每增加一个单位，ＧＤＰ便同向增加０.６８５个单位，基本上符合经济意义。 然后用ＡＲＣＨ检验法检验模型的异方差性，得到如下结果： ARCH Test: F-statistic16.56360 Probability0.000891 Obs*R-squared9.155770 Probability0.002479 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/25/04 Time: 23:54 Sample(adjusted): 1979 1996 Included observations: 18 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C571819.5140144010.0408020.9680 RESID^2(-1)1.2568500.3088204.0698410.0009 R-squared0.508654 Mean dependent var45888911 Adjusted R-squared0.477945 S.D. dependent var49969220 S.E. of regression36104455 Akaike info criterion37.74617 Sum squared resid2.09E+16 Schwarz criterion37.84510 Log likelihood-337.7155 F-statistic16.56360 Durbin-Watson stat0.677719 Prob(F-statistic)0.000891 结果表明模型的随机误差项存在异方差性，于是我们用WLS法进行修正，其中Ｗ＝１/e２得： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/26/04 Time: 00:15 Sample: 1978 1996 Included observations: 19 Weighting series: W VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-36610.582869.526-12.758410.0000 X0.6173840.04047115.255130.0000 Weighted Statistics R-squared1.000000 Mean dependent var7181.226 Adjusted R-squared1.000000 S.D. dependent var31144.19 S.E. of regression10.98575 Akaike info criterion7.730375 Sum squared resid2051.673 Schwarz criterion7.829790 Log likelihood-71.43856 F-statistic1.45E+08 Durbin-Watson stat0.923884 Prob(F-statistic)0.000000 Unweighted Statistics R-squared0.858011 Mean dependent var19538.83 Adjusted R-squared0.849659 S.D. dependent var19243.46 S.E. of regression7461.436 Sum squared resid9.46E+08 Durbin-Watson stat0.184871 此时再做ARCH检验得到： ARCH Test: F-statistic0.539053 Probability0.473449 Obs*R-squared0.586669 Probability0.443710 Test Equation: Dependent Variable: STD_RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/26/04 Time: 22:49 Sample(adjusted): 1979 1996 Included observations: 18 after adjusting endpoints VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C 131.3520 47.68012 2.754860 0.0141 STD_RESID^2(-1)-0.1815590.247287-0.7342020.4734 R-squared0.032593 Mean