市场化水平及其测度（共4篇）
市场化水平及其测度 篇1
本文在我国各位学者研究社会保障尤其是住房保障的基础上，借鉴住房保障测度模型，设计了公积金对我国城镇居民的住房保障力度的测算模型，并探讨公积金缴存水平与当地经济发展的适应性，力图分析我国公积金制度的保障水平和地区差异。本文运用统计软件Excel和Eviews5.0，采用公积金保障密度指标、公积金保障深度指标等对我国2003-2007年公积金与国民经济相关数据进行实证分析。其中，保障密度是衡量居民住房保障从公积金制度中实际受益程度的指标，以公积金缴纳数额比总人口的结果来表示。公积金对城镇居民住房保障相对水平即保障的深度，以当年的公积金缴存总额占当年国内生产总值的比例来表示。公积金对城镇居民住房保障的密度和深度都与人均GDP有关。由于人均GDP是反映一个国家或地区经济发展水平的重要指标，因此，可以构造出公积金对城镇居民住房保障密度或深度与人均GDP的函数，根据该国或地区的人均GDP来预测保障密度或深度。
一、实证分析
（一）各地区公积金人均缴存额和人均国民生产总值的标准化值
首先，统计2003-2007年我国31个省、直辖市和自治区个人平均公积金缴存额。其次，计算公积金缴存率，即公积金缴存人数除以当地职工总人数。再次，以各地区的个人平均公积金缴存额乘以公积金缴存率，除以全国平均值，可以得到2003-2007年各地区个人平均公积金缴存标准化值。如表1所示。
（单位：元）
资料来源：根据2004-2008年《中国城市年鉴》整理。
以同样的方法计算各地区人均国民生产总值的标准化值。首先，统计2003-2007年各地区人均国民生产总值。其次，以各地区的人均国民生产总值除以全国平均值，可以得到2003-2007年各地区个人平均公积金缴存标准化值。
（二）不同地区公积金保障深度与经济发展适应性分析
为考察不同地区公积金保障深度与经济发展适应性，可以将各地人均公积金缴纳水平和反映经济发展水平的人均GDP结合起来，考察各地区的公积金住房保障水平与经济发展的适应性，同时，利用时间序列考察各地区公积金住房保障水平和经济发展水平的动态变化特征。
首先，将2003年各地区的人均GDP进行标准化处理，即将各地区的人均GDP除以全国平均人均GDP，记为G(i)，然后将各地区的G(i)作为横轴，以同年的该地区公积金住房保障水平P(i)作为纵轴，绘在同一个散点图中。在散点图中，用一纵一横两条线把分布图分成(1)、(2)、(3)、(4)四个区域。其中的横线为G(i)=1，为全国人均GDP水平线。在这条线之上，表明该地区人均GDP水平比全国人均GDP水平高；相反，在这条线之下，表明该地区人均GDP水平比全国人均GDP水平低。纵线也为1,即对2003年各省、市、自治区公积金缴存水平做标准化处理，其平均值为1。右边表示各地区公积金缴存水平低于全国平均水平，左边表示各地区公积金缴存水平高于全国平均水平。根据这两条线的含义，所分成的4个区域的经济含义分别为：区域(1)属于“经济实力差，高保障型”，表示该地区的人均GDP水平低于全国平均水平，同时公积金住房保障水平高于全国平均水平。区域(2)属于“经济实力较好，高保障型”，表示该地区的人均GDP水平高于全国平均水平，公积金住房保障水平也高于全国平均水平。区域(3)属于“经济实力差，低保障型”，表示该地区人均GDP水平低于全国平均水平，同时公积金住房保障水平也低于全国平均水平。区域(4)属于“经济实力好，低保障型”，表示该地区人均GDP水平高于全国平均水平，但公积金住房保障水平却低于全国平均水平。对2003年31个地区进行区域判定，并以同样方法对2004-2007年各地区进行区域判定，判定结果如表2所示。
从统计结果可以看出，全国2003年有4个城市属于类别(1)，8个城市属于类别(2)，16个城市属于类别(3)，3个城市属于类别(4)。其他年份差别不大，表明我国绝大部分的地区属于类别(3)，即经济实力差且公积金缴存数额较低、公积金住房保障力度较弱的地区。其次是类别(2)的地区数有7-8个，属于经济实力强，且公积金住房保障力度大的地区。从2003年到2007年的总体情况看，连续5年有10个地区属于类别(3)，表明这些地区长期以来，经济发展水平落后于全国平均水平，公积金对住房的保障水平也落后于平均水平。连续5年有10个城市属于类别(2)，表明这些地方的经济发展水平高于全国平均水平，公积金对住房的保障水平也高于平均水平。连续5年只有辽宁属于类别(4)，即经济发展水平高于全国平均水平，但公积金对住房的保障水平太低，与其全国的经济地位不相称。河北省和黑龙江省2003年属于类别(4)，但后来四年中，进入了类别(3)，表明河北省的公积金对住房保障水平一直较低，但经济发展水平逐年降低，需要加快经济发展速度，提高公积金缴存水平。内蒙古前两年属于类别(3)，后3年进入类别(4)，说明内蒙古经济发展水平上升，但公积金对住房的保障水平应该进一步提高，以和经济发展水平相适应。山东省的经济发展水平和公积金住房保障水平前4年较高，但2007年住房公积金缴存水平没有跟上经济的发展。其他省份在类别(3)和类别(1)之间波动，说明这些地区的经济发展水平一直低于全国平均水平，但公积金住房保障的相对水平不稳定，其中安徽、广西、西藏、青海、新疆的住房保障水平有上升趋势，其他地区则有下降趋势。
二、结论与政策建议
综上所述，我国住房公积金对住房保障的力度逐年增强，但是，很多地区需要进一步提高公积金个人平均缴存的数额和公积金制度运行效率，加强公积金对住房保障的贡献力度。政府要切实改变公积金制度覆盖面狭窄、适用范围狭窄以及各地区缴存比例不公平、办理手续繁琐等弊端，加大公积金制度的还款贡献度、贷款贡献度和利息节省力度，采用各种优惠措施，使我国的公积金制度为保障我国城镇居民的住房做出更大的贡献。
摘要：本文借鉴社会保障测度模型,运用公积金保障深度指标,利用全国31个省、直辖市、自治区2003-2007年间公积金缴存水平和各地区人均GDP等宏观经济指标分析公积金保障水平与经济发展水平的适应性。结果显示:各地区住房公积金保障深度基本与我国东部、中部、西部划分相一致,公积金个人缴存水平还有提高的空间。
关键词：公积金,保障深度,适应性
参考文献
[1]杨翠迎.社会保障水平与经济发展的适应性关系研究[J].公共管理学报,2004(1).
