计量国民经济的（精选12篇）
计量国民经济的 篇1
改革开放以来,中国的GDP每年以9%左右的速度递增,这种宏观经济的高速增长举世瞩目。中国宏观经济增长速度的高低,中国宏观经济能否持续地快速增长,直接关系到各项改革措施的成功与否,关系到企业利润与投资者的收益的增减和城市职工下岗、农村贫困等问题的解决,以及整个国民生活水平的提高。因此,无论是企业、投资者、政府还是普通百姓都十分关注中国宏观经济增长与发展。于是,究竟中国宏观经济的高速增长还能持续多久,影响中国宏观经济增长与发展的因素是什么便成了当前理论界关注与争论的焦点。
一些学者指出,投资驱动型增长是中国宏观经济增长的显著特征。长达20多年的高储蓄率和高投资率是支撑中国宏观经济高增长的主要原因,中国宏观经济的高增长主要依赖于投资的超高增长。同时,从支出法考察,投资、消费和净出口作为拉动经济增长的三大动力,在中国经济发展过程中呈现出不同的态势。
1.理论分析
从以上理论可知,拉动中国经济增长的主要因素是消费、投资和出口。因此,将中国国内生产总值GDP,最终消费CS,资本形成总额I,出口总额EX作为一个经济系统,检验模型的整体显著性和回归系数的显著性,进而基于检验结论揭示中国经济增长的主要影响因素。
从1982—2012年中国国民生产总值GDP,最终消费CS,资本形成总额I,出口总额EX时序图及其对数时序图可以看出,这几个变量存在稳定增长的趋势。可以建立如下多元回归模型:
2.估计参数
假定模型中随机项满足基本假定,用OLS法估计参数,得出方程:
由此可见,该模型拟合优度很高,回归模型显著。但是,ln EX系数的t检验不显著,且该系数的符号与预期相反,这表明很可能存在严重的多重共线性。
3.多重共线性分析
首先,检验GDP,CS,I,EX之间的相关系数。由相关系数矩阵可以看出,各解释变量相互之间的相关系数较高,解释变量之间确实存在多重共线性。然后,用GDP分别CS,I,EX关于作一元线性回归结果如下表。
由上表知,解释变量的重要程度依次为:CS,I,EX.将各解释变量按以上顺序分别引入基本回归模型中,并用OLS法估计,再将EX引入模型,用GDP关于CS,EX作回归并用OLS法估计时,得出估计方程:
可见,引入E X后,拟合优度有所提高,但E X回归参数的符号不对,所以应把E X从模型中删除。按照上面的方法依次引入C S,I,经过检验均可保留。删去不符合条件的解释变量E X得到G D P关于CS,I的回归结果,得出方程:
结论
本文采用计量经济多元回归模型对消费、投资和出口三种因素进行回归分析,并采用多重共线分析方法对该模型进行检验修正,得出了准确的中国经济增长模型。从本文分析可以看出,影响中国经济增长的主要因素是资本投入和最终消费。因此,我国政府必须高度重视投资和消费在经济增长中的作用,提高资本形成总额和最终消费在经济增长中的贡献。首先,我国政府应建立高效的资本形成和有效利用机制,大力发展资本市场,提高投资的效率和效益,加快资本的形成和有效利用。同时调整国民收入分配关系,努力增加居民收入,做好教育、社保、医保等社会保障工作,增强居民的消费能力,从而促进居民消费。
参考文献
[1]李京文,汪同三.中国经济增长的理论与政策[M].北京:社会科学文献出版社,1998.
[2]汪同三主编,《数量经济学前沿》,北京社会科学文献出版社,2010年12月;
[3]李子奈《计量经济学》修订版,北京高等教育出版社,2004年9月;
计量国民经济的 篇2
[摘要]知识经济是现代高科技革命对经济发生深刻影响后出现的新的经济形态，具有显著的特征。会计计量要能适应新的经济形式的需要。知识经济时代的会计计量模式应是：既有历史成本又有现行成本等多种计量属性同时并存;既有货币计量又有非货币计量的多元记账。
[关键词]知识经济;计量属性;计量单位;多元记账
一、知识经济的内涵和特征
知识经济(knowledgeeconomy)，国际经合组织(oecd)在《以知识为基础的经济》中定义为：“是建立在知识和信息的生产、分配和使用之上的经济。”在人类发展历史上，经济活动总体上可分为三种形态，即以农业为基础的经济，以工业为基础的经济和以知识为基础的经济。在农业经济时代，竞争的优势来自于土地、自然资源和人口数量;在工业经济时代，竞争的优势来自于劳动力、工程技术、资本和市场进入;在知识经济时代，竞争的优势来自于知识、技术、创新和持续的学习。知识经济是建立在高科技基础之上的，是现代科技革命对经济发生深刻影响后出现的新的经济形态，它有以下显著的特征。
1.人或人力资本是知识经济的第一资源。
人才是知识最重要的载体，没有人才就无所谓知识，以知识为基础发展经济也无从谈起。知识创新是当代经济发展的强劲动力。一个国家、民族只有拥有大量的创新人才，才具备发展知识经济的最基本条件。
2.知识成为发展经济的资本，富含知识的软产品比例大大增加。在企业总资产中，包括商誉、专利、商标权等在内的无形资产所占的比例将大大增加。据测算，美国许多企业无形资产比例高达50～60%.知识投入代替了物质投入，使企业经济活动的非物质化日益明显，物质因素在产品价值中的比重减少。知识密集型产品成为知识经济社会中比重最大的产品。例如，当今世界电脑软件之王比尔。盖茨的产品主要是包含在软盘、光盘中的知识，其中的物质成分相对来说几乎为零。传统的制造业也由于管理知识、科学技术的投入增多而更加“软化”。知识密集型产业成为创造社会财富的主要形式。
3.知识经济是以高科技产业为第一支柱的经济。
其中，现代电子信息技术是当今世界高科技的主导和灵魂，没有微电子、光纤卫星通讯等信息科学技术知识，就不可能有现代意义上的知识经济，开发信息资源、建立信息产业、发展信息经济系统是知识经济发展水平的重要标志。
4.知识生产率取代劳动生产率，成为衡量效率的新标准。
新的更高劳动生产率将不在于简单的资本增加和劳动力的量的投入，而是越来越依赖于高科技为基础的知识信息在生产中的运用。知识经济时代的关键是知识的生产率，即生产知识并把它转化为技术和产品的效率。知识的生产率取决于知识的开发与传播，包括：研发、教育、培训等。
5.知识经济极大地促进了人类思想文化的发展。
人类社会的每场变革首先都是思维方式的变革，而这种变革又是由科学技术的进步所带来的生产方式的变革引起的。现代电子工程学、生物工程学及传播科学引导下的划时代大飞跃，通过其特有的方式改变了人们对世界和人类自身的认识，改变着人们的思维方式。
二、可供选择的会计计量模式
回顾历史，财务会计发展的动力主要来自两个方面：一是社会经济环境的变化;二是会计信息使用者信息需求的变化。前者要求财务会计不断地将新的、变化的经济业务反映出来，以体现和强化会计反映的基本功能;后者则要求财务会计努力满足信息使用者不断变化的信息需求，以提高财务会计信息在使用者经济决策中的作用，保持其旺盛的生命力。这两个方面的变化交织在一起，共同推动着财务会计不断向前发展。
会计计量是财务会计的基本特征，是会计理论的重要方面。西方会计学界一直流行这样的观点：“会计本身就是一个计量过程”，“会计计量是会计系统的核心职能”。所谓会计计量就是以数量关系来确定物品或事项之间的内在数量关系，把数额分配于具体事项的过程。也就是，在企业会计核算中对会计对象的内在数量关系加以衡量、计算和确定，使其转化为能用货币表现的财务信息和其他有关的经济信息，以便集中和综合反映企业的财务状况及其经营成果。美国著名会计学家k.s.莫斯特(k.s.most)认为，会计计量主要由两个因素构成：⑴必须定量的财产(或属性);⑵为定量该财产(或属性)所采用的计量尺度。莫里斯。穆尼茨(m.moonits)则认为，会计计量有三个条件：一是时间因素，二是数量因素，三是单位因素。简言之，在适当之时以特定的单位作出数量表示。一个完整的会计计量模式，除计量对象(被计量的客体)外，还包括两个要素：计量属性和计量单位。