dependent var110.8758 Adjusted R-squared-0.027870 S.D. dependent var161.8353 S.E. of regression164.0750 Akaike info criterion13.14296 Sum squared resid430729.8 Schwarz criterion13.24189 Log likelihood-116.2867 F-statistic0.539053 Durbin-Watson stat2.001709 Prob(F-statistic)0.473449 结果表明异方差性已被消除，修正后的模型为Y^t=-３６６１０.５８+０.６１７３８４Xt ．由Ｄ-Ｗ统计值近似等于2我们可以判断，随机误差项不存在一阶自相关性 。 综上所述我们得到的最终模型如下： Y^t=-３６６１０.５８+０.６１７３８４Xt （2869.526） （0.040471） t=（-12.75841） （15.25513） R2=1 Df=19 四．结论及建议 从以上结果我们不难看出，我国经济增长确实对能源消耗有较高的依赖性，但同时我国的能源利用效率又偏低, 经济增长的方式过于粗放, 经济高速增长背后的成本过高，这种以大量消耗资源为代价的高增长是难以持续的。我们要按照全面、协调、可持续发展的要求，建立有利于优化能源结构、节约能源消耗的机制，加快能源技术进步，加强能源管理，妥善解决能源供给所面临的一系列问题。 首先要转变经济增长方式，提高能源利用效率。与发达国家相比，我国的能源利用效率很低，每单位能源消耗生产的GDP仅相当于发达国家的1/4左右。我国的能源利用效率低，关键在于产业结构低度化，高耗能的产业如钢铁、电解铝、水泥等比重过高，而低耗能、高附加值的产业如电子信息、精密制造和第三产业比重过低。由于长期以来单纯追求经济增长速度和产品数量，忽视产品质量和经济效益，形成了以高消耗、高投入、低效益为特征的粗放型增长方式。党的十六大提出要走以信息化带动工业化的新型工业化道路，去年党的十六届三中全会又提出树立全面、协调、可持续的新的发展观，总的要求是要通过转变增长方式和结构调整，改变以高投入、高消耗来实现经济快速增长的局面，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路子。 第二是大力发展替代技术，降低依赖石油进口。目前，在我国的一次能源结构中，煤炭占67%，解决石油储量不足和燃料油供给问题，要立足于从煤炭液化技术找出路。使用煤液化燃料，比普通汽油更有利于环境保护。这项技术应当在中国加快推广应用，迅速建立起庞大的煤制油产业。根据目前国际石油价格暴涨和中国石油进口剧增的新形势，应当进一步抓紧发展煤制油产业的有关工作，从而使我国油品供应和价格稳定建立在主要依靠国内生产的基础之上。此外，在煤炭加工、煤炭高效燃烧及先进发电、煤炭燃烧污染控制与废弃物处理等洁净煤技术领域，也要给予高度重视，加快推广，使煤炭资源得到合理有效利用，在未来较长时期中国能源供给中继续发挥主要作用。 第三是发展可再生能源，调整优化能源结构。可再生能源包括水电、太阳能、风能、生物质能、地热能和海洋能等，是可循环利用的清洁能源。20多年来，可再生能源技术发展迅速，目前在全世界能源消费中，已占22%左右。我国有着丰富的可再生能源资源，目前我国的水电和太阳能热水器已经发展成为比较成熟的产业，风力发电发展的条件已经具备，太阳能发电、生物质能利用等技术领域也具备了一定的基础。可以预计，未来二三十年内，可再生能源将成为我国发展最快的新型产业之一。 第四是坚持开发节约并举，确立节能首要位置。随着我国经济社会的发展和人民生活水平的提高，对能源的需求在一个较长时期内必然保持较快的增长。满足这个需求，必须使能源生产保持较快的增长速度。还应该通过更新设备，采用先进技术和工艺，加强能源管理，提高能源利用效率，做到开源节流。
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试论社会主义市场经济条件下的企业家劳动_经济学毕业论文