[2]穆怀中.社会保障水平经济效应分析[J].中国人口科学,2001(3).
市场化水平及其测度 篇2
信息经济时代的主要特征之一,就是信息技术已成为社会进步和新型工业化的核心要素,在这一时代背景下,信息化已成为带动一个国家和地区经济发展的主要力量[1]( P75-80)。这种带动力量主要表现为两个方面:一是对经济发展的直接影响。主要表现为信息产业不仅自身创造了大量的社会财富,成为国民经济的重要组成部分,而且其发展速度也直接影响着国民经济的增长速度,成为国民经济发展的助推器。随着经济结构的调整,信息产业已逐渐成为国民经济的基础性、支柱性产业。如邮电通信、网络基础设施建设等目前都已经发展成为国民经济的基础性产业,其发展规模和水平直接制约着国民经济的发展速度和质量[2];二是对国民经济各部门的间接影响。信息产业对传统产业具有催化、倍增和优化作用。首先信息产业具有扩散效应(即乘数效应),当一种信息被利用后会产生一连串的连锁反映,表现为当信息产品作为生产资料使用时,会提高使用者的劳动生产率,从而产生第二层次的间接经济效果,以此类推可产生更深层次的间接经济效果。这些间接经济效果的总和就构成了信息产业的扩散效应,使得信息产业间接为国民经济所创造的经济和社会效益要数倍甚至数十倍于信息产业自身的效益;其次信息产业对产业结构调整,特别是优化传统产业格局、提升传统产业竞争力,也都发挥出十分重大的作用[3]。信息化发展程度较高的欧美国家,其信息经济对国民经济巨大的和持续的贡献作用,例证了以上论断的正确性。1990年至2006年间,西欧高技术产业的总产值由5000亿美元上升到200000亿美元,增长40倍;而日本由3000亿美元上升至32000亿美元,增长10.67倍;美国之所以能在当今世界经济中居于领导地位,其信息技术产业的迅速崛起功不可没。目前美国信息产业创造的附加值己占国内生产总值的50%以上,高新技术部门在美国国内销售和出口中己成为最大的部门,其产值占GDP的80%。
河南地处中原是中华民族的摇篮和缩影,也是中部乃至全国的第一人口大省。在我国区域经济的战略格局上,河南作为连接东西部的桥梁和纽带,是东西互动、南北合作的支撑点。因此河南凹陷东西必将失衡,河南梗阻东西必将割裂。“中原定,天下安”,“中原兴,天下兴”。中原崛起的意义要远远超乎中部的范畴,而关乎国家整体的协调发展战略[4]。在近年来中部崛起的大背景下,河南经济取得了令人瞩目的成绩,各项主要经济指标在全国的位次稳步上升。仅从总量指标上看,“十五”末与“十五”初相比,河南省国民生产总值已突破万亿大关,而2008年更达1.8万亿以上,仅排在沿海发达省份广东、山东、江苏、浙江之后,连续几年稳居全国第5而中西部第一的位置。一定水平的经济和社会条件是一个地区乃至国家信息产业发展的前提,据前苏联情报学者帕尔凯维奇的研究,人们信息需求的增长大约与人均国民收入的平方成正比。通常认为当一个国家或地区的人均GDP达到1000美元时,信息产业就会由于社会需要而正式形成,并获得进一步发展。而当人均GDP达到1400美元时,即可认为社会将进入信息产业的快速发展期,并将对国民经济的发展产生显著的贡献和带动作用。那么当前河南的信息化发展水平如何,对崛起的中原经济正在产生着怎样的影响和贡献作用,这是对于目前在中部崛起大背景下,制定河南经济增长战略具有十分重要的参考价值。
2 河南信息化发展水平的量化测度
量化分析地区信息化与国民经济发展间的关联性及其贡献作用,就需要首先测度其各个发展阶段的信息化水平。目前世界上用于测度信息化水平的方法主要有两种:一个是由美国学者M.U.Porat提出的最终需求法,而另外一个则是由日本者学小松崎清于上世纪70年代提出的信息化指数法。相比较而言,第一种方法应用起来过于复杂,不太适应我国当前的数据统计体系。而后一种方法尽管某些指标设置显得不近合理,但由于其简便易行,可以经过改造后利用,因而通常被我国较多学者接受和认可。2001年我国信息产业部对外公布的《国家信息化指标构成方案》,就是基于这一方法设置构建的。其原理是通过选取若干个能代表信息化因素的指标,然后经过加权计算出对应的综合信息化发展指数。其数学模型为:
式(1)中的M(J)表示第J年度的信息化综合发展指数,mi(J)为第J年度的第i项信息化因素标准指数,ai为第i项信息化因素加权系数,且满足
依据上述指标体系,表1列示了1999-2008年统计区间河南14项信息化水平的明细指标值。
数据来源:中国统计出版社1999-2009年《河南省统计年鉴》数据
