计量经济学有关论文

2024-08-30

计量经济学有关论文（共8篇）

计量经济学有关论文篇1

有关的证明过程

1．线性特性

xiyixi(YiY)ˆ222xx

Y2ixixiYxi2xiKiYi

ˆ1Yˆ2XYXKiYi 11YiKiXYiKiXYinn

2．无偏性

ˆ2KiYiKi(12Xiui)Ki1Ki2XiKiui 1Ki2KiXiKiui

xi（XiX)0Ki222xixixi其中：

xi(XiXX)KiXi2Xi2xixi

xixixi(XiX)xiX2x

ixi2Xxi

xi211xi

xi2ˆ22Kiui 故有：ˆ2E(2Kiui)2KiEui2 E1ˆ1KiXYin

1KiX12Xiuin

1n2Xinuin

1KiX2KiXXiKiXui

12Xu1XKi2XKiXiXKiui

11(XKi)ui

n1ˆE11(KiX)Eui1 n3．有效性首先讨论参数估计量的方差。

ˆ2)E(ˆ2E(ˆ2))2 Var(ˆ)2E((E(222Kiui2(K1u1K2u2Knun)(K1u1K2u2Knun)Kiui)2)E(2Kiui)2(Kiui)2KiKjuiujij

E(Kiui)2E(K2iui)EKiKjuiujij

K2i2Eui22xi2xi2xi2 2Var(即：ˆ

2)xi2

同理有：

Var(ˆ)2Xi21nxi2

Var(ˆ1)E(ˆ1E(ˆ1))2E(1nKiXui)2

221nKiXui1nKiX2ui

ˆ1)2Var(211KiXKjXuiujnnij

1KXin

2KiX(22Ki2X2)n n1

Ki222Xnn22Ki2X2

n2(Xi)2n2xi2

2n22n(x)(X)2iixi2

n(2Xi2nX)n221n(Xi)2xi2

2nxi2

Xi2显然各自的标准误差为：

ˆ)se(2ˆ)se(1xi2，nxi2

Xi2标准差的作用：衡量估计值的精度。由于σ为总体方差，也需要用样本进行估计。

ˆ2ei2n2

证明过程如下：

回顾:Yi12Xiui

因此有： Y12Xu

那么：(YiY)yi(12Xiui)(12Xu)

2xi(uiu)

ˆ2xi，根据定义：eiyi（实际观测值与样本回归线的差值）则有：

ˆ2xi(uiu)(ˆ22)xi ei(2xi(uiu))两边平方，再求和：

ei2(uiu)2ˆ22)xi2(uiu)(ˆ22)xi)2((

ˆ22)2(xi2ˆ22)(uiu)22((uiu)xi

对上式两边取期望有：

E(ei2)ˆ2)2xi2E(2

E(ˆ22(uiu)2)2E(uiu)xi

ABC

A其中：xi22xi222

2BE2ui2nEunnE2(n1ui)

1nE(nui2uiuj)ij1n2(n2)(n1)2

nC2Exiuiuxuxi2iixi

2Exiui2xixi22ˆ22)22E(xi2

22xi2

22

故有：Eei2(n1)2 2Eei2即有：n2，i2令ˆ2en2，则问题得证。

关于ei2的计算：

ei2yi2ˆ22xi2yi2ˆ2xiyi

关于R2R2的证明：

R211R2n1nk1a1R2，其中：当 k1a1

R211R2n1n111R2R2 当k1a1，当0R21时，有：

R2R2R211R2a

R21aaR2

a1R2a1 a11R20

a1。

R2R2

Q.E.D.关于R2可能小于0的证明。设：Yt2Xtut 则有：

Jmine2tminˆ2ˆ2J0ˆ2那么 

2ˆYt2Xt

ˆ2XtXtXtet0

2YtJ0ˆ1但：et0，因为没有存在。

同时，还有：

ˆ2Xe

Yˆ2XtYet

YtYˆ2Xtˆ2Xeet ˆ2XtXete TSS222YYYnYtt

2ˆ2XtXete





2ˆXX2ˆee22XtXete 2tt其中：

XtXeteXteteXete

XteteXt0

n1eeeneentttet0，和

Xtet0

XtXetenXe

则：

222ˆ2ˆ2nXe TSSXXee2tt222222ˆˆˆ2nXe XnXene2t

2t2222222ˆˆˆXene2nXent

2t22X 222222ˆ2ˆˆXenX2Xeett 22考虑到：

222ˆˆ2ˆ2Xee2 nYn2XenX222222ˆˆˆYXeX2Xeet2tt2ttt 2t2222ˆXet

2t 若定义

TSS2ˆ2Yt2nY2Xt222ˆ2ˆ2Xee2et2nX2

2ˆ2RSSTSSXt2

et2

222ˆ2ˆ2Xee2ˆ2RSSTSSnX2Xt2

21ˆn2n

22ˆXeeˆ2Xt2222Xt2

ˆ2n2XtˆXee2ˆ2n222Xt2

ˆ2n2Xt2tsˆXee2ˆ2XtXsn222Xt2

ˆ2n12ˆ2Xt2n2tsˆXee2XtXsn22 可能小于0。参考书：

Dennis J.Aigner Basic Econometrics, Prentice-Hall, Englewood Cliffs, N.J.1971,pp85-88

计量经济学有关论文篇2

商誉是存在于合并财务报表的一个项目, 包括外购商誉和自创商誉两种形式, 但是由于我国的《企业准则———无形资产》有着明确的规定:企业的自创商誉不能加以确认, 所以事实上, 可以入账的商誉只能是合并商誉, 通过企业的兼并形式才能够体现出来。

目前为止, 对于商誉的定义争议较多, 至今没有形成非常明确的说法。但是最具有权威性的是美国的会计学家亨德里克森指出的三种观点:

1. 对企业具有好感的价值

2. 预期未来超额盈利能力的贴现值

3. 资产的一个总计价账户

但是从商誉计量的角度来说, 目前为大众更普遍接受的商誉的定义是指“企业总体价值与单个可辨认净资产价值的差额”。正如我国在《企业会计准则第20号———企业合并》中规定的, 在非同一控制的企业合并中, 购买方对合并成本大于合并中去的被购买方可辨认净资产公允价值份额的差额, 应当被确认为商誉。