试论社会主义市场经济条件下的企业家劳动_经济学毕业论文 摘要：随着改革的，近些年来家阶层的收入在逐步提高，但是相对于企业家付出的高度复杂化的劳动来说，仍然存在着较大的差距。为此，我们要进一步转变观念和解放思想，营造企业家生成的良好社会氛围，促进企业家职业化和市场化的进程，并继续探索和完善企业家的激励与约束机制。 论文关键词：企业家劳动；收入分配；激励与约束 一、企业家劳动是生产劳动的重要组成部分 所谓企业家，按照美国《词典》解释，即指“能抓住机会引进一种新产品、一种新的生产方法或者一种改进了的组织机构的企业所有者。”也就是说，企业家在本质上是具有创新精神的自主的企业领导者。 企业家劳动在价值创造、价值实现以及整个社会生产的发展过程中起着重要的、不可替代的作用。但是，长期以来，由于我们片面理解了劳动价值论的内涵，把创造价值的劳动主要局限于工人的生产劳动，特别是工人的有形生产劳动，因此对企业家提供的特殊劳动和所做的贡献没有给予足够的重视。这既有悖于马克思主义经典作家的思想，同时也给我国的社会主义实践造成了很大的障碍。 从上看，企业家即企业经营管理阶层的出现，是人类劳动分工和生产社会化发展到一定阶段后的产物，对此，马克思曾作过深刻的分析。他认为，资本主义社会化生产中的劳动过程，是一种分工协作的共同劳动即“总体劳动”。凡是与生产产品发生直接或间接关系的劳动，包括管理人员和科技人员的劳动，都是“总体劳动”中的必要组成部分，都表现为生产劳动，并能创造价值。他曾明确写道：“随着劳动过程本身的协作性质的发展，生产劳动和它的承担者即生产工人的概念也就必然扩大。为了从事生产劳动，现在不一定要亲身动手；只要成为总体工人的一个器官，完成他所属的某一种职能就够了。”并进一步指出：在总体劳动过程中，“有的人多用手工作，有的人多用脑劳动，有的人当经理、工程师、工艺师等等，有的人当监工，有的人当直接的体力劳动者或者做十分简单的粗工，于是劳动能力的越来越多的职能被列在生产劳动的直接概念下。” 不仅如此，就连资本家这个马克思毕生批判的重点对象，马克思也坚持了辩证的看法，认为“资本家在生产过程中是作为劳动的管理者和指挥者出现的，在这个意义上说，资本家在劳动过程本身中起着积极作用。……这种与剥削相结合的劳动(这种劳动也可以转给经理)当然就与雇佣工人的劳动一样，是一种加入产品价值的劳动。”在知识经济发展和社会主义市车、稳定和快速发展的紧迫任务。 二、企业家劳动在价值分配中存在的主要问题 我国对企业经营者的激励机制试点工作开始于1992年。当时原劳动部经国务院同意颁发了企业经营者年薪制试行办法，并在全国100家国有企业进行试点。据不完全统计，1997年全国实行年薪制试点的企业已达上万家。此后，党的十五届四中全会通过了《中共中央关于国有企业改革和发展若干重大问题的决定》，首次明确提出。实行经营高级管理者收入与企业的经营业绩挂钩”，进一步“建立和健全国有企业经营高级管理者的激励和约束机制”，这为经营者获取合法和透明的收入营造了良好的政策环境，并为我国企业高级管理者的报酬机制以及激励性契约的重新界定和创新铺平了道路，一些地区如上海、武汉、北京等都已结合本地区情况先后出台了有关股票期权激励的实施办法，并在一些企业进行试点。但是就总体情况来看，企业家劳动在价值分配中还存在不少问题，其中主要有： 第一，企业家的付出与其合法所得之间还不成比例。企业经营管理劳动与一般生产性劳动相比，具有强度大、风险高、复杂化和时间长的特点。据企业调查系统1996年的调查显示，企业家们每天工作10小时以上的占62．3％，其中19．9％的人每天工作在12小时以上，许多人积劳成疾，但企业家的付出和劳动在分配中却并没有得到相应的体现。据2001年9月l3日《经济日报》报道，市场机构评估青岛双星集团总裁汪海的身价为10．2亿元，但他每年的收入却只有3万元，他的几个副厂长被私营企业挖走，年薪是他的好几倍，由此引发了一场关于“国企企业家价值如何体现”的大讨论。 第二，企业家的合法报酬来源仍有单一化的倾向，新兴的激励手段还不同程度地存在一些问题。激励问题在我国一直没有得到很好解决，其中一个重要原因就在于过去我们只侧重于考虑工资待遇问题，而没有很好地考虑整个薪酬计划，即工资、奖励、股票期权、津贴、福利待遇、社会保险等等。近些年虽然有所改进，但整体格局仍然没有得到根本性的改观。根据中国企业家调查系统所做的2000年中国企业经营者成长与发展专题调查报告》，在我国目前，经营者不同的收入形式体现着不同的收入水平，其中期权股份形式多是较高收入水平，股息加红利和年薪制形式多是中等偏上水平，风险抵押承包制和月薪加奖金形式多是中等偏下收入水平，单一月薪形式多是低收入水平。而作为主要新兴激励手段的年薪制和股票期权制，又在实践中出现了一些问题。关于年薪制，在各地试点中，确定年薪的方法大多是采用基本收入加风险收入的办法，有些地区还设置了奖励收入。但在实际操作中，出现了经营者范围被不合适扩大以及在产权改革不到位的情况下，经营者实际上只享受权益而不承担责任等问题。相比较而言，股票期权制即让经营者持有企业的股票，则是一种带有长期性质的激励方式，因为在转让股份受到特定条件限制的前提下，持有股权可以使经营者获得长期报酬，从而把经营者的长期收入与企业长远发展联系在一起，因而具有长期的激励作用。但采取这种方式的前提条件必须是上市公司可以根据期权计划随时应管理人员的要求以约定价格向其出售公司的股票，这就要求上市公司库存一定数量的股票或者可以随时增发或者进行回购，而这两者目前恰恰存在着障碍和监管障碍，因此股票期权激励机制的实践也就受到很大的影响，从而妨碍了企业经营者收入的合法提高。