计量属性(measurementattributes)是指被计量对象的可计量的某一方面的特性或外在表现形式，即被计量对象予以数量化的特征或方面。计量对象往往有多种特性，因而可以从多方面按不同计量尺度加以计量。普遍认可的有五种计量属性，即：历史成本、现行成本、现行市价、可实现净值、未来现金流量现值。现在又提出了公允价值(fairvalue)计量基础，是指理智双方在一个开放的、不受干扰的市场中，在平等的、相互之间没有关系的情况下，自愿进行交易的金额，它可以用现行市价或未来现金流量现值表示。
计量单位(measurementunit)是指计量对象就某一属性进行计量时，具体使用的标准量度。可供选择的计量单位有两种：名义货币单位和一般购买力货币单位。名义货币单位是指各国主要流通货币的法定单位。其特点是：无论各个时期货币的购买力如何发生变动，会计计量都采用法定的货币单位，即不调整不同时期货币的购买力。一般购买力货币单位就是以各国货币的一般购买力或实际交换比率作为计量单位。其特点是：只要不同时期货币的购买力不同，在会计计量中，就必须以一定时日的货币购买力(以一般物价指数近似地表示)调整不同时期的名义货币单位，从而使不同时期的货币保持在不变的计量单位上。一般购买力货币单位较之于名义货币单位，能够反映物价变动对会计信息的影响，保持会计计量结果的可比性。可见，一般购买力货币单位的存在是以物价变动的发生为前提的，倘若物价不发生变动(实际上不可能)，也就无所谓计量单位的选择问题。由此出发，采用一般购买力货币单位进行计量，是物价变动下寻求会计信息相关性的重要途径之一。同时，一般购买力货币单位也是以名义货币单位为基础的，即它是在名义货币单位的基础上，按一般物价指数进行调整，来实现计量目的。
三、影响会计计量模式选择的因素
㈠会计理论的影响
1.理论基础的影响
在选择计量对象的计量属性时，有两种理论基础，即：事实性基础和目的性基础。事实性基础要求客观、真实地反映会计主体的财务状况和经营成果。因而，倾向于采用历史成本/名义货币的模式。而目的性基础则不同，它要求所提供的信息能够满足信息使用者的需要。由于主观需要的不同，导致计量模式的选择存在一定的差异，要求有多种计量属性的运用。
2.会计目标的影响
会计目标也影响会计计量模式的选择。受托责任观强调会计信息的客观性、可靠性而需要采用历史成本计量基础，采用权责发生制计量利润;而决策有用观强调会计信息的相关性，迫切要求采用公允价值会计，要求对商誉、人力资源等软资产进行计量，用未来现金流量现值反映企业价值(企业财富)等。
在知识经济时代，会计目标应是决策有用性与受托责任性相结合。因为：⑴决策有用性对两权分离的认定更适合于知识经济时代。在知识经济时代，由于通讯技术、计算机等信息技术的广泛应用，使资本市场越来越发达，资本市场有走向全球化的趋势，因而，决策有用性对会计目标的表述更为确当。⑵两种观点各自所认定的两权分离是同时存在的，在资本市场上既有能够行使控制权的大股东，也有中小股东。从理论上讲，知识经济时代理想的会计目标观念应当是两种观点的有机结合，既重视决策有用性，又不轻视受托责任。
3.会计计量模式本身特性的影响
在选择计量模式时，还要看被选择的计量模式是否避免了计时错误和计量单位错误，并看以此为依据进行会计计量所产生的会计信息是否具有可解释性和相关性。
⑴计时错误。当一个特定时期所发生的价值波动而在另一个时期被反映和报告，就认为所选择的计量模式发生了时期上的错误，即计时错误。
⑵计量单位错误。在物价持续波动的情况下，财务报表各要素不按一般购买力货币单位去表达，就认为产生了计量单位错误。
⑶可解释性。是指财务报表的指标含义明确、可以理解，提供者解释有道理，就认为有解释性。计量模式的可解释性表现在计量单位上为用货币单位或生产能力来表示。
⑷相关性。是指财务报表对决策是有用的。相关性对计量模式的影响表达在是以名义货币单位还是以生产能力为单位?因为以生产能力为单位既反映了特殊的物价变动，又反映了一般物价变动，因而被认为是最具有相关性的。
㈡会计环境的影响
1.政治法律因素
在不同的政治体制下，政府对经济资源的配置与管理的要求和侧重点不同。在计划经济体制下，国家拥有全部固定资产、土地和其他经济资源，很少甚至没有企业财产的私人所有权。例如企业没有土地所有权，在单一公有制经济下也不需评估确认与计量土地使用权，在改革开放、引进外资、合资入股时，才产生将土地使用权作为一项重要的“无形资产”进行确认与计量。
政治法律因素的影响要通过政府所执行的政策、制定的规定及颁布的法律条款去实现。政府通过立法可以直接影响会计的发展，计量方法的选择。这包括会计法、公司法、证券法和税法等。
2.经济因素
经济因素对会计计量模式选择的影响主要表现在经济利益和经济环境两个方面。
⑴经济利益。由于会计计量直接影响会计信息，会计信息代表一定的经济利益关系。因而各种利益主体为了自身的经济利益，必然通过各种方式，直接或间接地影响以至于干预会计准则的制订过程，进而影响计量模式和方法的选择。
⑵经济环境。经济环境对会计计量模式的影响表现在许多方面。如物价稳定的经济环境下，通常要求采用历史成本来计量，会计核算资料具有较高的可靠性;而在物价持续变动，波动幅度较大，尤其是恶性通货膨胀时期，就应采用能反映物价变动的计量属性。又如在经济环境稳定、竞争压力不大的情况下，对稳健性原则的`要求不高;反之，当经济发展波动较大，不确定性和风险性较强时，实务上就要求应用稳健性原则。在当前金融工具不断出现和创新，企业金融资产和金融负债日益增多的情况下，历史成本计量属性的不足也愈加明显，采用新的计量属性如现行市价、公允价值等势在必行。
3.科学技术因素
现代科技推动了会计计量方法的发展。互联网的普及使信息的沟通更加快捷，公允价值计量不再仅仅停留于理论研究阶段，其应用在技术上获得了转机。另外，借助高级数学运算工具，可以采用更精确的计算方法计量固定资产折旧或债权折(溢)价等项目每期应摊销的数额，可以大大提高财务信息的相关性与可靠性。
4.文化教育因素
会计模式的选择与文化教育的不同有着密切的联系。例如，美国崇尚个人主义，社会的权距较小，对不明朗因素反映较弱，容易接纳有差异的因素，并且美国是一个阳刚社会，人们注重成就、决断力及物质上的成功，因而其会计确认与计量方法的可选择性较大，强调真实反映，偏向乐观，所以美国强调计量的公允，强调“实质重于形式”。德国与之相反，文化特征表现为集体主义，对不明朗因素反映较强，社会权距较大，阴柔社会，因而德国强调稳健性原则，确认与计量方法趋于保守，严格遵守历史成本原则，例如一般不允许进行资产重估，严格限定采用完工百分比法确认“长期合同收入”等。
5.会计人员素质
各种计量模式的难易程度不同，所选择的计量模式必须要能为广大会计人员所能接受，切实可行。如果会计系统自身发展水平不同，会计人员素质低下，就不可能要求实务中采用复杂的计量方法与计量模式。
四、知识经济时代的会计计量模式
知识经济时代会计计量模式是在知识经济革命，特别是知识资源成为企业核心资源以及计算机、多媒体技术、网络技术为主要特征的信息技术高度发达后的会计计量模式，将以历史成本为主，多种计量属性并存和多元记账为主要特征。
1.以历史成本为主，多种计量属性并存
以历史成本为主，多种计量属性并存融合构成了一个资产计量模式的有机整体，可以大大提高会计信息的质量。
⑴历史成本计量模式
这是资产的传统计量模式，其优点是：具有客观性、可验证性和有利于反映资产经管责任履行情况。但是容易受物价水平波动的影响。因此，为了确保会计信息的相关性和有用性，这种计量模式应主要用于对货币性流动资产和各种负债进行计量。其理由如下：