二、商誉的初始计量

1. 外购商誉

合并商誉就是指在企业收购和兼并的过程中形成的。综合亨德里克森的“超额收益”的观点和“差额观”, 合并商誉的初始计量应当是以合并方付出对价大于被合并方可辨认净资产公允价值的部分入账。同国际会计准则有所不同的是, 在购买法下, 我国的会计准则明确规定只有在非同一控制下的企业合并, 才能确认合并商誉。

以长期股权投资为例, 企业合并形成的长期股权投资的初始计量有两种情况构成。第一种情况是同一控制下的企业合并形成的长期股权投资, 企业会计准则规定无论是以支付现金、转让非现金资产以及承担债务方式, 还是以发行权益性证券作为合并对价的, 都是以合并日当天被合并方所有权益价值的份额入账。第二种情况是在非同一控制下, 企业会计准则规定企业合并形成的股权投资购买方应该按照确定的企业合并成本作为长期股权投资的初始投资成本。这两种情况虽然都是由企业合并形成的长期股权投资, 但是我们可以看出非常迥异的差别, 从商誉的“差额”定义我们能够得出, 只有在非同一控制下的企业合并形成的长期股权投资才能形成付出对价同净资产公允价值之间的差异并形成商誉, 而在同一控制下的企业合并过程中确不能, 这主要是为了避免存在统一集团内部由于第三方的干预所造成对价不公允的情况。

但是在合并财务报表中所列示的商誉的价值真的就百分之百的等于合并对价同净资产公允价值的差额吗?按照亨德里克森商誉等于“预期未来超额盈利能力的贴现值”的观点, 我们有足够的理由相信事实并不是这样的。因为在企业合并所付出的对价受到各种情况的影响和制约, 使得外购商誉实际上并不是“干净”的外购商誉, 而是包含着其他的各项内容。如合并方的管理者主观地认为被合并方能够给企业带来较大的超额盈利能力从而付出较高的对价, 这种乐观性就直接导致了账面形成的山谷可能远高于合并方实际上应确认的商誉。又或者是由于对于合并的成本的估价的方法造成的, 比如合并方以被合并方的股价作为付出对价的主要参考因素, 就会很容易造成商誉计量的不准确。除此之外, 还有可能在外购商誉中其实也包括了自创商誉, 合并企业往往就是看中了这些才实施了合并行为。以联想收购IBM的全球PC业务为例, 总支出是104亿美元购买IBM品牌5年的使用权以及THINKPAD品牌的所有权, 除去IBM的可辨认净资产是1.6亿美元, 按照“差额观”计算, 很容易得出联想共花费102亿美元购买IBM公司的商誉, 认为这就是在将来能够给联想带来的超额收益的现值。但是, IBM自创商誉虽然巨大, 但是却不能进行确认、计量, 因此在102亿的美元中我们有理由相信外购商誉中实际上也包括了IBM公司多年来形成的自创商誉。

因此, 可以看出, 合并财务报表中所列示的商誉往往并不等于能够给企业未来带来的超额收益的现值, 它要在合并支付对价同净资产公允价值之间的差额中减去由于管理层高估被合并企业的的超额收益而多支付的对价、被收购企业自身形成的自创商誉等因素。

所以, 商誉的入账价值的数额会计界普遍存在着一种争议, 有些学者认为应当将合并报表中的商誉改名为“合并价差”。这也就体现了目前商誉的“干净性”已经受到了普遍的质疑。

2. 自创商誉

自创商誉是指企业在长期生产经营过程中形成的可使企业获得比其他企业更多收益的无形资源。但是我国的企业会计准则有明确的规定自创商誉不可确认。

这主要是因为相对于外购商誉, 自创商誉很难评估。外购商誉是通过企业的兼并一次性获得的, 因此外购商誉仍然具有很强的可估计性, 但是自创商誉确是随着企业的发展逐步积累形成的, 这种过程可能具有稳定性, 但更多的是具有跳跃性、波动性, 尤其是如IBM公司这般骨灰级的百年企业, 其自创商誉更是难以计量。

三、商誉的后续计量

商誉的后续计量主要争议在于是对商誉进行摊销还是减值测试。

世界范围内关于商誉的后续计量有三种方式。第一种方式是在合并财务报表上不确认商誉, 虽然承认商誉的客观存在, 但是在编制财务报表的同时将合并对价同被合并方净资产公允价值的差额直接冲减资本公积或者是其他准备金。第二种方式是将商誉分期摊销或者定期进行减值测试。这是目前各个国家的准则都普遍准予采用的方式。第三种方式称为直接保留法, 即将商誉作为一项资产, 其数额在合并财务报表上保持不变。

第一种方式认为外购商誉的产生是由于特定的资本交易, 因此应当直接反应在所有者权益表上, 而且外购商誉不入账在某种程度上同自购商誉不确认相对应。但是这种方法建立在不确认外购商誉的基础上, 同外购商誉需要确认构成了矛盾。第二种方式是目前各国主要使用的方法。美国的财务会计准则委员会在2001年每年对商誉改用减值测试以前也是使用对商誉使用直线法进行摊销的方法。第三种方法由1970年美国会计原则委员会公布了《第17号意见书》明确否定。

就第二种方式而言, 对商誉是采取摊销还是定期进行减值测试已经成为了商誉后续计量的最大争议。目前美国财务会计准则委员会对于商誉的后续计量已经从逐期摊销转为进行减值测试, 正如上文所提及的, 2001年开始, FASB废除了按不超过40年摊销商誉的做法而采用减值测试。而国际财务报告准则为了体现同FASB的趋同, 也认定了应当定期对商誉进行减值测试。我国在2006年颁布的“企业会计准则第8号资产减值”同样规定, 企业合并形成的商誉, 至少应在每年年终进行减值测试。但随着美国和国际对商誉减值测试的应用, 引起了很多的支持和质疑的声音, 支持声主要认为摊销是的商誉的价值每年递减, 这有悖于商誉作为创造超额利润能力的本质属性, 而且在实际的运营之中, 还会因为摊销导致产品的成本增加, 稍弱企业产品的竞争力。同时, 商誉的本质是作为一项使用寿命不确定的无形资产, 因此无论是使用直接冲销还是摊销、永久保留都不恰当。质疑声主要集结于认为进行减值测试增加了利润的操控性, 给管理层操控利润提供了空间。