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试析薪酬激励雇知识型员工中的运用_经济学毕业论文范文
试析薪酬激励雇知识型员工中的运用_经济学毕业论文范文 关健词:知识型员工 薪酬激励 薪酬管理 论文摘要:阐述了知识型员工的特.x，从薪酬管理的角度出发，分析了薪酬激励对于知识型员工的激励作用，介绍了薪酬激励的具体内容。 在当今知识爆炸的时代。知识员工对的重要性是显而易见的，他们已经逐步成为社会劳动的主体。知识型员工的概念最早由美国管家彼得·德鲁克提出，他认为，知识型员工是指，一方面，能充分利用技术知识提高工作效率，另一方面，其本身具备较强的学习知识和创新知识能力的人。加拿大学者朗西斯·赫瑞则认为，知识型员工就是创造财富时用脑多于用手的人。他们通过自己的创意、分析、判断、综合和设计给产品带来附加值。我国学者张向前认为.知识型员工是指在一个企业组织之中用智慧所创造的价值高于动手所创造的价值的员工。屠海群认为，知识型员工一般从事生产、创造、扩展和应用知识的活动，为企业或组织带来知识资木增值，并以此为职业的人员r。与其他类型员工相比，知识型员工更能重视和促进他们的有挑战性的工作，他们对知识、对个体成长和事业成就，有持续不断的追求。因此，知识型员工是企业发展的最终源泉。如何有效地激励知识型员工，使其发挥最大的潜力，是人力资源管理的中心任务。 1.知识型员工的特点 1.1自主性与成就感较强 与非知识型员工相比，知识型员工倾向拥有一个自主的工作环境，他们不仅不愿意受制于物、受制于一些刻板的工作形式，甚至于不愿受制于人，无法忍受上司的遥控指挥。他们喜欢宽松的组织氛围，要求灵活的工作时间、活动的工作场所和松散的管理方式。根据马斯洛的“需要层次理论，知识型员工更在意自身价值的实现，他们并不满足被动地完成一般性任务，而是更热衷于具有挑战性的工作，把攻克难关看成一种乐趣、一种体现自我价值的方式。 1.2创新性 知识型员工之所以重要，并不是因为他们已经掌握了某些秘密知识，而是因为他们具有不断创新有用知识的能力。知识型员工从事的不是简单重复性的工作，而是在易变和不完全确定的系统中发挥个人资质和灵感，应对各种可能发生的情况，推动着技术的进步，不断使产品和设备得以更新。 I.3流动意愿强 一方面，在知识时代科学技术飞速发展，企业与企业之间竞争的焦点表现在技术的竞争上，技术的竞争实际上是人才的竞争即知识型员工的竞争，这一大环境为知识型员工的流动提供了宏观需求。另一方面、随着全球化和信息化的不断深人.国与国之间的界限日益模糊，这也为知识型员工的流动提供了可能。 1.4稀缺性 一个知识型员工的成长和培育需要一个复杂的周期，因为知识型员工的核心能力是其知识，而知识的掌握要经历读书、学习、实践的过程，其间社会和自身的投入很高，周期也会比较长。 1,5工作复杂性高 知识型员工的工作以脑力劳动为主，工作中的不定性成分较大，工作过程一般难以量化，而且可能发生在不定时间和不定场所，加上知识的生产和运动没有固定的流程和步骤，因此，其工作过程难以进行控制。 1.6高转化价值 知识型员工的价值在于将有价值的知识带给组织并促使这些知识的商品化和向消费者的转化，为企业带来投资回报。这种作用，是其他任何生产要素所无法替代的。也正是这个意义，越来越多的企业将知识型员工视为企业最有价值的资源。 2知识型员工的薪酬激励 从知识型员工的特点可以看出，他们已经成为发展社会发展的主要动力，成为企业创造价值的主导因素。也正是由于这类人才的稀缺性与其价值的高转化性，使得资本疯狂地追逐人才。为此，企业也必须对这类员工进行行之有效的激励措施.在留住本企业人才的同时.进一步吸引更多的知识型人才。然而，如何进行激励，影响激励的主要因素又是什么，是许多管理学者进行研究的主要问题之一。知识管理专家玛汉·坦姆仆经过大量实证研究发现，知识型员工注重的前4个因素依次为:个体成长(33.74%)、工作自主(30.51%)、业务成就(28.69%)和金钱财富(7.07%)。我国学者张望军、彭剑锋在对ISO名研发人员和ISO名销售人员、服务人员进行问卷调查的基础上.分析得出知识型员工激励因素排序为:工资报酬与奖励(31.88%)、个人的成长与发展(23.91%)、有挑战性的工作(10_1S%)和公司的前途(7.98%。由此可见，物质因素即薪酬奖金是影响知识型员工的主要因素之一，对于知识型员工来说，薪酬已不仅仅是物质层面上的事情，它更是对员工能力和贡献的肯定。