货币性流动资产。由于持有时间较短，变现能力强，受时间因素、风险因素影响其价值变动的可能性较小，可以忽略，故采用历史成本计量模式。这主要包括：现金、银行存款、汇票、应收帐款、应收票据、短期有价证券等货币性资产。
各种负债。负债是企业过去经济业务事项形成的现时义务，履行该义务会使经济利益流出企业。按偿还期间的长短，一般将负债分为短期负债和长期负债。其特点：其一，负债是由于过去经济业务事项引起的、企业当前所承担的义务。其二，负债将要由企业在未来某个时日加以清偿，并且其数额是确定的。其三，为了清偿债务，企业往往需要在将来转移资产，比如用现金偿还或者实物资产清偿，或者通过提供劳务来偿还。
⑵现行成本计量模式
现行成本计量模式指用于资产计量的价格是为了获取企业现有资产的市场牌价。如果企业没有适用的现时牌价，则需要利用资产的价格指数和通过估价方法作出近似的现时重置成本计量的方法。这种计量方法考虑了市价因素，资产的置存损益，可以更有效地评价企业管理人员置存资产的经营活动是否成功。这种计量模式应该用于对非货币性投资这类资产的价值进行计量，包括企业的债券和股票投资。
债券、股票这类资产的计量由于有当期证券交易所的市价作为依据，比较易行，而且通过现行成本计量能够及时作出持有或转让投资的决策，尽可能地降低投资风险和损失。
⑶现行市价计量模式
现行市价计量模式是指对商品存货用当期可售价格作为计量基础，其主要用于对市价稳定的商品存货进行计量。这种计量模式具有较好的反映商品存货实际经济价值和预测未来的现金流量，可避免武断的成本分配，从而提高这部分资产的信息质量。
⑷可实现净值计量模式
可实现净值计量模式是指现实销售价格减去预计销售费用，来对商品存货进行计量。由于企业销售商品必然会发生运输费和收款费用等，因此只有正确估计这些费用，并在商品销售价格中予以扣除，才能更合理地确定收入和费用，更合理地计量本期收益。
⑸未来现金流量现值计量模式
未来现金流量现值计量模式是指对资产用其在正常经营状态下，可望实现的未来现金流量的现值进行计量。对固定资产和无形资产的计量应当主要采用这种计量模式。由于固定资产的使用期长，受到时间和物价变动因素的影响比较明显。采用这种计量模式有利于固定资产的财务资本保全(capitalmaintenance)和实物资本保全的实现。无形资产的计量从本质上说就是对该项无形资产所带来的未来收益的折现。
2.多元记账
会计计量手段不应仅仅局限于货币，而应实现多元化。即可以是多种货币计量;也可以是既有货币计量又有非货币计量。
在知识经济时代，知识、技术、人才是企业赖以生存和发展的宝贵资源，企业无形资产对利润的贡献将会超过有形资产，在资产总值中所占的比重也将会逐渐加大。然而，货币计量是基于一定的交易价格而发挥作用的。企业内部自创的专有技术、商标、人力资源和商誉等无形资产，因为并未对外进行交易而缺乏较为客观和公允的评估价值，使这部分未来对企业最为重要的资产的计价一直非常模糊。随着网络的不断普及，网上交易也渐频繁，为了便于结算，电子货币已经出现并不断地推广、使用，无纸化趋势将成为货币未来发展的一大主流，这将对以某种纸币作为主要计量手段的传统方式产生重大影响。
会计的最终目的是提供与决策有用的信息。只要是对帮助决策有益的一切手段都应该为会计所采用，不能仅仅局限于运用货币这一工具来反映企业的各种状况(包括财务信息和非财务信息)。我们不能因为单一计量手段带来的便利而丧失了信息的完整性和有用性。手段应服务于目的，在知识经济时代，社会经济环境变得日趋复杂、多样化，会计应当采取更为灵活多样的方式来反映企业的财务状况和经营成果。货币仅仅可以反映能予以计价和量化的事项，如员工对企业的忠诚、企业经营理念为员工和社会的认可程度、管理人员思想素质及经营技能的高低、关于管理人员和股东的信息、前瞻性信息等，对于企业经营的成败都会产生至关重要的影响，都应设法予以反映。
五、知识经济时代会计计量模式需要解决的问题
会计计量模式的创新，既是社会经济发展的客观需要，也是会计发展的契机，它必将给传统会计带来强烈的冲击，把会计带入一个崭新的世界。知识经济会计计量目前还仅仅处于研究、探索阶段，显然在理论和实施上都存在着不足和局限性，需要不断地加以完善和改进。
首先，在多重计量方面。多重计量到底该用哪些属性?使用了多重计量后，各种属性之间的勾稽关系应如何在会计上实现?如何实施审计?等等。
其次，怎样使用会计事项信息?怎样将决策相关的事项信息留给信息使用者自己处理?而信息使用者的处理能力能否达到要求也是一个不可回避的现实问题。如果能达到，则预期的目的可以实现;如果达不到，则系统将会全面失败。
最后，人力资源会计、无形资产会计、通货膨胀会计、衍生金融工具会计和环境会计等研究的落后性。人力资源和无形资产将成为知识经济会计的核心问题，然而，目前有关无形资产、人力资源的确认和计量方面仍存在较大的分歧和保守性，特别是人力资源会计的研究还处于起步阶段。通货膨胀会计、衍生金融工具会计、环境会计也还不成熟。
参考文献：
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新经济对传统会计计量模式的挑战 篇3
在社会经济高速发展的今天，资产形态发生了变化，经济环境和会计信息需求者的要求也与从前有了很大的区别，这就更加突出了传统会计计量模式的局限性。尤其是物价变动和衍生金融工具的不断创新，更是对传统会计计量模式提出了严峻的挑战。
一、传统会计计量模式的局限性
（一）传统会计计量模式不利于经营和投资决策
传统会计计量模式指的是历史成本或名义货币会计计量模式。由于历史成本计量属性仅能提供过去的成本数据，而制定经营和投资决策必须以现在的和未来的会计数据为依据。因此传统会计计量模式不能向企业经营管理人员、投资者和债权人提供与制定决策相关的会计信息。也就是说，虽然传统会计计量模式具有一定的可靠性，却缺乏进行经营和投资决策所需要的相关性特征。
（二）传统会计计量模式缺乏时间上的一致性
传统会计计量模式以历史成本作为计量属性，所以它在资产负债表上是将不同会计期间所购置资产的购入价格混合在一起的。也就是说，企业的非货币性资产在不同的会计期间购置取得，而其总成本是各会计期间购入时历史成本的简单相加。由于各会计期间物价水平的不同，将它们未分配的历史购置成本在资产负债表上加在一起，这似乎并不具有实际意义。
（三）传统会计计量模式为操纵会计报表提供了机会
在传统会计计量模式下，资产按取得时的历史成本进行计量，资产耗费或使用的计量方法有：先进先出法、后进先出法、加权平均成本法、移动加权平均成本法、个别计价法、市价法、毛利率法等等。这样会计人员就有可能根据不同会计时期的不同会计目的而选择某种计价方法，以实现利润的虚减或虚增，粉饰会计报表，达到避税或融资的目的。
二、物价变动对传统会计计量模式的挑战
物价变动对传统会计计量模式的冲击与挑战主要体现在以下几个方面：
（一）物价变动冲击了币值稳定假设
传统会计计量模式是以币值稳定假设为前提的，即假定用于经济事项计量的货币价值稳定不变，或其波动幅度不足以影响所计量会计事项的结果。在物价稳定时期，按传统会计计量模式所编制的会计报表的确可以真实地反映企业的财务信息和经营成果，并为企业内部的经营决策和企业外部投资者的投资决策及债权人的信贷决策提供依据。然而，在物价变动的情况下，各种原因引起的物价变动，均会造成币值的不稳定。在这种情况下，相同的货币量在不同的时间代表着不同的购买力，相同的资产在不同时期也有着不同的价格。不同时期的资产尽管在会计账簿、报表中有详细的反映，但却是一堆没有综合意义和比较价值的数据的简单罗列，丧失了会计信息应有的可比性和综合性。
（二）物价变动冲击了历史成本计量属性