虽然关于商誉的后续计量目前还没有一个统一的定论, 但或者在将来, 伴随着商誉的“干净化”, 商誉的后续计量的方法也会有着较大的改变。

四、结论

本文对商誉的初始计量做了一定的阐述。认为在企业进行合并活动时获得的商誉在价值上并不单纯的等于“合并价差”, 而应当屏除由于管理层高估被合并企业的的超额收益而多支付的对价、被收购企业自身形成的自创商誉等因素才能形成比较“干净”的商誉。除外, 在商誉的后续计量方面本文也阐述了目前对于商誉后续计量的两大争议, 即是对商誉每年进行摊销还是在每年年末进行减值测试对商誉计提减值准备。

摘要：本文通过对商誉的初始计量、后续计量等方面的阐述, 认为商誉的真正价值并不等于合并价差, 而是更干净的商誉。而在“后续计量”上阐述了国际上对是将商誉进行摊销还是计提减值测试所存在的争议。

关键词：商誉,初始计量,后续计量

参考文献

[1]张婷, 余玉苗.合并商誉的本质及会计处理:企业资源基础理论和交易费用视角[J].财务与会计, 2008, 4 (11) :105-110.

有关资产确认、计量的案例分析篇3

【关键词】资产；确认；后续计量

在会计核算与处理中，会计要素特别是资产这一要素确认与计量的判断是会计核算的主要基础。在日常会计核算时，如果资产这一要素的确认不准确，则会影响到负债或损益的确认。

一、关于资产定义的变化

分析《企业会计准则——基本准则》1993版与2006版中对资产这一要素的定义变化，我们可以看出准则对该要素的定义发生了重大的调整。

1993年版的《企业会计准则——基本准则》中对资产的定义为：“资产是企业拥有或控制的能以货币计量的经济资源，包括各种财产、债权和其他权利”，强调的重点是“拥有或控制”与“以货币计量”这两个要点，强调企业对资产的权利，重视交易历史形成的结果。

2006版的《企业会计准则——基本准则》中对资产的定义调整为“资产是指企业过去的交易或者事项形成的、由企业拥有或控制的、预期会给企业带来经济利益的资源”，强调“拥有或控制”与“预期会给企业带来经济利益”等要点，除了交易历史形成的结果外，还强调未来能否给企业带来经济利益，即增加了对未来利益获取能力的判断。至于准则定义中未列示“以货币计量”，可能是考虑到某些事项无法以货币计量的特例，如生物资产中需要以名义价格计量的情况。

二、关于具体案例的会计实务处理分析与探讨

（一）案例“高尔夫俱乐部会员资格证支出能确认为资产吗”

1.案例背景：目前由于国民经济的高速发展，相应的各种休闲或交际型活动也大量出现，如高尔夫俱乐部。在我们接触到的实际案例中，许多企业的高级管理人员为了自己消遣及与客户应酬，购买了高尔夫俱乐部会员资格证，支付了一定的费用，可能高达数十万元。该会员资格证一般不规定有效使用年限并可以转让、或继承。每次消费时可能需要另行支付费用，也可能支付低于未购买俱乐部会员资格证的消费者费用水平的费用。

2.案例分析：该笔购买高尔夫俱乐部会员资格证的支出是确认为一项资产进行分年摊销，还是确认为费用，实务中存在较大的分歧，即存在一个资产确认问题。

资产确认时，应当依据具体会计准则的规定，当具体会计准则未作出规定的（含《企业会计制度》），就应当依据基本准则中对会计要素确认的规定进行会计处理。上述问题在具体会计准则中是未作出相应规定的，所以我们从基本准则中对资产要素确认的规定上分析是否应将其确认为一项资产。

2006版《企业会计准则》中资产的定义的要点是三个，一是过去的交易或事项，二是拥有与控制，三是“预期会给企业带来经济利益”。该笔支出如果确认为资产，是满足第一、二个资产确认要点的，但不满足第三个要点。该笔支出能否预期会给企业带来经济利益呢？这是问题的焦点。有人认为，该俱乐部会员资格可以转让这也是一种会给企业带来经济利益的情况，所以可以确认为一项资产。但笔者认为，预期会给企业带来经济利益应当是指在将该笔支出记录到会计账簿与财务报表列报时，企业管理层如何对该笔支出所产生结果的判断，即管理层的“认定”（包括如何使用该项资产，该项资产以何种方式为企业带来经济利益），如果管理层在支出该笔购买俱乐部会员资格证时目的就是为了在其未来增值转让以获取其增值收益而不是为了自身消费的，则表明管理层“认定”为以出售该项资产的方式为企业带来经济利益，可以确认为一项资产。如果管理层购买俱乐部会员资格证时目的仅为消费，则表明管理层“认定”为不需要处置该项资产为企业带来经济利益，应当确认为一项费用。如果管理层购买时主要为了消费，兼有在其增值后出售的（包括不需要时），则表明管理层“认定”为以自身消费为主，不是以出售该项资产的方式为企业带来经济利益，管理层出售的意图是不确定的（包括出售时间的不确定），因此，不能依此作为资产确认时的条件，也应当确认为一项费用。

笔者认为，确认资产这一会计要素时主要判断该项支出是否符合以下两个条件：其一是“拥有与控制”，拥有表明企业对某项资产的权利是完整的，包括占有、使用、收益与处分；控制表明企业对某项资产具有决定其相关方（被控制方）的经济利益的权利；其二是“预期会给企业带来经济利益”，预期应当是在资产确认时就有充分证据表明管理层运用该项资产给企业带来经济利益意图，包括时间、方式等很可能会给企业带来可以确定的经济利益。只要不符合这两个要点中的一个的，则应当确认为费用。

（二）案例“银杏树能列为固定资产吗”

1. 案例背景：某企业是机械制造业企业，购买了4棵银杏树，共计130万元。企业将该4棵银杏树列为固定资产，按10年计提折旧。

2. 案例分析：这一问题同样是资产确认问题，但与上述高尔夫俱乐部会员资格证确认的不同之处在于固定资产确认是可以依据《固定资产准则》进行的。

类似的问题还涉及购买字画支出、古董收藏支出等。实务中对这类支出是确认为一项资产还是确认为费用也存在较大的分歧。

这一案例中对4棵银杏树是否能确认为固定资产存在不同看法的双方对4棵银杏树符合固定资产确认条件中的两个条件是不存在较大争议的，即具有实物形态，使用年限超过一年（对“使用”的理解也存在不同的看法，在这里暂不讨论）；对是否符合为生产商品、提供劳务、出租或经营管理而持有的这一条件则存在较大争议。