因此，本文试图从薪酬管理的角度出发，探讨对知识型员工的有效激励。 在知识经时代，薪酬不光具有保障功能，还需要有激励功能，它不光要激励员工的积极性和创造性，还要能够吸引人才、留住人才。传统薪酬结构设计大多是一种垂直型薪酬结构:每一个层次、每一个等级的岗位对应一个确定的薪酬数量.并且整个薪酬体系没有什么弹性可言。具体表现在以下几个方面:第一，传统薪酬制度对内缺乏公平感，对外缺乏竞争力。现在企业的工资制度主要依据工龄、学力、职称、行政级别等，而忽视对每个员工所做工作本身的分析，更没有充分考虑工作岗位的差异性和员工对企业目标的贡献。这种制度看似公平，但实际上是对工作价值的否定，难以体现水平高低的区别。第二，不能正确引导知识员工重视个人知识和能力的增长，而是促使员工过分的追求职位等级的提升从而达到薪酬增长的目的。也正是由于职位等级与薪酬数量挂钩，没有考虑员工的能力和绩效，使这种薪酬结构不利于激发知识型员工工作的积极性、主动性和创造性。第共，激励内容单一。激励常以金钱激励为主，忽略知识员工的职业生涯规划、在职培训等激励手段。第四，缺乏有效的业绩评估机制，考核结果与薪酬管理缺乏联系，使业绩考核经常流于形式，绩效薪酬难以建立。 3薪酬激励内容 正是由于传统薪酬体系的激励内容单一，结构不合理等缺点，当代的企业薪酬激励内容应注重内和外结合以及全面与个性的结合。 3,1外在薪酬激励 (I)基本工资。基本工资对于员工来说是基本生活保障部分，是最基本的保健因素。工资既要反映知识型员工的自身价值，又要维护企业利益。企业应根据员工的技术、岗位、学力、资历、成果、可替代性，同时物价水平和企业利润增加等指标确定员工的基本工资。
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简论农产品经纪人的激励与约束机制_经济学毕业论文
简论农产品经纪人的激励与约束机制_经济学毕业论文 关键词:农产品经纪人；激励；约束 论文摘要:本文从农产品经纪行为的本质出发，论述了农产品经纪人的激励和约束机制，以期对农产品经纪人行为规范和农产品人市场建设起到指导性作用。 1农产品经纪人 1.1农产品经纪人的含义。经纪是一种行为，一种活动，它是市场上为交易双方沟通信息、撮合成交、提供与交易相关服务的行为和活动。它作为一个行业，称之为经纪业，主要具有以下特点:①经纪活动中经纪人既不占有商品，也不拥有货币;②经纪人只提供服务，不从事经营;③经纪活动是有偿的。经纪人则是指在各种交易活动中为交易双方(供方或需方、卖方或买方、出租方或承租方等)沟通信息、撮合成交、提供各种相关服务并收取佣金的人和组织，包括个体、合伙组织、公司和其他法人组织。同理，所谓农产品经纪人就是在农产品流通领域中为交易双方沟通信息、撮合成交、提供各种相关服务并收取佣金的人和组织。 1.2农产品经纪人的主体和组织形式。从事农产品经纪活动的主体大多是经济生活中最具有活力的能人，或者多人组成的合伙组织及公司。他们接受科技和信息较快，既了解生产、又熟悉市场，有的本身就是生产者兼业搞经纪活动，在长期农商合作中建立了可靠的信誉。因此他们可以为产需双方预先签订书面合同，也可预先口头协议时间、价格，甚至口头上约定买卖关系，就可以使农户放心地组织生产，客户充满信心去产地收购农产品。 因此，从农产品经纪活动的主体看，农产品经纪人可以有多种组织形式:可以单个人闯市场，也可以几个人组成合伙组织，从而增强经纪能力和信息交流，还可以采取公司制，扩大规模经纪活动，更有利于信誉和地位的提高。 1.3农产品经纪行为的本质。经纪行为的本质是一种委托与代理活动，而农产品经纪行为实际上则是农产品生产者与农产品经纪人之间的委托与代理活动，作为委托方的农产品生产者希望通过这种委托代理活动销售农产品，实现农产品价值，进而促进农产品的再生产过程，而农产品经纪人作为代理方利用自己掌握的生产信息和市场信息积极促进农产品的销售_和价值实现，并收取佣金作为报酬。因此农产品生产者与农产品经纪人便形成了委托代理关系。 所谓的委托代理是指直接从信息不对称条件下契约的形成过程出发，探讨委托人如何以最小的成本去设计一种契约或机制，促使代理人努力工作，以最大限度增加委托人的效用的理论。这样在委托代理关系中存在三个不可克服的性缺陷:委托人和代理人的效用函数不一致、委托人和代理人的责任不对等以及委托人和代理人之间严重的信息不对称，使代理人产生偷懒、机会主义行为等委托代理问题，从而导致非效率损失(表现为道德风险和逆向选择)和代理成本。为了控制代理人的偷懒和机会主义，委托人通过激励和约束代理人的行为来减少非效率损失，从而实现自身效用的最大化。只有当代理成本低于非效率损失时，委托代理契约才是有效的。 