物价变动不但使币值失去了稳定，同时也使历史成本计量属性失去了客观性和可靠性。因为，货币计量单位本身的不稳定还只是一种从物质量到价值量转换形式的不稳定，而交易与事项本身的不稳定，更会使人们赖以相信的历史成本不能可靠地体现资产价值。物价的变动，使得资产在不知不觉中自行改变了其本身所代表的价值，确切地讲是自行改变了其所对应的货币量，这使得以历史成本进行初始计量的资产价值形同虚设。然而，企业账面上的资产价值却一直以历史成本加以反映，而不考虑当前实际价值的变化。
（三）物价变动冲击了费用与收入配比原则
费用与收入配比原则是为了按谁受益谁负担的精神准确地计算出各会计期间生产经营成果而设定的一项原则。在物价变动的情况下，企业销售产品的收入是按现行市价计算的，而在计算与同期收入对应的费用时，大部分项目采用的是历史成本。现行销售收入与历史成本相配比确定的生产经营成果，显然是不真实也不可靠的。
三、衍生金融工具对传统会计计量模式的挑战
多年以来，金融工具的确认、计量与报告问题一直困扰着会计界。而自上个世纪70年代中期以来，国际金融市场呈现出较为明显的变化，其最显著、最重要的特征之一就是衍生金融工具的产生和迅猛发展。衍生金融工具的不断创新，对现行财务理论和实务构成了强烈的冲击，其中一个重要的方面就是衍生金融工具对传统会计计量模式的全面挑战。
（一）衍生金融工具的性质及特征使得对它的计量成为必需
所谓衍生金融工具，是指一种价值取决于其它基本相关变量的金融工具。目前，企业所操作的衍生金融工具基本上被排除在财务报表之外，只能作为资产负债表的表外项目进行列示。然而，由于衍生金融工具交易建立在未来市场价格趋势预测的基础上，既有可能带来巨额收益，也有可能造成巨大的损失，因而具有极高的风险性。因此，若仅将衍生金融工具作为资产负债表外项目而不对其进行确认与计量，将会对报告使用者构成隐藏的巨大风险，影响其正确决策，实际上损害了企业外部关系人的利益。正因为如此，报告有关衍生金融工具的信息已成为当前财务会计和财务报告的重大问题，对衍生金融工具进行确认和计量，不但是广大投资者的要求，也是提高会计信息质量，尤其是会计信息相关性所必需的。
（二）衍生金融工具对历史成本计量属性的强烈冲击
传统会计计量模式对会计要素的计量是以历史成本为计量属性的，尽管上世纪80年代的物价变动使得人们对历史成本计量属性进行了重新审视，但在高通货膨胀年代过去后，历史成本因其客观性和可靠性，仍然显示出旺盛的生命力。然而，随着衍生金融工具的产生和迅猛发展，历史成本计量属性遇到了难以逾越的困难。但是，为了反映会计主体经济活动的真实性，又必须分阶段、真实地反映其所持衍生金融工具的价值。于是专家学者们推出了公允价值这一计量属性，主张在衍生金融工具计量中例外性地使用公允价值。可以说，衍生金融工具在很大程度上推动了公允价值会计的发展，并引起了人们对后续计量的重视。
（三）衍生金融工具对损益确认的“实现”原则及权责发生制的冲击
在传统会计计量模式下，对损益的确认采取“实现”的确认原则，即要求所确认和计量的损益必须是已经实现的，而且对已实现的损益应按权责发生制的原则予以确认。衍生金融工具的出现，使损益确认的“实现”原则和权责发生制原则都受到了强烈的冲击。首先，“实现”原则和权责发生制原则都要求以过去已经发生的交易或事项为基础，对于未来发生的交易和事项则不予确认和计量。而衍生金融工具交易的发生预示着将来一系列的财务变动，这些未来的财务变动在传统财务报表上无法反映，将使财务报表提供的会计信息具有一定的残缺性甚至虚假性，致使风险无法预知，衍生金融工具的管理无从下手，满足不了决策者的需要。其次，对衍生金融工具损益的确认，势必对权责发生制产生影响。这是因为，对衍生金融工具损益的确认，不能简单地在金融资产和金融负债确认和再确认的同时确认当期损益，而要求按持有衍生金融工具的目的决定是否确认及何时确认。
四、对我国会计计量发展的思考
会计计量是应经济的发展而相应变化的，以历史成本为主的传统会计计量模式已经在相当程度上落后于社会的发展和需要。自从布雷顿森林体系解体，金融创新呈风起云涌之势，各种各样的衍生金融工具应运而生。衍生金融工具是未来交易，采用历史成本无法准确完整地计量其价值，但是由于杠杆效应，其不确定性又很大，这时必然要求产生一种新的会计计量方式。财政部在2006年2月15日新颁布的《企业会计准则——基本准则》中对会计计量的基本原则做出规范，企业可以采用历史成本、重置成本、可变现净值、现值、公允价值对会计要素进行计量，明确提出会计计量属性包括公允价值。这对我国社会主义市场经济体制的建立和完善，以及金融改革的稳步推进具有重要的作用。笔者认为，对交易活跃的金融资产和金融负债（包括衍生金融工具）要采用公允价值进行计量，以便如实反映企业的财务状况和经营成果。同时对于其他资产和负债，应在现行历史成本模式的基础上，结合我国的实际环境，吸收我国会计职业界和学术界的智慧来探讨适合我国国情的会计计量模式。
计量国民经济的 篇4
海峡西岸经济区( 以下简称海西经济区) 位于中国东南沿海,北承长三角,南接珠三角,东临台湾省,毗邻港澳,是海西经济区崛起、福建振兴的“核心增长板块”,是全国八大重点发展城镇体系之一,是我国东部沿海新的发展增长极。2009 年,国务院通过了《关于支持福建省加快建设海峡西岸经济区的若干意见》,海西经济区从区域战略上升为国家战略,经济步入新一轮的增长期。2013 年海西经济区创造国内生产总值37 159. 4 亿元。然而在海西经济区经济蓬勃发展的同时,海西经济区内的区域差异却较大,2013 年海西经济区的20 个城市中,福建省泉州市的GDP最高,为4 678. 5 亿元,是GDP最小的江西省鹰潭市1 553. 47 亿元的9. 42 倍,区域经济差异较大,这与构建海西经济区时所提出的总目标“协调发展”和基本要求“经济一体化”相违背。
目前关于区域差异的研究主要集中在以下几个方面: 基于不同尺度的经济差异分析［1 － 2］; 基于不同测算指标视角的分析［3］; 基于不同研究方法视角的分析［4 － 9］; 基于不同影响因素的分析［10 － 14］,但还未有前人对海西经济区的经济差异进行系统的分析,本文试图采用传统计量分析方法与探索性空间分析方法相结合分析海西经济区经济增长差异的时空演变,利用空间计量经济模型研究海西经济区经济差异的影响因素,以填补上述研究的空白。
1 研究区域与方法
1. 1 研究区域与数据来源
本文以海西经济区152 个市县( 以2012 年的行政区划为准) 作为区域经济差异及其时空演变分析的基本研究单元,其中县指县域( 包括县级市) ,市指地级市的市辖区。选择2000—2013 年县市人均GDP数据来研究不同年份的区域经济发展水平,分析海西经济区区域经济差异的变化模式,揭示其潜在的影响因素。本文采用的数据主要来源于2001—2014 年《福建省省统计年鉴》《浙江省统计年鉴 》《江西省统计年鉴》《广东省统计年鉴》和各地级市的统计年鉴。
1. 2 研究方法
1. 2. 1 绝对差异测度指数
本文釆用标准差和极差衡量区域经济的绝对差异。极差计算公式为
标准差计算公式为
1. 2. 2 相对差异测度指数
本文采用极比和变异系数衡量区域经济的相对差异。极比计算公式为
变异系数计算公式为
1. 2. 3 空间自相关
空间自相关用于检验区域单元上的某一现象与邻近单元的相关程度,包括全局空间自相关与局部空间自相关,全局空间自相关的主要测度指标为Global Moran's I,其计算公式为
其中: i≠j,n为研究区域的个体的数量; Xi为第i个研究对象的观测值; Wij为空间权重矩阵。
Global Moran's I仅表明空间差异的平均程度,无法反应局部空间差异的变化情况。因此本文选LISA和Moran散点图揭示各单元属性值在异质性空间的分布格局。
1. 2. 4 空间回归分析
本文运用传统的线性回归模型和空间回归模型相结合研究海西经济区经济差异的影响机制。空间回归模型主要包括空间滞后模型( SLM) 与空间误差模型( SEM) 。