依据固定资产确认的经济意义而言，企业拥有固定资产目的是取得劳动手段，为企业产品生产、劳务作业提供工具，银杏树等资产（非会计意义上所说的资产）是否属于劳动工具需要分析其在企业产品生产过程中所发挥的作用。目前会计准则及其他相关文件中都未从会计核算方面对“生产”给出相关的定义，所以要分析银杏树是否在生产过程中发挥作用需要确定“生产”的含义。国家税务总局在“关于《外商投资企业和外国企业所得税法实施细则》第七十二条有关项目解释的通知” （国家税务总局[1994]财税字第051号）中规定：“凡未改变原商品的形态、性能、成分的，均属于从事商品销售业务，不应确定其为生产性外商投资企业”。国家税务总局的这一规定是从税务征管的角度来看待“生产”的实质性要素的，其角度虽与会计准则不同，但并不妨碍将其作为本案例中作为分析的基础。从前述规定可以看出，在机械制造业企业中，银杏树显然是不可能在机械产品的形态、性能的形成过程中发挥作用的。

从持有固定资产为“经营管理”所需的角度分析，我们同样遇到了会计准则及相关文件中未有对“经营管理”给出相关定义的困难。按照管理科学中对管理的一般含义，经营管理是一种活动过程，包含决策、计划、组织与实施、协调等功能。企业持有固定资产为“经营管理”所需，则应当在经营管理过程中的一个或数个功能中体现其实际作用，否则对经营管理过程不是必须的，不能作为固定资产确认。显然，上述银杏树是不可能在企业经营管理功能中发挥作用的。

从以上对“生产商品、提供劳务、经营管理所需”的分析过程中可以看出，判断某项资产（非会计意义）是否应当作为“固定资产”（会计意义）予以确认时，应当分析其在企业业务活动中是否对直接形成业务成果或在业务成果形成过程中发挥了必要的作用或功能，而不是看价值是否足够高、存在时间是否长等外在因素。

从对本案例中银杏树的分析，笔者认为银杏树不能确认为资产，应当确认为一项当期费用。

对某些企业购买的古董、字画等收藏品是否能确认为资产的问题，也应当按照是否符合资产的定义来分析判断。

如果一般企业购买此类物品目的在于获取未来增值收益，应当确认为资产，进行会计处理时可以自行增设“其他长期资产”科目予以核算（见《企业会计准则应用指南》附录 P 155），财务报表列报时，记入“其他非流动资产”。对于其他长期资产的后续计量，《企业会计准则》中未予规定，依据资产的持有目的是获取其增值收益而不是在生产（业务）、经营管理活动中予以使用并发挥其作用这一点上分析，笔者认为不应分期摊销，但应当定期作减值测试。

如果在以经营古董、字画等收藏品为主业的企业中，则应当将其确认为存货；如果古董、字画等收藏品对企业经营业务发挥作用的（如高星级酒店）可以确认为固定资产。此时其后续计量应当按照存货或固定资产准则规定进行后续计量。

（三）案例“一条高速公路能否采取两种折旧方法”

1.案例背景：某公司有高速公路一条。其折旧方法为，路面价值采用车流量法，路基价值采用平均年限法。这一案例涉及的是固定资产的后续计量问题。

2.案例分析：2006版《企业会计准则第4号—— 固定资产》规定：“固定资产的各组成部分具有不同使用寿命或者以不同方式为企业提供经济利益，适用不同折旧率或折旧方法的，应当分别将各组成部分确认为单项固定资产（五条）。”

笔者认为，确定同一资产中各组成部分的不同使用寿命并采用不同折旧方法的基础是区分固定资产的物理空间，只有清晰区分固定资产各组成部分的物理空间，才能确定其提供经济利益的方式，从而确定不同的资产价值并判断各自不同的功能与折旧方式，或确认为不同的资产。例如，土地使用权与房屋建筑物的物理空间是可清晰划分的，土地使用权与房屋建筑物各自的功能是独立的，各自价值是可以分别确定的。

在本案例中，高速公路的组成部分为路基与路面两个部分。从公路的横截面分析，路基结构与路面材料结构是不同的，路基主要由泥土与较大的石块组成，路面由沥青或水泥与配比适度的石子（包括粒度与混合比例）组成，物理空间是可以清晰区分的；从功能分析，路基功能主要为承重，路面及车辆的压力垂直于路基，路基损坏较少（除非地震、滑坡等地质灾害发生），路面功能主要是承受摩擦力的，车辆行驶时对路面的作用力是平行于路面的（当然也有承重功能），由于车辆的频繁摩擦，路面磨损较快，高速公路的路基与路面对车辆通过公路的行为提供了不同的服务方式；从使用寿命分析，路基的使用寿命显然高于路面的使用寿命。再看折旧计算，从折旧计算的基础之一即账面原值角度分析，当路面建造完工并经养护后需要经建造监理方的鉴定后才能敷设路面，路基与路面建造之间需要间隔一定的时间，因此一般情况下，路基与路面的账面价值是可以区分的。所以，从物理空间、使用寿命、提供经济利益的方式、账面价值的确定等方面分析，路基与路面均可清晰区分，各自形成核算基础，符合采用不同的折旧方式的规定，路基适用按使用寿命采用平均年限法计提折旧，路面则适用车辆量法。

笔者认为，在分别确认不同固定资产时，应当考虑资产是否符合物理空间清晰、功能或作用、价值确定、提供经济利益的方式等要素明显不同等条件。只有符合这些条件，才能确认为不同的资产，适用不同的折旧方法，使财务信息使用者清晰了解资产及其后续计量情况。

（四）案例“收购小型发电机组的支出能否计入大型发电机组的建造成本”

1.案例背景：某股份企业（非发电企业）为了建造大型发电机组，从其他发电企业购买了国家规定应当关停的小型发电机组。购买时给予出售企业的款项中包括资产价值与职工安置补偿款。购买后按规定对小型发电机组进行了报废处理，从而获得大型机组的建造许可。按照相关政策规定，此项购买小机组的行为是合法的。