由于信息量、信息装备率水平、信息创新水平、信息主体水平、信息消费五大类及各项明细信息指标之间具有不同质,因此为了具有可比性,我们以1999年为基数将各年度的指标值换算成指数值作为相应的信息化指数。另外由于对指标的加权没有统一的模式和标准,完全取决于如何判断各指标在信息化中的地位或作用,本文的目的只是通过对河南省信息化水平的测度来分析信息化因素对河南经济增长的影响,因此采用简单算术平均法来测度河南各年的信息化指数。具体的算法是:将1999年度的各项信息化指标值指数定为1,再将各年度的同类指标值除以1999年的指标值求得该年各项指标值的指数。然后将各项指标值指数相加除以指标个数,计算出该年对应指标的指数。最后对五大类指标指数按相同权数平均,计算出各年度的信息化发展指数如下表2所示。
3 信息化与国民经济发展之间的相关度分析
基于以上信息化指数的测度值,并通过对1999-2008统计区间河南省统计年鉴所提供的GDP数据进行同样的指数化处理(方法同上),可构造出如下表3样本空间。利用最小二乘法对该样本空间进行统计回归分析,便得到式(2)的一元线性回归方程。
对上述方程进行显著性检验,则有:r2=0.9972,r=0.9986。设α=0.99786,查表可得单尾ta(16)=2.12,有t=53.37>2.12为显著。这一分析结果表明:信息化建设与河南省国民经济发展之间存在着密切的正相关性。
4 信息化对国民经济发展的贡献度分析
以上述分析的局限性在于忽略了其他经济要素对国民经济的协整作用。在研究信息化对国民经济发展的贡献作用时,我们采用要素分析法。依据数理经济学原理,社会总产品产量应由社会总资本量、社会总劳动量和技术水平等主要经济要素共同决定。其函数关系一般地可表示为:
Y = f(K,L,T) (3)
在式(3)中,分别用K、L、T表示社会总资本量、社会总劳动量和技术水平。其中T通常是较难量化确定的要素,而在信息经济时代,技术水平主要取决于信息化水平M,因此在分析问题时,通常可以用对信息化水平的测度来代替技术水平。如果用国内生产总值GDP作为社会总产品产量的量化指标,那么上述式子可改写成:
GDP=f(K,L,M) (4)
依据传统柯布-道格拉斯生产函数Y=AKαLβ原理[5],可以将式(4)描述为如下修正后的多元回归数学模型[6] :
GDP=AeqMKαLβ (5)
在上述模型中,α、β分别表示资本和劳动要素的产出弹性,M表示信息化综合发展指数,A表示除去信息技术进步以外的其他技术进步因素(这里被看做常量)。那么对式(5)两边同时取自然对数,则有:ln GDP=lnA+qM+αlnK+βlnL (6)
依据1999-2008统计区间的河南统计年鉴数据,可测算出GDP指数(LnGDP)、社会固定资产投资指数(Lnk)和社会劳动力就业指数(LnL)如表4所示:
将式(6)中的M、lnK、lnL看作为解释变量,而lnGDP作被解释变量,那么可构建出如下表5的多元线性回归样本空间。
对上述样本空间进行多元线性回归分析,便可确定出相关的回归系数。分别为:Ln A=-1.536,q=0.479,α=0.046,β=2.413。于是便得到多元线性经济增长函数模型:
lnGDP=-1.536+0.479M+0.046lnK+2.413lnL。 (7)
下面对这一模型进行自变量元素单一贡献分析,则有:
M对GDP的单一贡献r12=0.993 ,而对GDP的相关度r1=0.996。
K对GDP的单一贡献r22=0.976,而对GDP的相关度r2=0.988。
L对GDP的单一贡献r32=0.638,而对GDP的相关度r3=0.799。
设 ,查表可得Fa(3,6)=3.83,而F=282.01>3.83为显著。这一分析结果表明:在对国民经济增长贡献诸要素中,信息化贡献度最为密切。如果继续对自变量的贡献弹性进行分析,对上式(7)两边去对数,则变形为:
GDP=0.22e0.479MK0.046L2.413 (8)
根据弹性计算公式,可得GDP对K、L,及M的弹性分别为:
如果以2008年为例进行说明,则表示当要素K每增加1%时,GDP增长0.046;要素L每增加1%时,GDP增长2.413;而要素M每增长1%时,GDP增长3.28。这一结果显示:在推动河南经济快速发展的三大要素中,信息化要素已成为第一关键要素。
继续测度各要素对GDP的边际贡献。在(8)中分别对K、L、M各要素求偏导数,则有:
根据前面计算出的各年度的K、L、M值,利用上述公式便可计算出1999-2008统计区间内,各要素对GDP的边际贡献如下表6所示:
如果对上式(8)继续求二阶偏导,则容易看出在1999-2008年的统计区间内,K、L、M各要素对国民经济发展的边际贡献都在递增,但K边际贡献的递增速度有放缓趋势,而M和L的边际贡献有倍增加速趋势,特别是M的倍增趋势更加明显。事实上下面由表6所提供的2005年至2007年河南电子信息产业对经济贡献的统计数据(单位:亿元),也较好地诠释了上述的推导结论。
数据来源:《“十一五”以来河南省电子信息产业经济发展情况》报告中数据。
5 结 论
以上采用时间序列分析方法得到的实证分析结果表明:当前河南的信息化建设与国民经济发展之间存在着密切的正相关性;信息化建设对河南经济的的快速发展正产生着积极的影响和贡献作用。