SLM模型引入空间滞后变量,度量由于溢出效应、扩散效应等相互作用所产生的地理空间效应。表达式为
其中: W为空间权重矩阵; β 为回归系数; WY为空间滞后因变量; μ 随机误差项向量。
SEM模型将由于误差所造成的冲击等众多原因产生的地理空间效应表达出来。表达式为
其中: μ 为随机误差项向量; Wμ为随机误差项的空间滞后项; ε 为正态分布的随机误差向量残差。
2 海西经济区经济差异的时间演变
本文选取人均GDP作为衡量区域经济差异的指标,以海西经济区152 个县市作为研究对象,从绝对差异和相对差异两方面进行时间演变的分析。
2. 1 区域经济的绝对差异总体呈不断增大趋势
人均GDP的标准差和极差是测量区域经济绝对差异的重要指标。2000—2013 年间海西经济区的人均GDP的标准差和极差总体上均呈不断增大趋势,反映出绝对差异在不断扩大。标准差由2000年的5 896. 13 上升到2013 年的19 093. 38,增大了3. 24 倍,年均增幅为9. 46% ; 极差由2000 年的36702. 65 增加到2013 年的77 188. 11,增大了2. 10倍,年均增幅为5. 89% ; 总的来说海西经济区区域经济的绝对差异总体呈不断扩大趋势,地区不平衡加剧,如图1 所示。
2. 2 区域经济的相对差异呈先增大后减小趋势
本文在衡量相对差异时采用了变异系数和极比的方法,2000—2013 年间海西经济区的人均GDP的变异系数和极比呈先增大后减小趋势,反映出相对差异先增大后减小; 变异系数由2000 年的0. 779 8增加到2002 年的0. 785 6,然后开始下降,直到2013年的0. 494 7。极比的变化和变异系数的变动具有相似性,都呈现先增大后减小的趋势; 极比由2000年的28. 84 增加到2002 年的29. 45,然后下降到2013 年的9. 19。从图2 可以看出2000—2013 年,海西经济区经济相对差异呈倒“U”型的变化趋势,符合威廉姆逊的倒“U”型曲线理论,即随着经济的发展,区域间的差异会先加大,而后会逐渐减小,表明海西经济区在研究期间整体经济正向着良性方向发展,如图2 所示。
2. 3 区域经济极化总体呈上升趋势
本文利用Arcgis自然间断点分级法将海西经济区市县的人均GDP划分为7 个等级,并绘制出人均GDP的空间等级分布图,如图3 所示。
图3 中第一个等级为区域经济严重欠发达水平县市,最后一个等级是区域经济发展高等水平县市。2000 年处于区域经济发展高等水平的县市有5 个( 人均GDP > 21 087) ,处于严重欠发达水平的县市有21 个( 人均GDP < 2 933) ; 2013 年处于区域经济发展高等水平的县市有9 个( 人均GDP > 72 003) ,处于严重欠发达水平的县市有19 个( 人均GDP < 9426) 。说明随着海西经济区经济的发展,高水平县市数量逐渐增多,而低水平县市数量逐渐减少,处于最高等级和最低等级的县市数量之和从2000 年的26,增长为2013 年的28,并且最高等级人均GDP水平较2000 年有了大幅度的提高。说明2000—2013年间海西经济区域经济极化总体上升趋势,区域经济极化不断增强。
3 海西经济区经济差异的空间演变
3. 1 总体差异
本文采用的空间权重矩阵是二进制邻接矩阵,根据公式( 5) ,利用Open Geo Da软件建立邻接规则的空间权重矩阵,并计算2000—2013 年海西经济区人均GDP的全局相关系数( Global Moran's I) ,并且在检验的基础上( p≤0. 05) 绘制出Moran's I趋势图,如图4 所示。
由图4 可以看出,全局自相关系数Moran's I指数呈波浪式缓慢上升趋势,自2000 年以来,Moran's I指数由0. 323 295 一直缓慢上升到2013 年的0. 442536,说明2000 年以来海西经济区区域人均GDP数据之间表现出较强的全局空间自相关,说明了全球化与市场化改革的深化强化了海西经济区区域经济之间的相互作用与联系,经济发展水平相似的区域在空间上呈集中分布,各区域之间的经济联系逐渐增强,经济发展趋于平衡,区域经济差异逐渐变小。
3. 2 局部差异
3. 2. 1 Moran散点图
本文选取2000 年和2013 年作为研究断面,获得海西经济区人均GDP的Moran散点图,如图5 所示。首先2000 年以来,海西经济区区域经济总体差异有了较大幅度的改变。2013 年,位于第一象限的县市个数由2000 年的41 个增加到48 个,约占海西经济区区域总数的1 /3; 位于第一象限的县市个数越多,说明区域经济的总体空间差异越小,这也与前文中全局相关系数估计结果相一致。2013 年,海西经济区仍有75 个县市位于第三象限,约占海西经济区区域总数的1 /2,仅比2000 年减少12 个,说明海西经济区的区域经济协调发展还有很长的路要走。其次,2000 年和2013 年这两年位于存在空间正相关的第一三象限的县市数量远远多于位于存在空间负相关的第二四象限的县市数量,说明海西经济区区域经济发展存在较强的空间正相关性,经济发展水平相似的县市在空间上存在明显的集聚性。
3. 2. 2 LISA集聚图
虽然本文研究的152 个县市都分布在Moran散点图中,但并不是所有象限中的县市均能通过显著性检验。因此有必要计算LISA来进一步研究海西经济区的空间演变过程。LISA是衡量空间单元属性与周围单元的相近和相异程度及其显著性的指标。本文利用Open Geoda软件计算海西经济区各市县不同年份的人均GDP的LISA值并绘制出2000年和2013 年的LISA集聚性水平图,如图6 所示。
由图6 可知,2000 年海西经济区共有44 个县市通过显著性检验。其中处于“高—高”类型的县市一共有7 个,全部集中分布在福建省的沿海地区,说明这些地区空间差异较小,区域自身和周边地区经济发展水平都较高,经济集聚性强,与周边地区经济联系紧密,辐射带动作用强,属于县域经济发展高水平区。“低—低”类型的县市一共有35 个,成片分布在闽粤和闽赣交界地,这些县市是海西经济区里经济最不发达的地区,他们自身的经济发展水平较低,其周围县市经济发展水平也不高,归属为海西经济区经济落后的集聚区域。对存在空间异常现象、属于“高—低”类型的类型的赣州市辖区和武夷山市而言,这两个城市存在负的空间相关性,他们自身经济发展水平较高,但周边地区经济发展水平较低,表明这些地区虽然具有较快的发展速度,但对周边地区的涓滴效应还比较弱。而“低—高”类型的县市没有。2013 年海西经济区共有57 个县市通过显著性检验,比2000 年多了13 个,局部空间自相关性变强。处于“高—高”类型的县市一共有21 个,数量较2000 年有了明显的增加,福州市辖区和连江县由于长乐市和闽侯县的扩散效应以及辐射能力,区域经济迅猛崛起并保持快速发展的势头,由2000年的没有表现出显著特征转变为“高———高”类型的县市,三明市的永安市、明溪县、大田县、尤溪县、将乐县、泰宁县,漳州市的漳州市辖区、南靖县、华安县、顺昌县,龙岩市的龙岩市辖区、漳平市、连城县组成一个新的HH集聚区,这些县市集中分布于福建省内陆地区,这体现了福建省内陆地区近年来经济迅猛发展,与周边的经济联系不断增强,是近年来福建省内乃至整个海西经济区经济发展的热点地区,辐射带动作用明显。“低—低”类型的县市一共有31 个,比2000 年少了4 个,说明海西经济区的区域经济不断发展,区域空间差异不断缩小。“低—低”类型的总体分布格局并没有显著的变化,还是成片分布在闽粤和闽赣交界地。自2000 年开始,低低类型的县市基本大都集中在这一地区,闽粤和闽赣交界地一直是海西经济区经济发展速度较慢的低洼集聚区,只有少数几个县市是变化的。龙岩的武平县,梅州的梅县,鹰潭的贵溪市,赣州的大余县,抚州的金溪县以及上饶市辖区退出LL集聚区,说明这些县市经济快速发展,与周边地区经济联系增加,经济发展取得较大成就。梅州市的平远县、丰顺县、五华县和潮州市的饶平县、揭西县转变为“低—低”类型,说明这些县市经济发展趋于减缓,又受周边经济水平更低的城市的扩散效应的影响,使其在空间上转变为“低—低”类型。与2000 年相比较,赣州市辖区和武夷山市都退出了“高—低”类型,而潮安县转变为“高—低”类型,而且潮安县紧邻新增的LL集聚区,说明潮安县自身经济发展水平较高,但与周边区域经济差异较大,对周边的LL集聚区的扩散效应和辐射功能较弱。2013 年相比2000 年最大的变化就是出现了“低—高”类型的县市,分别是宁德的古田县、霞浦县,莆田的仙游县,以及泉州的安溪县,说明这些县市经济发展水平低于周围临近区域,形成了一个局部经济凹陷区,属于LH类型的这些县市在空间上主要分布在HH类型区的边缘,但是并没有受到这些城市较强的辐射作用,反而与其经济发展呈现出负相关性。