2.案例分析：对该项购买小型发电机组的支出是作为当期损益核算还是作为大机组的建造成本核算，存在不同意见。

认为该项支出应当构成大机组建造成本的会计人员认为，该笔支出所购买的小机组按照相关政策应当淘汰，其行为同时是建造大发电机组的前提条件，如果不淘汰小发电机组，则不能建造大型发电机组。这一政策性规定表明：取得一项该等资产（即任何一项大发电机组）的必要支出中包含原为非发电企业购买小发电机组并予以清理小发电机组的相关支出。

认为该项支出应当作为当期费用支出的会计人员认为，购买小发电机组后应当将其作为固定资产清理进行处理，清理支出应当作为当期损益进行核算。因为小发电机组与大发电机组虽然功能相同，但小发电机组购买或清理支出并不构成会计核算中的“必要支出”的普遍意义。所以应当作为当期损益。

笔者认为，国家宏观调控政策中：“建造大发电机组必须淘汰小发电机组”这一规定在任何企业建造（取得）大发电机组资产实体时都是一项前提条件。这一前提条件规定了对不同的企业（即发电企业与非发电企业）取得相同资产（即大机组）的相同的法律环境，但不同企业从不同来源取得资产的成本是不同的，即原发电企业淘汰其原有的小发电机组属于固定资产清理，清理结果计入当期损益；但对购买小发电机组后建造大发电机组的企业而言应当属于大发电机组的建造成本。

会计准则中所说的“必要支出”应当理解为：会计主体在其所处的经济法律环境内的众多规定中的最基本规律。在具体会计核算时，应当视具体企业、具体资产、具体取得来源及具体法律法规的规定分析判断是否属于“必要支出”，而不应当机械地运用“普遍意义”作为会计处理时的判断依据。

【主要参考文献】

[1] 中华人民共和国财政部. 企业会计准则2006[M].北京：经济科学出版社，2006，（2）.

计量经济学论文篇4

关键词:计量经济学;统计检验;预测分析;参数估计

计量经济学(ECONOMETRICS),亦称经济计量学。传统的经济学是研究经济变量之间关系的科学,计量经济学则是研究如何度量这些关系的科学。当代科学发展的特点,第一就是数学化,从定性研究到定量描述以认识事物的本质,是科学发展的一般规律。马克思说过,一种科学只有在成功地运用数学时,才算达到了真正完善的地步。第二是互相渗透,计量经济学正是传统的经济学数学化和几门科学互相渗透的结果。

一现代计量经济学的本质及其产生发展的过程 1.计量经济学本质

所谓计量经济学,是以数理统计为基础,数学方法为手段,经济理论为指导,考察现代社会中的各种经济的数量关系,预测经济发展趋势,是检验经济政策效果的工具。在资本主义国家,经济理论当然是指资产阶级经济理论,其中占显著地位的是凯恩斯的经济理论。而统计学则主要是指数理统计,数理统计作为认识社会的一种科学方法在很多领域广为应用,电子计算机作为一种高效逻辑运算工具,越来越广泛地应用于统计资料的收集、整理与分析。至于数学模型,其实就是用来反映客观实际的数学方程式。不过,计量经济学中的数学模型,更多的是联立方程组,而不是单个方程式,并且一般是以概率模型出现的。挪威经济学家,计量经济学的始祖弗瑞希在1933年的计量经济学》》杂志创刊号社论中有这样一段话:“用数学方法探讨经济学可以从好几个方面着手,但任何一个方面都不能与计量经济学混为一谈。因此,计量经济学与经济统计学决非一码事。它也不同于我们所说的一般经济理论,尽管经济理论大部分都具有一定的数量特征。计量经济学也不应视为数学应用于经济学的同义语。经济表明,统计学、经济理论和数学这三种观点对真正了解现代经济生活中数量关系来说,每一种观点都是一种必要的,但本身并非充分的条件。三者结合起来就有力量。这种结合便构成了计量经济学。”

2.计量经济学的发展过程

计量经济学论文篇5

一、引言

计量经济学是经济学研究中重要的理论和应用分析工具。正因为其重要性，教育部经济学学科教学指导委员会将计量经济学确定为经济类专业的核心课程。在本科生阶段，除了经济、管理专业将其作为必修课程外，不少高校将其作为全校性选修课程。计量经济学的学科性质、课程特点和日益显现的重要性，对当前普通高校学生的课程学习和老师教学，个性是对商科背景的本科生，都是一个不小的挑战。

二、文献评述

作为一门以经济与管理基本理论为基础，综合数学、统计学分析工具，以现代电子计算技术为依托的计量经济学，其知识面涉及之广、综合应用潜力要求之强，是经管类专业课程中所罕见的，这也是计量经济学难教、难学的根本原因。李均立、许海平归纳了该门课程教学存在的问题，并从教学资料等方面提出了相应的教研教改推荐。马成文、金露、魏文华强调案例教学在计量经济学教学中的作用，并指出了案例教学中需要注意的问题。张柠认为在教学中就应加大实验教学力度，透过实验教学，培养学生的应用潜力，提高学习效果。已有文献为本课题的研究带给了很好的借鉴，但是透过对有关文献仔细地梳理后发现，现有文献存在一个特点:将焦点聚焦在课程教学中存在的困难上。上述文献既存在合理的地方，也存在必须的偏见。

三、商科背景下计量经济学教学的问题

(一)学生本身的问题

1.学习兴趣不高

学习计量经济学需要超多计算与演算，学科本身与其他一些学科相比显得枯燥乏味一点。在安徽省教学研究一般项目(jyxm240):计量经济学课程教学现状的调查研究这一研究中完全不喜欢，不太喜欢以及持中立态度的同学占比59%，超过半数的同学是不十分喜欢这门课程的，由此可见，学生的学习兴趣不太高。