河南是一个资源大省,一个传统的农业大省,同时也是一个后起的经济大省和工业大省。资源和农业是河南经济发展的优势和基础,但实现工业化才是河南省经济腾飞的根本出路。在当前经济全球化和信息化大背景下,加强信息化建设,以信息化带动工业化,是河南经济实现跨越式发展并实施后发优势战略的重要途径。而目前无论是信息化还是工业化,河南都还处于较低的水平。据NIEC所提供的《国家信息化水平研究报告》测评数据显示,全国综合信息化平均水平为41.55,而河南仅为35.89,明显低于平均水平,在全国内地31个省、直辖市排名中居第24位,用分层聚类法分析居第六类(按七类分层)①;学者桂拉旦曾将人均GDP、非农产值比重、非农就业比重、贸易依存度、信息化水平、城市化水平等六项指标用科学加权法计算综合工业化水平,结果河南排名在全国第25位,分层聚类法分析则居第四类(按四类分层)[7]。可见无论是信息化还是综合工业化水平,河南目前都还位于全国后列,存在着较大的追越空间。但在当前经济全球化和信息化大背景下,如果战略科学、策略合理、措施得力,并能很好地运用后发优势理论和反梯度发展理论,那么河南在信息化和工业化发展中的每一个指数点的提升,都将会为正在崛起中的中原经济带来倍增放大的乘数效应,信息化的发展和建设将会为腾飞的中原经济提供源源不断的原动力。
注释:①资料来源于国家信息化测评中心《国家信息化水平研究报告》,并通过聚类分析适当加工而得。由于信息化指数的指标体系和计算方法选择不同,所以这里的信息化指数与本文前面测度的指数之间不具有可比性。本文所作的经济学分析及结果是在一致的指标体系和计算方法标准下完成的。
摘要：信息经济时代的主要特征之一,就是信息技术已成为社会进步和新型工业化的核心要素。本文基于信息化指数法,依据1999-2009近十年的河南统计年鉴数据,首先测度了河南的信息化发展水平,在此基础上通过修正后的柯布-道格拉斯生产函数,构建并导出了河南省国民经济增长模型,依此模型量化分析了信息化对中原经济崛起和可持续发展的贡献作用。当前河南的信息化建设与国民经济发展之间存在着密切的正相关性;信息化对中原经济崛起正在产生着积极的影响和贡献作用。
关键词：信息化水平测度,中原经济,贡献
参考文献
[1]徐升华,毛小兵.信息产业对经济增长的贡献分析[J].管理世界,2004(08):75-80.
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[5]马洪.经济与管理大辞典[M].北京:中国社会科学出版社,1985:230-231.
[6]邢志强,赵秀恒.信息化对经济增长影响的量化分析[J].运筹与管理,2002(4):95-99.
市场化水平及其测度 篇3
风险偏好测度
1.Marcowitz模型下风险偏好公式的推导
基于证券市场环境下各个国家与地区风险偏好的度量, 采用Marcowitz均值—方差模型, 并根据Marcowitz的现代投资组合理论, 得到公式:
其中:E (rc) 是整个投资组合C的期望收益, E (rp) 和E (rf) 分别为风险资产P和无风险资产F的期望, rp和rf分别表示风险资产P与无风险资产F的收益率, σp和 σf分别表示风险资产P和无风险资产F的标准差, σpf表示风险资产P和无风险资产F之间的协方差, y和 (1- y) 分别表示投资者投资于风险资产P和无风险资产F的权重。根据无风险资产F的特性, 可得到:E (rf) =rf, σf=0, σpf=0。因此, 可将公式 (1) 简化为:σc2=y2σp2 (3)
投资者会根据收益风险情况, 为每个资产组合给出一个效用值分数, 分数越高, 说明这个资产组合越有吸引力。资产期望收益越高分数越高, 波动性越大分数越低。金融学和注册金融机构应用最多的一个效用函数是:
其中:U表示投资者的效用;E (r) 表示为投资组合的期望收益;A表示投资者的风险厌恶系数, 在其他情况不变的条件下, A越大表明投资者越厌恶风险, 投资者的效用也就越小;σ2表示投资组合的标准差, 在其他情况不变的条件下, σ2越大表明投资者的效用越小。
将公式 (1) 、 (3) 式带入公式 (4) , 在效用最大化的情况下, 可得到:
对公式 (5) 求导后稍作变换, 得到风险偏好系数A的求解公式:
2.18 个国家与地区的风险偏好测度
运用风险偏好求解公式, 对18 个国家与地区的风险偏好系数进行估测。由于条件限制, 假设令风险资产的投资比例y*=1, 即投资者把所有资金都投资于风险资产, 那么, 就可得到实际求解的风险偏好系数A的公式:其中, 预期收益率E (rp) 和方差 σp2采用的是各国 (地区) 股市中具有代表性的综合指数数值计算所得。