2农产品经纪人的激励与约束机制 2.1激励机制 2.1.1报酬激励。农产品经纪人凭借自己拥有的信息资源从事农产品经纪活动，需要取得佣金作为报酬，是一种有偿行为，而且他们为了维持自身的生存取得佣金也是必需的。 佣金是委托人依照规定或者双方约定，因经纪业务而支付给经纪人的报酬，是经纪人从事经纪活动的合法收人。经纪人的佣金就其性质来说，是劳动收人、资本收人、经营收人和风险收人的综合体。但农产品经纪人佣金额度定为是多少才是合适的，使它既能起到激励农产品经纪人的作用又不至于过度提高农产品生产者的销售成本而产生惜售心理，让双方都感到满意，这就需要合理设计佣金标准。 目前我国的佣金设计一般包括法定佣金和自由佣金。法定佣金是指经纪人从事特定经纪业务时按照国家对特定经纪业务规定的佣金标准获得的佣金。自由佣金是指经纪人与委托人协商确定的佣金，自由佣金一经确定并写人合同后也具有同样的法律效力，违约者必须承担违约责任。通常情况下，佣金由经纪成本和经纪利润构成，用公式可以表示为:佣金=经纪成本+经纪利润，由于经纪成本由经纪费用和税收构成，因此，佣金的公式也可以表示为:佣金=经纪费用+税收+经纪利润。 佣金激励是农产品经纪人激励制度最基本的激励方式也是最有效的激励方式，对于农产品经纪人作用的发挥起了关键作用。 2.1.2声誉激励。优秀的农产品经纪人和组织在沟通农产品产销信息，活跃农产品市场，加快农产品流通，优化农业产业结构调整和农产业化进程，促进农民收人增加方面都起到了积极作用。这些作用的发挥会使农产品经纪人受到政府、工商行政管理部门及农产品生产者的赞誉，使他们获得一种认同感和受人尊重的心理享受，获得名誉和地位上的提高。自身声誉和地位的提高对于农产品经纪人来说就是一种很好的激励效果，使他们更加努力的从事经纪行业，为农产品的销售做出贡献。 另外一种形式的声誉激励是政府及工商行政管理部门对农产品经纪人的培训。培训对于提高农产品经纪人的业务技能和自身道德素质水平有很大作用.而且农产品经纪人也会将培训当作自我价值的一种实现过程，具有良好的激励效果。
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现代物流投融资模式发展分析_经济学毕业论文
现代物流投融资模式发展分析_经济学毕业论文 摘要：物流业的，需要大量的资金投入，而巨大的资金投入如果有政府全额投入，则政府无法承担，则需要引进新的投融资模式，本文对现代物流投融资模式进行探讨。 关键词：现代物流投融资模式 1问题的提出 “十一五”以来，随着建设投入的不断加大，各地物流基础设施建设发展快速，公路、水路、铁路、机场建设步伐加快，支撑了现代物流业的发展，但物流业在快速发展的同时，也存在三个主要的问题： 1.1节点设施由于体制、机制、政策及设施本身的技术特征等原因，存在诸如缺乏统一规划、站场设施功能单一及选址不合理、节点连接道存在梗阻、节点设施缺乏快速高效中转换装能力、物流园区、物流中心等大型节点与集疏运对接不适应发展要求、信息化水平低等一系列问题。 1.2物流市场主体结构不合理，物流服务网络的结构性矛盾，物流服务水平、诚信度、现代物流技术应用水平都比较低。现代物流业整体发展水平不适应社会经济发展的需求。 1.3城乡物流配送服务网络建设相对滞后。城市配送体系中配送中心等设施缺乏，配送车辆运行受限，配送活动无法确保时间和品质；物流配送设施严重缺乏，农产品外运，农资物流，小件快递，农村消费品配送发展不足。 上述问题严重制约了现代物流体系的运行效率，增加了不必要的社会物流成本，使物流产业供给能力难以满足国民经济发展的需要。 2构建现代物流投融资模式的必要性 2.1以现代物流投融资模式的框架现代物流投融资模式的基本框架是“政府加以引导，企业作为主体，市场操作机制”。 “政府加以引导”是指发挥政府在交通物流基础设施体系建设和培育物流市场中的引导作用。 “企业作为主体”是指对于节点设施的政府投资，应成立项目公司，以企业主体身份实施投融资和建设；对于已建成的符合规划的节点项目，其营运应交由企业主体来运作。 “市场操作机制”是指政府对于节点型设施交通物流基础设施的建设规划，以物流市场需求为导向；设施交通物流基础设施建设的管理和营运要市场化运作，提高资源配置和利用的效率。 2.2现代物流投融资模式理论依据及其必要性 2.2.1现代物流投融资模式的理论依据①交通物流节点设施的网络特征决定的交通物流节点设施的规划和建设以现代物流理念为指导思想，目的是在成本最小、时间最快、安全性最好、消费者满意的前提下实现社会物资的货畅其流。强调不同运输方式之间的协调性，强调节点设施各项功能的完善性，从而减少盲目性，对协调统一规划和建设要求更高。②交通物流枢纽性节点、城乡配送网络的准公共产品的特性决定的交通物流枢纽性节点设施是社会基础设施的重要组成部分。