2.数学基础薄弱

商科学生有大多数是文科生，数学基础薄弱。而计量经济学需要良好的统计学，运筹学和数学基础，这就导致了商科学生难以学好计量经济学这门学科。

(二)老师的填鸭式教学模式过于死板

目前，国内教学很多教师只进行理论教学，而没有实验教学。在这种教学模式下，学生只能被动地理解理论知识，而运用所学计量经济学理论与方法深入研究现实经济问题。还有一些教师先讲理论和方法，最后留下几个学时来讲软件，又或者根本不讲软件操作就直接让学生上机操作。这容易造成学生不能很好地结合理论教学与实践教学在学习理论时不能及时消化所学知识，学习软件时理论知识又忘得差不多，最后，不能很好地结合这门课程。

(三)校园对这门学科不够重视

课程设置不合理，学时偏少。虽然我国已将计量经济学列为经济学与相关课程的必修课程，但很多校园设置的课时都普遍偏少。在如此短的课时内，要让学生掌握足够的计量经济学理论和方法十分困难。教学条件差。现代计量经济学十分重视统计分析软件的操作与应用，对软件操作与训练是本课程教学的重要环节。这就要求学院拥有配套的实验室。然而，在一般校园中，为计量经济学设置一个专门的实验室被视为是一项成本很高的投入。因此，很多高校基本都没有这方面的实验室建设。

四、教学改革的推荐

(一)引导学生自主学习

计量经济学是一门实用性很强的工具课，在教学中如何引导学生、启发学生改变原先被动学习的习惯，激发学习兴趣，进行自主性学习是课程教学设计的主导思想。在教学实践中，就应促使学生更多地进行学生与老师、学生与学生之间的交流、参阅和学习课外相关材料、自觉地上机实践。

(二)问题导向型教学———研究型和案例型教学法有机结合

对于各章节，教师透过多媒体教学完成理论知识的传授。对于理论教学部分强调培养学生的学习兴趣，改变以往多媒体教学完全照抄课本资料的弊端。对于实际生活中发生的经济现象，模拟采集经济数据的全过程，透过统计软件运行演示，注解分析统计结果，并以此来指导学生更为直观地了解所学知识的实际用途。

(三)合理安排课程

目前我国高校计量经济学课时偏少，教学效果不佳。而且鉴于计量经济学的难度系数，学习掌握计量经济学需要比一般课程多的时间。因此，要提高计量经济学这门课程的学时。注意课程安排的衔接合理。在安排这门课程的前一学期安排统计学，运筹学等相关基础学科的课程学习计划，使学生在数理方面的知识得到提升强化，为学习计量经济学打下良好的基础。

(四)提升教学设施水平

计量经济学实验报告篇6

一个国家的货物周转量与货运量是密不可分的，为了考察货物周转量与货运量之间的关系，利用计量经济学的方法，进行回归分析。中国1990—2009年货运量与货运周转量的数据如表1.1所示。

表1.1 中国的货运量与货运周转量年份 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009

货运量X货物周转量Y（万吨）（亿吨公里）970602 985793 1045899 1115902 1180396 1234938 1298421 1278218 1267427 1293008 1358682 1401786 1483447 1564492 1706412 1862066 2037060 2275822 2585937 2825222

26208 27987 29218 30647 33435 35909 36590 38385 38089 40568 44321 47710 50686 53859 69445 80258 88840 101419 110300 122133.3数据来源：《中国交通年鉴》（2009）整理

1、建立模型

Y=X

根据表一数据，为对其进行线性回归分析，建立如下一元回归模型：

表1.2给出了采用Eviews软件对表1.1数据进行最小二乘线性回归分

析的结果。

表1.2中国货运周转量对货运量的回归分析（1990--2009）

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sample: 19902009 C R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood-30611.52 2621.031-11.679190.0000 29604.40 19.36846 19.46803 1193.787 0.985146Mean dependent var 55300.37 0.984321S.D.dependent var 3706.977Akaike info criterion 2.47E+08Schwarz criterion-191.6846F-statistic

根据表1.2写出如下回归分析结果：

Y=-30611.520.0558X

（-11.68）（34.55）

31F1193.787，D.W.0.705R20.985，其中括号内的数为相应参数的t检验值，R2为可决系数，F为方程整体线性显著性检验值，D.W.为模型序列相关性检验值

二、模型检验

（1）从回归估计的结果看，模型拟合较好。可决系数R20.9851，表

明模型在整体上拟合的非常好。

（2）而且从常数项和解释变量系数的t检验值看，比给定5%显著性水

平下自由度为n-2=19的临界值2.093都大的多，说明参数值是比较显著的。

（3）而从F1193.787可以看出，远远大于模型的整体的线性关系也

是非常显著的。

D.W.0.7053，在(0,dl=1.2)之间，则应该存在一阶相关关系，利（4）

用拉格朗日乘数法进行二阶相关关系检验得表2.1如下：

表2.1

F-statistic 7.558370Probability 0.004887 Dependent Variable: RESID

C X RESID(-1)R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood 171.9513-0.000141 0.897166 2366.190 0.001521 0.234126 0.072670-0.092732 3.8319750.9430 0.9273 0.0015 0.485807Mean dependent var-9.19E-12 0.389396S.D.dependent var 2819.415Akaike info criterion 1.27E+08Schwarz criterion-185.0330F-statistic 3608.106 18.90330 19.10245 5.038913

由表2.1可知，nR29.716，该值大于显著性水平为5%，自由度为2的2分布的临界值20.05（2）=5.991，由此判断存在二阶序列相关性。再利用拉格朗日乘数法进行三阶相关关系检验，得表2.2：表2.2

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic C X RESID(-1)RESID(-2)RESID(-3)R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

5.163250Probability-219.0110 9.83E-05 0.823992-0.212209-0.274529

2437.122 0.001563 0.252675 0.386183 0.333503

-0.089865 0.062901 3.261077-0.549503-0.823168

0.0119200.9296 0.9507 0.0053 0.5907 0.4233 3608.106 18.95912 19.20805 3.872437 0.023534

Dependent Variable: RESID

0.508031Mean dependent var-9.19E-12 0.376840S.D.dependent var 2848.257Akaike info criterion 1.22E+08Schwarz criterion-184.5912F-statistic 2.051318Prob(F-statistic)

由表2.2可知，虽然nR210.161，仍然比显著性水平为5%，自由度

~的参数不显著，且为3的2分布的临界值20.05（3）=7.815要大，但由于et3

D.W.2.05说明不存在三阶序列相关。

用科克伦—奥科特迭代法对原模型进行修正，并用拉格朗日乘数法进行检验，得表2.3如下：

表2.3

F-statistic 0.981613Probability 0.415681 Dependent Variable: RESID Method: Least Squares