4海西经济区经济差异的影响因素分析
4. 1 模型的设定与变量的选择
本文基于柯布- 道格拉斯生产函数模型和新经济增长理论( Romer,1990; Luea S,1998) 模型,考虑海西经济区的实际情况以及数据的可得性,采用双对数线性的空间滞后( SLM) 和空间误差截面回归模型( SEM)［10 － 14］,具体模型如下:
本文以2013 年的人均GDP做为因变量,记为RJGDP。从能够反映区域经济差异的影响因素角度,分别从政府的宏观调控能力、资本投入水平、产业结构、劳动力投入水平、城镇化率、交通基础设施和对外开放程度等角度,选取相应的自变量: 政府的财政支出水平占GDP比重( GOV) 、固定资产投资占GDP比重( FAI ) 、第二三产业产值占GDP比重( IND) 、全社会从业人员占总人口的比重( LAB) 、县域城镇人口占总人口的比重( URBAN) 、人均公路里程数( INF) 、进出口总额占GDP比重( OPEN) 。
4. 2 实证分析
本文首先运用线性回归模型估计海西经济区经济差异的影响因素,如表3 所示。OLS估计的拟合优度为0. 922 487,调整后的拟合优度为0. 877 271,F统计量为20. 401 8,P值为0. 000 0,LOGL值为31. 552 9,AIC和SC值分别为- 47. 1057 和- 39. 1398,模型整体上显著,Jarque-Bera值为96. 749 64,P为0. 0061,通过了1% 的显著性水平检验,说明误差项为正态分布,Breusch-Pagan test为464. 604 1,P = 0. 007 0,通过了1% 的显著性水平检验,说明不存在异方差现象,对残差做Moran's I指数检验,Moran's I为0. 052 286 2,P为0. 074 5,表明残差之间存在空间自相关,忽视空间自相关直接采用经典线性回归模型的OLS估计可能存在模型设计偏误,所以,需要进一步考虑用空间计量经济学模型进行估计。
为了准确选择模型,本文将SLM模型和SEM模型的结果都列出,如表2,表3 所示。SLM模型和SEM模型的拟合度分别为0. 924 100,0. 941 349,均优于OLS模型的拟合度,为了准确选择模型,采用对比Log L、LR、AIC和SC的值,通过对比发现: SEM模型的Log L值最大,AIC和SC值最小,LR值小于SLM,可以判断出SEM的模型拟合效果最好。接着使用2 个拉格朗日乘数和Robust形式的R-LMLAG和R-LMERR检验,LMLAG、R-LMLAG分别为3. 817 44、6. 203 46,P分别为0. 437 00、0. 489 00,均未通过10% 水平下的显著性检验,LMERR、R-LMERR的统计值分别为26. 919 6、16. 641 9,P值分别为0. 048 00、0. 002 51,均通过5% 水平下的显著性检验。根据Anselin提出的判别准则可以断定在此采用空间误差模型更合适。
SEM模型的估计结果表明导致海西经济区域出现经济增长差异现象是由多种因素共同造成的,只是不同的影响因素对造成这种差异的贡献率不同。在所有变量中只有劳动力因素的回归系数为负,与预期结果不同,其他均为正。除财政支出水平未通过5%水平上的显著性检验外,其他自变量均通过了5% 水平上的显著性检验。在所有因素中,产业结构是对海西经济区区域经济差异影响最大的因素,其回归系数为4. 183457,表示二三产业增加值占GDP的比重增长1% ,会带来经济增长4. 183457% 。接下来区域经济增长贡献率由大到小依次是资本投入水平、劳动力投入水平、城镇化率、对外开放程度、政府的宏观调控能力和交通基础设施。其中在劳动力投入水平对经济增长的影响程度方面,其回归系数为负,与预期不符。这可能是因为海西经济区劳动力整体素质不高,劳动力培训与就业保障机制不够完善致使其劳动投入水平及产出率较低,导致劳动力投入对经济经济增长的表现为负效应。
5 结论和启示
本文运用传统的区域差异测度方法、空间自相关分析和空间计量方法对海西经济区经济发展时空动态演变及影响因素进行了研究,主要得出以下结论:
( 1) 海西经济区各县市在研究期间绝对经济差异呈不断增大趋势,相对经济差异呈先增大后减小趋势,呈倒“U”型的变化趋势,符合威廉姆逊的倒“U”型曲线理论,区域经济极化总体呈上升趋势。
( 2) 海西经济区整个区域的空间正相关效应正在逐渐加强,经济发展水平相似的区域在空间上呈集中分布,各区域之间的经济联系逐渐增强,经济发展趋于平衡,区域经济差异逐渐变小。海西经济区区域人均GDP既存在空间稳定性又存在空间异质性。Moran散点图呈现出位于存在空间正相关的第一三象限的县市数量远远多于位于存在空间负相关的第二四象限的县市数量,说明海西经济区区域经济发展存在较强的空间正相关性,经济发展水平相似的县市在空间上存在明显的集聚性。LISA分析表明海西经济区区域经济的空间格局呈现出明显的“核心———边缘”结构,HH集聚区由福建省沿海向内陆壮大,LL集聚区呈片状稳定分布在闽粤和闽赣交界地。
( 3) 回归模型分析表明,空间误差模型更加接近客观实际。SEM模型的估计结果表明影响海西经济区经济发展差异的主要因素有产业结构、资本投入水平、城镇化率、对外开放程度、政府的宏观调控能力和交通基础设施等。其中在劳动力投入水平对经济增长的影响程度方面,其回归系数为负,与预期不符。这可能是因为海西经济区劳动力整体素质不高,劳动力培训与就业保障机制不够完善致使其劳动投入水平及产出率较低,导致劳动力投入对经济经济增长的表现为负效应。
计量国民经济的 篇5
福州市经济增长与环境污染的计量分析
摘要：根据环境库兹涅茨曲线原理,选取福州市1990年-2008年的`经济与环境数据,运用EXCEL软件,分析福州市经济因子与环境因子的相关关系,并建立模拟经济因子与环境因子之间动态回归模型. 通过人均GDP污染排放量模型发现,福州市污染排放量并不符合环境库兹涅茨曲线的倒“U”模型.工业废水排放量呈现正“U”型.工业废气排放量与工业固废产生量呈现倒“U”型的左侧部分,转折点尚未出现.环境质量并非随着GDP的增长而增高,产业结构调整、环境政策实施以及工业化进程等因素是决定环境质量的主导因素.作 者：黄一绥 张灵 Huang Yisui Zhang Ling 作者单位：福建师范大学,环境科学与工程学院,福建,福州,350108期 刊：环境科学与管理 Journal：ENVIRONMENTAL SCIENCE AND MANAGEMENT年，卷(期)：2010,35(2)分类号：X196关键词：环境库兹涅茨曲线 经济增长 环境污染 福州市
计量国民经济的 篇6