国家与地区的综合指数源自于同花顺ifind。18 个国家与地区1995 年、2000 年、2005 年、2010 年、2015 年五年的存款利率rf, 源自世界银行官网数据库。选取的18 个国家与地区为:阿根廷、澳大利亚、德国、俄罗斯、法国、菲律宾、韩国、荷兰、加拿大、马来西亚、美国、日本、瑞典、瑞士、中国香港、印度尼西亚、英国、中国。运用stata12.0 软件、公式 (7) 计算得到18 个国家与地区每5年的风险厌恶系数A (见表1) :
3.总体样本的风险偏好描述性统计
观察18 个国家与地区风险偏好系数的各数值后, 发现风险偏好系数A存在负值的情况, 由于风险偏好系数本没有负值, 可能的解释是:由公式 (7) 可知, A≤0 存在的情况只能是rp- rf≤0, 也就是说投资于风险资产的收益率比无风险资产的收益率要低。在模型设计时, 我们认为风险资产的收益率是大于等于无风险资产的收益率, 这也与现实相符合, 但是计算结果存在风险资产收益率小于无风险资产收益率的情况。可能的解释是, 计算风险资产收益率rp的股票综合指数变化, 并不能完全代表风险资产的收益率。因此, 计算结果会出现负数。现实中, 如果真的出现无风险资产收益率大于风险资产收益率时, 投资者肯定会把全部资产都投资于无风险资产, 即投资于风险资产的比重为零, 也就无法估算风险偏好系数了。
为了进一步了解18 个国家与地区之间的风险偏好情况, 在剔除负值后, 对数据进行了均值与样本标准差的计算, 并画出相应的分布图 (见图1) 。
由图1 可知, 瑞典的风险系数均值最大, 为15.5307, 其次为荷兰10.2138、瑞士9.5758, 说明瑞典、荷兰、瑞士的风险偏好水平较高, 这些国家更爱冒险。瑞典的标准差也最大, 为25.8822, 荷兰、瑞士的标准差分别为14.8552、14.0127, 说明瑞典、荷兰、瑞士的风险偏好水平的波动性较大, 且其均值代表性较差。瑞典、荷兰、瑞士等国家与地区的标准差值太大, 原因是受到了几个极端数值的影响。因此, 在剔除风险偏好系数大于20 的极端值以后, 再进行均值与样本标准差分析并画出相应的分布图 (见图2) 。
由图2 可知, 剔除极值后, 法国、澳大利亚的风险系数均值较大, 分别为6.2542、5.6332, 说明法国与澳大利亚的风险偏好水平高;其风险偏好系数的标准差也较大, 分别为6.4541、5.2854, 说明法国、澳大利亚的风险偏好水平波动性较大。
通过比较图1 与图2, 发现剔除极值后, 18 个国家与地区之间的风险偏好水平发生了变化。之前, 瑞典、荷兰的风险偏好水平高于其他国家与地区。剔除极值后, 风险偏好水平最高的国家变成了法国、澳大利亚。此变化说明, 极值对数据的影响较大, 因此, 剔除极值对各国 (地区) 之间的风险偏好水平分析是有利的。
4.欧洲与亚洲的风险偏好描述性统计
在剔除负值和极值之后, 分别计算出欧洲和亚洲国家 (地区) 的均值与样本标准差、总体均值与标准差, 得到表2、表3。
根据表2、表3, 画出相应的风险偏好系数分布图 (见图3、图4) 。
由图3 可知, 欧洲各样本国之间的风险偏好水平差异较大。其中, 法国的风险偏好系数均值最高, 为6.2542, 瑞典最低, 为0.5889, 说明法国比欧洲地区其他各国拥有更高的风险偏好水平。法国、德国的标准差较大, 分别为6.4541、5.3970, 说明法国、德国在不同年份间的风险偏好水平变化较大。
由图4 可知, 亚洲各国与地区之间的风险偏好水平差异较小。其中, 日本的风险偏好均值最高, 菲律宾次之, 分别为3.8601、2.5190, 说明日本比亚洲其他各国与地区的风险偏好水平更高。中国香港、菲律宾的标准差较大, 分别为3.0293、2.9155, 说明中国香港、菲律宾不同年份之间的风险偏好水平变化较大。
由表3、表4 可知, 欧洲整体的风险偏好系数均值大于亚洲整体, 说明欧洲整体上比亚洲地区拥有更高的风险偏好水平;欧洲的风险偏好系数标准差也大于亚洲整体, 说明亚洲各国与地区之间比欧洲各国之间的风险偏好水平较相近。
5.风险偏好测度小结
(1) 瑞典、瑞士、荷兰、加拿大等国近年来风险偏好水平过高, 出现极值情况。原因是2011—2015 年之间由股指计算得到的风险利率比往年较高, 说明这几年间这些国家的证券市场比较好;除了极值以外, 风险偏好系数也出现了负值。其原因是由于由股指计算出来代表风险偏好的利率小于无风险利率, 说明用股指变化率代替风险资产收益率具有一定偏差。
(2) 剔除负值与极值后, 比较欧洲各国的风险偏好水平, 发现法国与英国的风险偏好水平较欧洲其他国家更高, 欧洲地区各国间的风险偏好水平差异较大;日本与菲律宾的风险偏好水平较亚洲其他国家与地区更高, 亚洲地区各国与地区间的风险偏好水平差异较小;比较欧洲地区与亚洲地区, 欧洲地区整体比亚洲地区整体的风险偏好水平要高。
影响因素实证分析
1.影响因素识别