Variable C X X(-1)X(-2)AR(1)AR(2)RESID(-1)R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Coefficient-418.6797 0.003815 0.011768-0.016302 1.727024-0.695450-1.957545 Std.Error 11658.54 0.033267 0.036623 0.039801 1.297073 0.687141 1.397689 t-Statistic-0.035912 0.114677 0.321315-0.409598 1.331477-1.012091-1.400558 Prob.0.9722 0.9115 0.7562 0.6928 0.2197 0.3411 0.1989 0.197047Mean dependent var-3.90E-07-0.505537S.D.dependent var 3382.804Akaike info criterion 91546893Schwarz criterion-147.1812F-statistic 2756.964 19.39765 19.78394 0.280461 由表2.3可看出，修正后的nR23.153，该值小于显著性水平为5%，自由度为2的2分布的临界值20.05（2）=5.991，由此可以判断模型不再存在相关关系。

（5）检验模型是否存在异方差

在表1.2的基础上，利用white检验对模型是否存在异方差进行检

验，得表2.4如下：

表2.4

F-statistic 4.972142Probability 0.019946 Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Sample: 1990 2009 Included observations: 20

C X R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

-46078062 58.89039 29706420 35.14864-1.551115 1.6754670.1393 0.1121 13246720 35.42455 35.57391 4.972142 0.019946

0.369068Mean dependent var 12367509 0.294841S.D.dependent var 11123765Akaike info criterion 2.10E+15Schwarz criterion-351.2455F-statistic 1.196673Prob(F-statistic)

由表2.4可知，nR27.381，该值大于显著性水平为5%，自由度为

2的分布的临界值

20.05

（2）=5.991，因此拒绝同方差的原假设。

下面采用加权最小对原模型进行回归，即采用为权重进行加权

最小二乘估计，得表2.5（未加权项略）如下：

表2.5

Dependent Variable: Y Sample: 1990 2009 Included observations: 20 Variable C R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

Coefficient-30343.75 Std.Error 2120.160 t-Statistic-14.31201 Prob.0.0000 148089.5 16.04216 16.14173 1353.326 0.000000

0.999979Mean dependent var 47286.79 0.999977S.D.dependent var 702.6228Akaike info criterion 8886217.Schwarz criterion-158.4216F-statistic 0.781900Prob(F-statistic)

由表2.5与表1.2对照可清楚的看到，无论是拟合优度，还是参数的显著性，加权后最小二乘估计比加权前都有了改进，并且对加权后的回归模型进行检验，也可验证，模型不再存在异方差（如表2.6所示）。

表2.6

F-statistic

Test Equation:

Dependent Variable: STD_RESID^2 Method: Least Squares Date: 01/02/11Time: 02:48 Sample: 1990 2009 Included observations: 20

C X R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

434208.5 0.017321 295422.9 0.349544 1.469786 0.0495530.1599 0.9611 104697.1 26.20313 26.35249 0.009460 0.990590

0.009460Probability

0.990590

计量经济学有关论文篇7

1 谐波

谐波是指对周期性非正弦电量进行傅立叶技术级数分解, 不仅要得到电网基波频率相同的分量, 而且还要得到一系列大于电网基波频率的分量, 这部分电量被称为谐波。谐波来源:电力系统中的谐波来源于多方面, 包括:输配电系统产生谐波、电源产生的谐波 (其中电源产生的谐波主要是因为电源质量差) 、用电设备产生谐波 (主要是晶闸管整流设备产生谐波) 、电力系统中的变压器正常运行也会产生的谐波。

2 谐波现状

我国的电网谐波污染呈加速增长趋势, 非常严重, 主要涉及一些大型的化工厂、电力企业以及大型钢厂等, 这些企业的谐波污染不容乐观, 每年都会源源不断地注入电网, 使得电能质量不断下降, 电量的损失不容乐观, 1993年, 国家颁布了公用电网谐波国家标准, 必须把电网谐波含量控制在国家的标准范围之内, 及时地对谐波进行治理, 减少谐波给人们带来的损失, 并把谐波损失的电量记录下来。

3 谐波对电力系统的危害

第一, 谐波会引起串联谐振及并联谐振, 将谐波放大, 产生危险的过电压或者过电流。第二, 谐波会干扰通信系统, 使传输的信号质量降低, 损坏通信设备。第三, 增大输电设备和供电设备的额外附加损耗, 使设备运转不正常或不正确操作。第四, 使电气设备绝缘老化严重加速, 缩短其使用寿命。第五, 会引起继电保护和自动装载机误动甚至拒动, 易造成系统事故, 严重威胁工作人员的人身安全。

4 中频谐波在电力计量装置中的应用发展

4.1 谐波在电力计量装置中的应用

电力计量装置在谐波的影响下, 主要分为几种:一种是提高电表功率的反应能力、纯基波计量方式, 也就是忽略或者过滤谐波, 将电表的抗干扰能力大大提高。还有一种就是先对基波功率和谐波功率进行区分, 再进行分别计量。

4.2 谐波在电力计量装置中的发展方向

我国目前的电力计量方式主要为全能计量方式, 该方式计量的准确性较高, 但是如果系统受到了谐波的干扰, 该计量方式则会出现将误差扩大的现象, 严重影响电力系统的发展, 给电力企业带来严重损失。为了防止类似情况发生, 我们必须采取有效的措施进行预防, 经过研究发现, 未来的计量表的发展将是谐波与基波进行分离, 然后分别进行测量, 比如现代技术研制出的谐波电表。该电表可以对谐波的干扰进行准确的测量, 但是由于种种原因, 目前此种电表还未完全推广, 应用不是很广泛。

5 中频谐波对电力计量装置的影响

5.1 对感应式电能表的影响

目前我国大部分地区使用的都是感应式电能表, 感应式电能表是以基波为基础设计的, 在电流和电压不变的情况下, 频率发生变化的同时电压线圈阻抗也会发生相应的变化, 造成电压工作磁通发生改变, 影响电能表测量的精确度与准确性。