不仅承载生产物流和消费物流，同样也须承载军事物流和应急物流。物流枢纽性节点不仅服务本地企业和居民，更为国内其他地区甚至国外提供便利。它们的建设必须通盘考虑、国防、地区内、地区间经济社会发展规划等的需要，从而具备一定的准公共性。③交通物流节点设施项目投资成本收益的基本决定的交通物流节点设施多数投资规模大，建设周期长，回收期长、利润率低。尤其是一些纯公益性项目，主要考虑社会效益的外溢，而非设施本身的经济效益内化。其服务价格可能受到政府规制，或者需要承担政府的一些指令性物流任务。 2.2.2现代物流投融资模式的必要性 ①现代物流投融资模式是改善现代物流基础设施滞后状况的可行方案现代物流投融资模式可以有效解决以下两个方面的问题：一是交通物流基础设施投资资金总量不足问题。 新的投融资模式以政策性引导资金为媒介，配合其他的土地，税收，信贷政策，有效降低相关领域的投资不确定性，提高投资者面对物流市场波动的抗风险能力。二是交通物流基础设施资金投向结构不合理，妨碍物流体系的效能发挥问题。通过交通物流发展部门统一协调规划，确定合理的投资项目和标准，将资金用于关键枢纽性物流节点建设和引导。
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加强高校固定资产管理的几点思考_经济学毕业论文范文
加强高校固定资产管理的几点思考_经济学毕业论文范文 摘 要:高校固定资产管理一直是高校后勤管理的薄弱环节,加强高校固定资产管理对促进高等事业 有着重要的意义,应从思想认识、组织机构、制度建设、核算、人才培养等方面着手,加强固定资产管理. 关键词:固定资产;管理措施 Abstract:Themanagement of fixed assets in universities has always been a weak link in logistic management. The strengthening of fixed assetsmanagement in universities plays an important role in promoting higher education. The following aspects are helpful to strengthen fixed assetsmanagement: thought, organization, institution construction, accounting and education, and so on. Key words:fixed assets;managementmeasure 高校固定资产包括由学校占有或使用、在上 确认为国家所有、能以货币计量的资源,包括土 地、房屋、图书、仪器设备、办公设备等。固定资产是高 校完成各项教学和科研任务的物质基础,也是衡量高 校办学实力的重要标准。目前,高校固定资产管理中 存在着监管制度不完善、管理不规范、资产使用效率 低、资产价值失真等问题。如何正确分析高校固定资 产管理过程中存在的各种问题、加强固定资产管理、提 高资产使用效益、促使其保值增值、防止固定资产流 失、是当前摆在高校资产管理者面前的一项非常重要 的任务,对促进高等教育事业发展有着重要的意义. 一、高校固定资产管理存在的问题 目前,高校固定资产管理过程中主要存在固定资 产管理意识淡薄,浪费现象严重;固定资产管理制度不 健全,缺乏有效的约束机制;管理体制混乱,缺乏统一 协调;资产管理基础工作薄弱,会计核算不规范等问 题. (一)思想认识不足,固定资产管理意识淡薄。长 期以来,行政事业单位普遍存在着“重钱轻物、重供轻 管”的问题,一般都比较重视钱的管控,对钱变成物后 就疏于管理,没有充分认识到加强固定资产管理实际 上是对资金使用效益的延续,固定资产管理失之以软、 失之以宽。另外,高校的固定资产主要是通过国家财 政投资建设而成,长期以来高校无偿地使用固定资产, 不计提固定资产折旧,也不需要进行成本核算,导致了 部分高校、职业院校负责人,对固定资产管理和教育成 本核算的重要性认识不足。其次,不少高校领导忙于 学校的教学、科研和行政工作,忽视了高校固定资产管 理工作,导致高校固定资产管理机制不健全、管理手段 落后、管理工作缺乏性,从而造成高校普遍存在着 重钱轻物、重购建轻管理、公物私用、重复建设、资源浪 费等问题. (二)管理制度不完善,固定资产流失严重。固定 资产流失不仅是国有存在的一个重大问题,同样 在高校中也有类似现象。由于固定资产管理体制没有 理顺,管理制度不完善和执行监督不力,高校固定资产 流失状况令人堪忧。首先,资产损毁报废制度不健全. 