【关键词】 商品住房价格；影响因素；多元线性回归模型
住宅是房地产的一种类型，属于居住类房地产，包括普通住宅、高级公寓和别墅等。目前我国住房供应体系主要有三个：一个是针对于为数众多的低收入家庭，实行“廉租住房和经济适用房”为主的住房供应政策；另一个是针对于数量庞大的中等收入家庭，实行“经济租用房和限价商品房”为主的住房供应政策；而对于数量相对较少的高收入家庭，仍然实行现金的住房供应政策，即为本文所要研究的商品住宅供应体系。
2008年新春伊始，建设部推出了三项重要措施：一是要抓紧完善住房保障体系；二是在着力解决低收入家庭住房困难的同时，要把帮助中等收入家庭解决住房问题作为一项重要任务；三是坚决贯彻落实国务院关于宏观调控的各项部署，抑制房价过快上涨。自从1998年我国实行住房商品化后，国内各大城市住宅价格连年攀升，成为社会关注的焦点。房地产行业作为我国国民经济的支柱行业，不仅影响着经济的增长，也牵动着千家万户的心。再者，房价的攀升还影响其它第三产业行业的经营状况，提高了他们的固定成本，使其生产经营活动受到很大的影响。那么到底是哪些因素造成了房价的增长？到底房价应该处于什么位置才是合理的？我国的房地产应该如何走向规范的道路呢？本文将通过建立模型，一一探究这些问题，并提出可行性建议。
一、理论分析
同其他商品一样，商品住房价格是由其价值决定的，其价值既包括所占用土地的价值，也包括土地上建筑物的价值。除此之外，还受到供求状况、竞争程度、消费者偏好、市场预期、房地产企业经营策略和政府相关政策的影响，其价格围绕价值上下波动。
另外，商品住宅还具有建设周期长、价值量大、空间固定性等特点，这就使其价格有了一般商品价格所没有的特点。首先，由于住宅的建设周期长，在短期内的供给是缺乏弹性的，导致其价格由需求决定，即使从长期来看，由于土地的供给缺乏弹性也会导致住宅的供给缺乏弹性；其次，从需求方来看，经典经济学理论认为，需求意愿和需求能力影响需求者对房价的认可程度。事实上，需求者除了考虑自己的购房需求和购房能力外，还要对未来房价的走向作出判断，形成对未来的心理预期。也就是说，在需求意愿不变的前提下，如果当前购买比未来购买更有利，需求者就会倾向于选择当前购买。如果大多数人对未来房价走势的预期大致相同，则会使得选择也趋同。当大部分人做出买和暂时不买的行动时，就会对市场价格起到很大的影响，会显著地放大或缩小当前需求，从而影响房价。最后，住宅的区位是影响其价格的重要因素，区位自然环境的好坏、交通通达度等将影响消费者的需求，从而影响其价格。
二、模型设定
本文选取2006年我国各地区商品住房的有关数据进行横截面回归分析，以各地区的商品住房价格作为被解释变量Y。影响商品住房价格的因素很多，考虑到实证研究的需要和数据的可获得性，本文选取以下几个变量作为解释变量代表上述影响因素：
1．地区生产总值。代表一地的经济发展水平，商品住房价格与当地的经济发展水平有着密切的联系，理论上，一个地区的经济越发达，商品住房的价格越高，因而两者之间应该呈正相关。
2．人均可支配收入。代表一个地区的人民的经济实力，人均可支配收入越多，提高生活质量和进行投资的欲望和能力就越强。住宅相对于其他资本品来说，具有保值性和增值性，这种特点导致大量资本流入房地产市场，促使住宅价格上升。理论上该变量和房价存在正相关性。
3．竣工房屋造价。工程造价、土地价格再加上其他经营销售成本等构成了房屋的造价，竣工房屋的造价直接影响了商品住房的成本，因此理论上该变量和商品住房的价格呈正相关。
4．土地购置费。土地资源的稀缺性导致土地购置费不断上涨，而土地购置费在相当大的程度上影响了商品房的售价。随着开发的商品房不断增加，土地越来越稀缺，商品房的价格也会随着上涨，两者存在正相关性。
5．地区变量。本文以地区数据为样本，分析在全国范围内影响房价的因素，所以该指标代表的是宏观区位因素。我国东部沿海城市和中西部城市在经济、社会观念和政策等方面存在较大差别，前者房价应明显高于后者，在模型中以中西部为基本组。
本文将其他影响房价的因素纳入随机误差项u。
根据以上分析，设定计量经济模型如下：
Yi=β1+β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+β6X6i+ui
其中，Yi为各地区的商品住房平均价格（元/平方米）；
X2为地区生产总值（元/人）；
X3为人均可支配收入（元/人）；
X4为竣工房屋造价（元/平方米）；
X5为土地购置费（元/平方米；
X6为虚拟变量，中西部取0，东部取1。
三、数据收集
文章获取了我国31个地区的数据如表1所示。
四、模型估计、检验与调整
文本采取实证分析方法，对被解释变量与个解释变量进行回归分析。
（一）经济意义检验
从回归结果可以看出，X2的系数值为负，即地区生产总值越高，商品房价格越低，不符合一般经济意义，考虑存在多重共线性。其余解释变量X3、X4、X5、X6的系数估计结果均表明各变量与商品房价之间存在正相关性，符合经济意义。
（二）统计推断检验
从回归结果看，可决系数R2=0.932105，拟合优度较高；给定α=0.05，查t分布表，在自由度为n-5=26时得临界值2.056，其中只有X5的t值小于临界值，其他各解释变量均对商品住房价格有显著性影响，考虑由于多重共线性引起的。
（三）计量经济学检验
1．做多重共线性检验，得相关系数矩阵如表2所示
由相关系数矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在多重共线性。
修正多重共线性：
用逐步回归法对模型进行估计：
所估计模型：Y=－2150.715+0.281956X3+1.168693X4(317.4584)(0.314473)(0.314473)
t=(－6.774792)(6.045202)(3.716354)
R2=0.903811，AdjustedR2=0.896940，DW=1.996983，F=131.5469
2．自相关检验
对所估计的模型做残差图，如表2所示。
DW检验：对应样本数为31、2个解释变量的模型、0.05显著水平，查DW统计表可知，dL=1.297，dU=1.570，模型中DW=1.9969，dU 3．异方差检验 检验知nR2=0.710727，在α=0.05下，查χ2分布表，得临界值χ20.05（2）=5.9915，nR2=0.710727<χ20.05（2）=5.9915，表明模型不存在异方差。 所以，本研究模型的最终估计结果为： Y=－2150.715+0.281956X3+1.168693X4(317.4584)(0.314473)(0.314473)
t=(－6.774792)(6.045202)(3.716354)
R2=0.903811，AdjustedR2=0.896940，DW=1.996983，F=131.5469
通过以上数据，可以得出以下结论：
（1）在模型估计过程中，虚拟变量对被解释变量的影响不显著，表明东部城市与中西部城市的商品房价格没有显著性的差异。这是由于：经济方面，经过改革开放近三十年的发展，中西部的许多地区在经济上有了较大的跨越式发展，与东部的差距逐渐缩小；在社会观念方面，由于改革开放的深入进行，中西部人民逐渐树立起了较强的商品意识、金融意识和竞争意识；在政策方面，由于国家近年来的西部大开发和促进中部崛起战略，给予了中西部很大扶持。基于以上三个原因，中西部和东部的商品房价格差距在逐渐缩小。