普遍的研究发现, 个体特征 (包括年龄、性别、性格等) 、财富水平、教育水平, 甚至文化对风险偏好有着高度相关性。Friend和B1ume的研究发现, 个人财富对风险偏好有着正相关的影响。随着个人财富逐渐增加, 个人财富中风险资产的比例也随之增加, 个体的风险偏好也会增加。陆建超等对Kahneman和Tverskey的实验进行改革, 在对30 名学生、30 名大公司老板进行实验后发现, 财富水平高的个体比财富水平低的个体更愿意冒险。王英茜对“90 后”大学生进行问卷调查的结果显示, 个体性格特征和文化传承对风险偏好具有一定的影响。出于时代背景, 我国“90 后”大学生的风险偏好大多集中于温和型。此外, 认知程度、外部环境 (包括自然灾害、竞争环境等) 对风险偏好均表现出一定程度的相关性。
基于学者对风险偏好影响因素的研究, 选取5 个因素进行分析:65 岁及以上的人口 (占总人口的比例) 、城镇人口 (占总人口比例) 、人均GDP (现价美元) 、入学率和高等院校 (占总人数的比例) 、总失业人数 (占劳动力总数的比例) (模拟劳工组织估计) 。选择1991—2015 年的时间纵剖面, 与不同国家构成面板数据作为分析样本。在计算变量时, 以5 年为一组进行计算, 即1991—1995 年、1996—2000 年、2001—2005 年、2006—2010 年、2011—2015 年5 个样本时间段。分析数据指标选择如表4 所示。
2.混合回归模型分析
根据研究需要, 选取混合回归模型进行相关性分析。建立混合回归模型:RISKit=a0+a1OLDit+a2CITYit+a3RGDPit+a4EDUit+a5UNEit+uit。其中, RISKit为被解释变量, a0表示截距项, OLDit、CITYit、RGDPit、EDUit、UNEit分别为具有i个横截面、t个纵剖面的解释变量, a1到a5分别为各个解释变量的回归系数, 为误差项。混合回归模型的特点是无论对任何个体截面, 截距项都相同。
通过stata12.0 进行回归分析, 为消除截面异方差影响, 采用稳健性标准差的调整。回归结果如表5 所示。
回归结果中, RGDP变量、UNE变量的估计系数t检验显著性概率小于0.05, 在5%水平能够拒绝原假设, 检验显著。CITY变量的估计系数t检验显著性概率小于0.10, 在10%水平检验显著。其他各个解释变量的估计系数显著性概率均大于0.05, 在5%水平检验不显著, R2为0.2983。说明解释变量解释被解释变量的程度为29.83%, F检验大于5%水平临界值小于10%水平临界值, 在10%检验水平勉强认为显著, 拒绝原假设。从而认为解释变量对被解释变量的共同影响作用显著。
结论与建议
1.结论
(1) 面板数据回归模型采用混合回归说明, 选择的样本国家 (地区) 在风险偏好方面不存在国家 (地区) 异质性, 没有差异截距项。从表2 的混合回归模型结果看, CITY变量的估计系数为-7.32473, 说明城镇人口占比与风险偏好呈现负相关。城镇人口占比每增加1 单位, 风险偏好会降低7.32473 单位;RGDP变量的估计系数为0.000276, 说明人均GDP与风险偏好呈现正相关。人均GDP每增加1单位, 风险偏好会增加0.000276 单位;UNE变量的估计系数为49.88807, 说明总失业人数与风险偏好呈现正相关。总失业人数每增加1 单位, 风险偏好会增加49.88807 单位。
(2) 实证分析的结果也进一步说明, 各国与地区风险偏好测度的结果是有效的, 运用效用函数法求风险偏好系数也是真实可靠的。
2.建议
(1) 提高居民的收入水平和财富水平, 扩大中等收入人群的比例。我国的贫富差距近年来更大了, 说明大部分财富都集中在少数人手里, 导致居民消费和投资的严重失衡, 影响了投资者在选择风险资产上的偏好。要解决这个问题, 一是要继续深化改革, 调整收入分配体系, 提高低收入阶层的收入水平, 扩大中等收入阶层的比重。二是提高居民收入在国民收入分配中的比重、劳动报酬在初次分配中的比重, 合理调整城乡居民收入差距问题, 三是提高居民收入的“含金量”。努力提高居民的收入水平, 真正提高居民的财富值, 这样才能促进个体对金融证券市场的参与度、对风险资产的持有比重, 促进我国金融证券市场稳定和国民经济持续发展。
(2) 降低金融市场的交易成本、降低税收。虽然这两点在本研究中并未直接讨论, 但降低交易成本和税收后, 可提高投资者的可支配收入和财富值, 能够使投资者增加对证券市场的参与度。之前有很多研究指出, 交易成本、税收等阻碍了投资者的股票持有, 使投资者不能频繁交易, 这就阻碍了投资者根据需要合理地调整无风险资产和风险资产占比的能力。
(3) 在设计金融产品时, 应针对不同对象设计出更符合投资者预期的产品。比如, 设计的产品是针对澳大利亚、德国、法国、加拿大等近年来风险偏好较高国家的投资者的话, 那么, 可设计一些高风险、高收益的金融产品。如果是针对俄罗斯、印度尼西亚、韩国等近几年国民风险偏好厌恶的国家, 则应设计出一些低风险的金融市场产品。这样才能更好地提高外来投资者对我国金融市场的参与度。