5.2 对全电子式电能表的影响

电子式电能表功能齐全、准确性高, 在未来的一段时间内将会取代感应式电能表, 全电子式电能表对于不同的被测型号波形会产生出不同的反应, 对谐波的总平均功率和负载基波进行准确的记录。但是, 如果有谐波的干扰, 就会使电能表所记录的电能量小于负载实际消耗的基波功能, 因为全电子式电能表需要加总谐波有功电能和基波有功电能, 所以难以进行准确的测量。

6 降低谐波对电力计量装置影响的有效途径

第一, 可以将谐波源判断和识别技术应用到电力计量装置中, 通过一些谐波源辨识和检测方法来准确地计量用户吸收和发出的谐波功率。

第二, 在谐波源处安装滤波器, 就近吸收谐波源产生的谐波电流。谐波治理主要采用无源滤波装置和有源滤波装置, 具体如下:A.无缘滤波主要是将用电抗器和电容器串联起来, 组成LC回路, 将其设定在需要滤除的谐波频率上, 以此达到滤波的目的, 这种方法成本低, 用户也乐于接受。B.有源滤波:有源滤波装置主要是依靠无缘滤波装置发展起来的, 其是由电力电子元件组成的回路, 但是其成本较高, 因为受到额定电流发展的限制, 所以一般用户不愿意选择这种滤波方式。

7 结语

近年来, 由于电网的迅速发展, 谐波的治理也逐渐成为人们关注的焦点, 谐波实际上属于电力系统中一种不可消除的因素, 只要电力系统运行就不可避免地会产生谐波, 因此谐波对电力计量装置也不可避免地产生着影响, 给电力系统带来较大的经济损失。

摘要：近年来, 由于非线性负荷产生的大量谐波注入电网, 使得电力系统中的电压和电流波形产生严重畸变, 对电力计量装置产生不同程度的影响, 使得电网中的谐波问题日益严重, 甚至有的已经超出了国家规定的范围, 对电力企业的安全稳定运行以及电力市场用电秩序构成极大的威胁。本文对中频谐波对电力计量装置的影响进行了简单的论述, 并提出了一些相关的治理措施, 对电力企业提供了借鉴。

关键词：谐波,电力计量装置,影响,危害

参考文献

[1]廖瑞金, 胡志伟, 孙才新, 等.电力系统谐波在线监测的原理及设计[J].高压电器, 2010, (02) :78.

[2]马林, 沈谅平.电力系统谐波检测方法[J].广东输电与变电技术, 2005, (01) :99.

[3]刘江南.浅谈谐波对电力系统的危害[J].石河子科技, 2004, (04) :78.

[4]容健纲, 张文亮.电力系统谐波[J].高电压技术, 2010, (04) :98.

单方程计量经济学模型篇8

关键词：回归分析；居民消费支出；青岛市生产总值

中图分类号：F047.3文献标识码：A 文章编号：1006-4117（2011）08-0362-02

一、导论——理论模型的设计

本文研究的是从1991年到2008年十八年的青岛市居民消费总额与全市生产总值之间的定量关系。居民消费总额是生产总值中的一部分，并且占有相当大的比重，生产总值的变化会引起居民消费的巨大变化，为此我们建立以下模型，分析二者之间的定量关系：Y= a + bX + μ

其中，①被解释变量Y为居民消费总额，解释变量X为青岛市生产总值。 ②二者的关系确定为线性关系。③拟定式中待估参数的理论期望值，00。μ为随机误差项，描述变量外的因素对模型的干扰。

二、样本数据搜集

该模型使用的是时间序列数据，数据来源于青岛市统计信息网及09年青岛市统计年鉴，选取从1991年到2008年共18年的数据，经过大量分析比较得到我们所需样本数据，其中居民消费支出总额用统计年鉴中消费品零售总额近似替代，见表一，其中Y为青岛市居民消费支出总额，X为全市生产总值，单位为万元。

表1：样本数据单位：万元

数据来源：《青岛市统计年鉴》（2009），青岛市统计信息网

三、参数估计与检验

（一）将样本数据导入Eviews软件进行OLS估计，得到输出结果如下：（表2）

（二）模型的检验

1、经济意义的检验：经过上面的分析我们在理论上已经知道，居民消费支出总额与全市生产总值呈现正的线形关系，这与理论中消费总额与生产总值同向变化是相符的。

2、统计检验

（1）拟合优度检验。从估计的结果可以看到，可决系数为0.998546，模型的拟合优度图和残差图如下：（图2）

从图中我们可以直观的看出，模型拟合情况比较理想。说明解释变量X能够较好地对被解释变量作出解释，拟合效果较好。

（2）变量的显著性检验。由统计结果显示，系数显著性检验T统计量为104.8137。给定显著性水平0.05，查T分布表在自由度为n-2=16下的临界值t0.025(16)为2.1199，104.8137>2.1199，故应拒绝原假设（H0：b=0），同时说明解释变量生产总值在95%的置信度下显著，即通过了变量显著性检验，生产总值对居民消费支出总额有显著性影响。

3、计量经济学检验

（1）该模型只有一个解释变量，故不存在多重共线性问题。

（2）随机干扰项的异方差检验。对方程使用怀特检验，得Eviews结果如下：表3

有统计结果显示，Obs*R-squared =12.73589 ，此时给定显著性水平a=0.05下，查查x2分布表,得临界值X20.05(2)=5.991。因为12.73589>5.991，拒绝原假设（误差项同方差），故可判断该模型存在异方差性。

（3）自相关检验。使用杜宾—瓦森检验法。由表一统计结果显示，DW=1.671267。查DW表，n=18,k=2,查得两个临界值分别为：下限Dl=1.16，上限Du=1.39 ，因为DW统计量估计值1.671267>Du，根据判定区域知，这时随机误差项不存在自相关。

四、模型修正

针对方程存在的异方差性进行修正，采用加权最小二乘法对模型进行修正，以1/(resid^2)作为权重进行加权，重新进行估计得到下表结果：表4

进一步对其进行怀特检验，得到如下结果：表5

从上述检验结果可以看出obs*-squared为1.117560。由White检验知，给定显著性水平a=0.55下，查查x2分布表,得临界值x20.005=5.991。因为1.117560<5.991，所以接受原假设（误差项同方差），故可判断该结构方程不存在异方差性，即异方差性消除。

五、结论

通过以上分析与修正，我们最终得到如下方程：

＝57072.35＋0.321928X