由于在院校资产购入只登记资产原值,没有按资产使 用年限计提累计折旧,资产损毁报废随意性比较大,特 别是对一些通用办设备,如机、摄(照)相机、电 视、空调等,往往没有到使用年限就予以报废,随意比 较大,有的甚至公物转为私有。由于单位没有规定严 格的资产报废审批程序和权限,部分固定资产管理部 门超审批权限处置资产,导致固定资产流失。其次,随 意改变资产用途。部分拥有固定资产使用权的二级单 位私自对外出租、出借学校的房屋、设备、仪器等进行 经营活动,所得利益归部门所有,谋取小集体利益,但 其耗损维修费用却由学校承担,造成学校资产流失. 再次,对非经营性资产转为经营性资产缺乏管理。某 些部门对转为经营性资产的固定资产不按有关规定进 行评估检查,对出租、出借、转让的固定资产不按规定 办理资产出租、出借、转让手续,甚至也不收取使用费 用,使得固定资产被经营单位无偿占有和使用,高校资 产投入得不到合理的补偿。资产的安全性、完整性也 得不到保证,更谈不上资产的保值增值,造成固定资产 的流失. (三)管理机构不健全、职责不清、管理不到位. 目前,大部分高校对固定资产管理实行的是以账物分 管为原则的分类归口管理模式。如后勤管理部门管理 房屋、建筑物;图书馆管理图书杂志;设备处管理设备 仪器;财务处负责固定资产价值核算。而各职能部门 又分别归不同学校领导分管,学校的固定资产管理缺 乏一个统一领导、统一管理、权力集中的综合监督协调 部门。造成固定资产实物流动与财务核算相脱节,职 能管理部门与各教学、科研等占有使用部门相分离的 状态。这种条块分割的管理模式,最终导致高校固定 资产普遍存在帐实不符、家底不清、资源浪费,资产流 失等问题. (四)会计核算不合理,不能真实反映固定资产的 价值。目前,我国大部分高校仍采用收付实现制会计 核算方法,反映在固定资产核算中还存在着一些不合 理的地方,造成高校财务报表中普遍存在着虚增资产、 成本核算不真、资产更新资金不足等问题。根据高等 学校会计制度规定,固定资产只核算原值,不计提折 旧。高校固定资产的财务核算仅设置“固定资产”、 “固定基金”两个对应的会计科目核算固定资产的增 减变动,固定资产的账面价值除了清理报废外,入账后 数据一直不变。由于固定资产的账面价值只反映 成本,使固定资产的账面价值与实际价值相背离,并使 资产负债表中的账面余额不能反映其客观情况,从而 导致虚增净资产。[1]这种会计核算方法既违背了会计 核算的配比原则,也违背了会计核算的真实性原则. 二、加强高校固定资产管理的对策措施 (一)切实提高对固定资产管理工作重要性的认 识。思想是行动的指南,要把高校固定资产管理好必 须树立正确思想。固定资产管理的加强有赖于校领导 的高度重视、有关部门的密切配合以及广大教职员工 的大力支持。高校应加强对固定资产管理政策、法规 的宣传、学习,使广大教职工转变观念、统一思想、提高 认识,彻底纠正“重钱轻物”、“重购置轻管理”的错误 认识,使广大教职工牢固树立固定资产管理意识,充分 认识固定资产管理的重要性和必要性。二是要实行校 领导全面负责制,分管领导主要负责制,管理者和使用 者直接负责制,将责任落实到具体部门和有关个人,明 确相关责任人的责任范围,强化管理意识,只有管理意 识提高了,才能保障固定资产的安全、完整,努力提高 资产的使用效率,使其发挥出更大的经济效益. (二)健全固定资产管理机构,注重管理队伍建 设。制度化、规范化、科学化的固定资产管理制度是提 高高校固定资产管理水平的制度保障。首先,高校应 根据国家固定资产管理的相关规定,结合本单位实际, 按照“统一领导,分级管理”的管理模式,设立一个有 权威性、独立的固定资产管理机构,配备相关的专业人 员,在分管校长的直接领导下专门负责全校的固定资 产管理工作,资产的购置、调配、捐赠、报废等资产管理 的各个环节都必须纳入资产管理机构,实施统一归口 管理,彻底解决多头管理的问题。其次,要完善固定资 产管理,形成固定资产管理处、各类资产管理部 门、所有资产使用单位的三级管理体制。财务部门负 责固定资产的价值核算,设置数量、金额总账,进行总 量控制,掌握固定资产总值,实行财务监督,进行一级 管理;资产归口管理部门负责教学仪器设备、房产及建 筑物、行政设备、图书等实物和价值进行二级管理;实 物的具体使用部门则进行三级管理,建立资产管理台 账,依账放置,准确反映资产去向,保证资产的安全和 完整。[2]各级管理部门明确责任,相互制约。同时,利 用计算机按照管理要求建立资产数据库,全面、完整地 记录学校各类固定资产的管理信息,利用校园网实现 网络化管理,准确、及时地反映固定资产的增减、调配 等变动情况,使各部门之间实现信息共享,有利于财务 核算部门、归口管理部门、使用者之间的协调与沟通, 提高管理质量,并为学校