摘要：以18个国家与地区为研究对象, 采用Marcowit z模型计算其风险偏好系数, 通过对5个影响因素的识别和探究, 分析影响风险偏好的影响因素, 为我国制定相关政策提供依据, 具有较强的理论意义和实践意义。
关键词：风险偏好测度,影响因素,实证分析
参考文献
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市场化水平及其测度 篇4
2005—2009年的《中国图书年鉴》反映的是2004—2008年五年中国图书市场的市场结构, 现就其中重要的细分市场——少年儿童读物出版市场的统计数据进行加工处理。根据2005年的《中国图书年鉴》数据可以得到以下表格, 清晰反映出市场集中度的状况。
同样的方法, 根据2006年至2009年的《中国图书年鉴》, 可以得到2005—2008年少年儿童读物出版市场的市场集中度数据, 陈列在下文中。
二、少年儿童读物图书市场结构成因分析
(一) 市场集中度 (Concentration Ratio, CR)
市场集中度是指某一行业中规模最大的前几家企业的有关数值 (销售额、增加值、员工人数、资产额等) 占整个市场或行业的份额。这个值综合反映了一行业企业数目及其规模分布, 反映出某行业是集中在少数企业中, 还是分散于众多的企业中, 即少数企业对市场的控制程度。
其计算公式为:CRn=∑ⅹn∕∑ⅹN
(n通常取4或者是8, 该指标也称为4家或8家企业集中度。N为行业的企业总数。)
上文示范了2005年《年鉴》重要数据加工处理并且计算市场集中度CRn的过程。整理各年计算表格, 我们可以得到下面的市场集中度测度表。
根据产业经济学理论, 判断一个行业的市场结构, 卖方集中度 (CR4) 介于10%~50%之间, 企业数目相对较少, 存在较显著的规模经济, 产品差异中等或者较大, 又有一定进入壁垒的行业, 为垄断竞争的市场结构。根据计算所得的CR4、CR8数据, 可以肯定的是, 中国少年儿童读物出版市场是垄断竞争市场结构模式。
垄断竞争市场的基本假设是行业中的企业数量多、行业中的企业规模大多数偏小、行业进入的障碍度不高、行业中的产品有同类又存在一定差异性。垄断竞争市场情形下, 平均成本、价格偏高, 存在着资源浪费, 可是有差别的产品在另一方面满足有差别的需求。垄断竞争市场中的产量比完全垄断市场高, 价格反而会低。竞争有利于刺激企业创新。总体来看, 这一市场结构是利大于弊。
(二) 产品差异化
同一产品在质量、价格、性能、构造、外观、包装、品牌、形象、服务及商标等领域的差别即为产品差别, 它还包括消费者想象下虚幻的差别。它们是使产品成为带自身特点的“唯一”的原因, 也给消费者的选择提供了理由。在产品差异化背景下, 企业对“唯一”的产量、销量和价格有了一定的控制能力, 也就产生了一定的垄断效应。西方经济学家认为, 决定垄断竞争市场存在垄断性的重要原因就在这里——因为有差异的产品构造了其独特的市场, 让企业形成对这一独特产品市场的垄断。
21世纪以来, 我国少儿读物的创作、出版呈现出空前繁荣、活跃的景象。近两年我国出版的少儿图书年产量达万种, 出版2.5亿册以上。从这个角度来说, 产品种类较多, 品种丰富, 存在差异。同时, 少儿读物市场产品的同质化现象也是存在的。随着参与出版少儿类图书的出版社的增加, 各出版单位为尽快抢占市场绞尽脑汁。跟风效仿成为它们竞相使用的手段, 导致近年来少儿类图书同质化的趋势日趋明显。对于出版社而言, 如何取舍选题是关键。“博而不精”是容易走入的误区, 过于求多求大而不认真研究, 这是很致命的。
有差别的产品是造成企业市场垄断的缘由, 但在同行业内, 产品之间的差别还没大到无法用其他产品替代, 这种可相互替代性在一定程度上加剧了企业间的竞争, 可以相互替代的产品就成了企业竞争的缘由。两种效应相辅相成, 共同作用于市场, 垄断竞争市场结构就顺理成章了。
(三) 市场进入壁垒
一般企业进入或退出垄断竞争市场结构的行业都比较容易。这同完全竞争市场相类似, 在垄断竞争下资源流动性相对较强, 企业的规模不需要很大, 资本不需要太多。因此, 出版企业进入和退出少年儿童读物细分市场的障碍不大。
综合上述市场集中度、产品差异化、市场进入壁垒三个方面, 我国少年儿童读物出版市场目前属于垄断竞争市场结构。
三、市场行为与策略分析
(一) 品牌与产品策略:独家品牌与特色产品抵抗同质市场
置身于图书同质化严重的市场环境下, 想要受到渠道的重视, 关键在于树立自己的特色品牌。图书品牌是出版社最重要的资产, 出版社应花大力气培育王牌产品、独家产品。能否使产品受到渠道的重视, 进而赢得更多的市场, 归根结底取决于产品。出版社还应协助渠道一起做好市场营销工作。在销售竞争日益激烈的环境下, 各渠道也有自己扩大销量的方法。就出版社而言, 对重要渠道应该重点维护, 使渠道对自己的产品更加重视。比如通过买赠、促销、签售等多种手段配合渠道一起做好营销工作。
图书市场是一个产品众多, 需求多样化、多元化的市场, 这就要求对每一个产品, 甚至每一个小众市场都要进行分析研究。而面对目前非常同质化的产品, 经销商要学会选择;面对多样化的市场需求, 制作什么样的产品, 出版社要学会选择。只有精准定位市场, 定位自己的产品, 定位目标读者, 才能把产品做得更专业、更畅销。
出版社可以尝试通过有目的的营销活动和其他媒介形式 (大众媒体、微博、公共话题等) 先打动读者, 再影响渠道。在选题策划层面, 也力避同质化选题, 努力构建自己的出版特质, 打造一批能够代表中国当前童书出版高度的产品。出版社应多进行市场调查, 分析市场特点, 确定自己的立足点, 改变成人化状况, 调整品种结构, 用精品、特色去抢占、巩固、引导、发展市场。
可以看出, 做少儿图书要抵御同质化, 就必须敢于创新。出版商如果缺乏技术、品牌上的明显强势, 那么就更应该好好研究产品的特点和相关的产品, 以求在少儿图书细分市场中分一杯羹。
(二) 价格策略:灵活的价格参与市场竞争
企业定价中的竞争目标, 即以保持或增强竞争地位为企业定价的出发点, 服务于企业竞争地位的提高。一般来说, 企业可以通过两种思路来达到这一目标:
一是维持价格的相对稳定来保持竞争地位。对于一些大中型企业, 特别是能够控制和左右市场的实力雄厚的大型企业, 为保持自己在市场竞争中的有利地位, 往往以稳定商品的市场价格为定价目标。美、德等书业发达国家的一些大型出版集团, 如贝塔斯曼、麦克劳·希尔等大型出版集团都具有左右本国图书市场的雄厚实力, 它们在稳定本国书价方面就起着非常重要的作用。
二是以低价击败竞争对手来增强自己的竞争地位。例如, 企鹅、班坦等纸皮书出版企业为了跻身大型出版企业林立的美国图书市场, 就充分利用纸皮书具有明显价格优势这一特点, 以极低的定价销售纸皮书, 很快便占领了美国图书市场。
在日益激烈的市场竞争中, 图书定价时需要考虑取得图书利润的时间效应和竞争态势, 价格对策是很见效的。
对于有同质化倾向的图书可以使用倾销定价法。在刚刚上市时就用低价格、低折扣争取抢占同类书市场, 以求更多市场份额, 薄利多销往往也可以赚取利润。对于市场稳定的图书类型, 定价时可以阶段性抬升, 与时俱进。于是我们看到, 许多再版书的定价都比前一版更高。揩油定价适合独具优势和市场潜力的图书, 或者是能刺激市场需求的主打图书。在图书刚上市时强力营销宣传, 用高定价、高折扣来回收成本、赚取利润。当图书到了生命周期中后期, 成本已经收回, 利润也差不多达到目标, 也许此时市场上出现强劲的竞争者, 这种情形下用低折扣辅之以降价来争取利润的剩余部分。
(三) 宣传、营销推广策略:胆大心细, 有针对性地宣传营销
第一, 增加重点省份渠道维护的人力资源投入。在诸如北京、上海、广东等重点省市, 在当地聘请销售人员, 负责协调当地的上架推荐、信息沟通、收货补货等具体工作。这种工作方式, 得益于民营书店对卖场经营精细化的推动。
第二, 针对一线城市竞争白热化、增长率趋于平缓的市场格局, 出版社可以将图书营销重点向650余座二、三线城市转移。但二、三线城市卖场空间普遍有限, 对展示品种要求较高, 好的做法是选定优秀图书卖场推荐目录, 通过各种内在和外在的方式将重点畅销、常销图书推荐到二、三线城市。
第三, 依托卖场开展各类专题图书阅读推荐活动, 如科学家、文学家进校园, “暑期读一本好书”推荐活动等。为配合图书营销向二、三线转移的工作方式, 应将进校园活动更多地集中在二、三线城市。
简单地说, 就是要说服渠道进货并尽心尽力地销售产品。这个营销应从出版社针对渠道商的宣传品开始, 针对渠道商的宣传与针对读者的宣传是完全不一样的概念。出版社应该深度研究渠道商对哪些信息感兴趣, 而不是仅仅从编辑或作者的角度自说自话。尤其是在图书内容同质化严重的今天, 不光要告诉渠道商产品好, 更要让他们相信这个产品能为他们带来高销售, 这才是出版社通过一系列营销传递给渠道的关键信息。
摘要：我国图书出版市场中, 少年儿童读物出版是很重要的一大细分市场。目前该细分市场属于垄断竞争市场结构, 行业中的企业数量多、行业中的企业规模大多数偏小、行业进入的障碍度不高、行业中的产品有同类又存在一定差异性。市场上产品种类较多, 品种丰富, 存在差异。然而, 近些年少儿类图书同质化趋势日益严重。出版社需要打造独家品牌与特色产品抵抗同质市场, 采用灵活的价格策略参与市场竞争, 胆大心细且有针对性地开展宣传营销。
关键词：少儿读物,市场结构,原因分析,产品策略
参考文献
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