（2）X3的系数为0.281956，符号为正，与理论分析相符。人均可支配收入的多少代表居民购买能力的大小，居民对住宅的需求主要表现在两个方面：一是居住，二是投资。在我国需要购买住宅用于居住的人群非常庞大，主要由于一下几个原因：一是城镇房屋制度的改革。1998年停止福利性实物分房后，人们主动接受了自主购房解决居住问题的住房消费新模式，而住宅价值量大的特点表明居民人均可支配收入是其购买能力大小的表现。二是城市拆迁改造。在经营城市理念的指导下，全国各大城市加快了城市建设的步伐，拆迁规模在短时间内增大，被动型需求持续增长。三是七八十年代生育高峰期出生的人群进入婚育期，由于传统思想的影响，父母往往给他们购买住宅提供经济支持。在投资方面，在我国居民缺少投资渠道的情况下，商品住宅以其保值增值的功能受到不少高收入家庭的青睐，前几年席卷全国的温州炒房团就是一例。随着我国经济的发展、居民可支配收入的不断提高，城市商品住宅价格将呈不断上升趋势。
（3）X4的系数为1.168693，符号为正，与理论分析相符。表明工程造价、土地价格再和其他经营销售成本对商品住房的销售价格有很显著的影响。随着建筑材料费的不断上升商品房的造价必然也呈上升趋势，又由于土地的稀缺性，土地的购置费越来越高，而为获得土地开发权的前期成本也大幅度抬高了商品住房的销售价格。
五、政策建议
基于以上模型估计结果，文章有针对性的提出一下政策建议。
（一）拓宽居民的投资渠道
在当前负利率的情况下，居民都不愿意将钱存在银行，而投资渠道的缺少，迫使大量资金流入房地产市场，推高了整个中国的房价。以此，大力发展股票市场、债券和保险市场，促使居民投资多元化，减少资金流入房地产市场，是控制房价的有效手段。
（二）央行出台限制房地产贷款的相关政策
中央银行应出台政策限制对地产商的贷款，不得超过某个最大限额，并且详细了解其要投资的房地产所在地区，该地区的房价状况等，对于一些房地产业发达，商品房住宅较充足的地区，不给予其贷款，从而影响房地产商投资商品房的资金流量。
（三）限制豪宅，减少对土地的浪费
在不能改变商品房投资量的情况下，保证每个楼盘的小型住户的比例，比如，如果要建一个楼盘的话，要求90平米左右的房子要达到一定比例才行。通过这种政策，可以节约住宅的土地用地，减少一些富豪的奢侈购买行为，给一些普通用户提供更多的选择空间。
（四）对不同类型住宅差额征税
国家对高级住宅区征收较高的税，对普通住宅区征收较低的税，以此来鼓励开发中小户型住房，满足更多普通居民的住房需求，在一定程度上限制高级住宅的开发。
（五）稳定土地的供应量
房价的过快上涨很大程度上取决于预期，如何使人们对房价有稳定的心理预期，避免房地产市场泡沫的出现，是政府调控市场的目标之一。政府应该通过控制土地的供应量使市场上房屋的供应量在长期内处于一个合理的水平，使得房价的增长幅度与国民经济、人均可支配收入增长水平相适应，这样就可以将房价的增长控制在一个合理的水平。
参考文献：
[1]柴强.房地产估价.北京首都经济贸易出版社，2003
[2]催生明.城市住宅价格的动力因素及实证分析.浙江大学，2003
[3]国家统计局.中国统计年鉴2007.中国统计出版社，2008
知识经济对会计计量的影响 篇7
经济合作与发展组织提出的定义是:建立在知识和信息的生产、分配和使用上的经济, 其主要特征是以高新技术产业化为基础, 以信息和通讯技术为条件, 以人力资源和知识资本为首要生产要素, 知识将在社会生产和社会资源配置中发挥主体作用, 并为创造出巨大的财富。主要特征有:
(一) 知识成为核心的生产要素, 生产要素是产业经济形成的基础, 生产要素的转换是一切产业经济变化的根源。在知识经济条件下, 知识将成为核心的生产要素。就一个经济组织而言, 知识就是它所拥有的各种经营权、专利权、商标权、管理能力等的统称。知识作为智力劳动的成果, 是具有价值的。
(二) 新技术产业是主要的产业, 不同的产业支柱决定了产业经济的性质。知识经济是智能经济, 是以高新技术产业为主, 实现的是低耗高效的经济。知识经济时代产品的知识含量越来越高, 技术更新将是经济发展的源泉, 是企业生存和发展的必由之路。
(三) 随着我国科技和信息技术的不断发展, 人们利用网络可以有效地拉近人与人之间的距离, 使人们之间的沟通更加顺畅无阻。并且在利用信息技术进行沟通时可以有效的提升办事效率, 更好地完成布置的任务, 提高效益进一步提升我国的经济水平。
二、知识经济对会计计量的冲击
(一) 计量对象的扩大。
1. 我们知道传统的计量也没有把智力资产纳入到计量范围。对智力资产, 国际流行的观点是:①人力资本, 指企业员工的知识水平、经验以及为客户解决问题的能力, 同时还包括员工知识更新、共享公司的知识和经验的能力以及员工对公司的态度等。②结构资本。指企业的组织结构、制度规范、企业文化、信息技术系统、企业形象、知识产权等, 还有企业特有的能力系统。③客户资本。指企业拥有的与市场相关的无形资产潜力, 包括品牌、长期客户关系、公司信誉、营销渠道、专利及专营合同等。
2. 对于某些收益来说也应该纳入到计量的范围内。由于日益复杂的经济环境, 人们对决策信息质量要求的不断提高, 使得很多的经济学家不仅主张以现实重置成本对资产计价, 而且还主张以产出价值而不是历史投入价值计价。这不仅需要对资产的价格进行估价, 而且还需要测算资产未来现金流量的现值。并且对于在未来知识经济不断发展的未来, 无形资产在社会、企业的发展中的作用越来越来大的同时, 无形资产的摊销在各个会计期间如何分配, 往往缺乏精确的标准, 使之在配比计算过程中存在相当大的任意性。所以说旧的计量系统缺乏对企业某些损失 (负的收益) 的确认计量, 企业的损失包括显性损失 (经济损失) 和非显性损失 (智力资产损失、时间损失等) , 在知识经济时代下传统会计无法对非显性损失进行合理计量。这些在知识经济时代显然是不妥的, 把他们纳入到资产收益核算范围是这个时代的要求, 那么就要从计量对象上将其纳入。
(二) 对会计观念引发新的思考。在传统会计观念中, 是利用数量来确定事物之间的关系和意义, 知识经济对这种传统会计计量观念有了一定的新的改变, 使得现阶段在知识经济下的会计观念更适合现阶段的核算任务, 可以有效率有质量的完成相应的工作部署, 并且可以更好的推动我国经济的不断进步和发展。
(三) 传统会计计量理论无法满足现阶段社会的需要。会计计量是指利用货币或者其他度量单位来对所发生的经济业务的衡量, 在利用传统的会计计量进行衡量的过程中, 通过数字的表达可以明确经济业务之间的关系, 在传统的会计计量的这种理论下, 经济业务的衡量更加方便效率也会更高。但是在知识经济中, 传统会计计量理论已经无法全面的对发生的所有的经济业务进行价值衡量, 传统会计计量更多的时候是基于劳动力理论进行的, 但是随着经济业务的多样性, 传统会计计量理论已经无法满足现阶段社会的需要, 因此造成对于传统会计计量理论的冲击。
三、会计计量在知识经济推动下的完善方向
(一) 对资产进行全面的计量。随着我国经济社会的不断进步, 现阶段资产的类型也逐渐增多, 并且在无形资产中的项目类型也各种各样, 因此应该跟随着经济社会的进步对无形资产划分的范围进行一定程度上的扩大, 以确保在进行资产的计量过程中可以更加全面完善。
(二) 企业在经营过程中会面临损失和收益的问题, 在对收益资产进行核算的时候应该更加全面的同时, 在对企业资产损失也应该更加全面的进行核算。因为在企业进行项目经营的过程中, 会计计量对于企业的收益和损失有着一定程度上的衡量和判断, 而在对会计计量进行修正的过程中, 应该对这一问题进行深入的认识, 并且对企业内部存在的损失进行全面计量。
(三) 会计计量的改革应该基于成本理论之上。由于成本理论在进行会计计量的过程中存在着一定的问题和漏洞, 这些漏洞也是由于我国经济社会发展造成的, 而造成了成本理论不能满足现阶段知识经济的需求, 而本身成本理论中也存在着很多有价值的内容。所以在进行会计计量的完善的过程中, 也应该参考原有的成本理论的内容, 确保会计计量的准确性和全面性。
总之, 知识经济时代的到来与发展给了会计的计量环境以极大的影响, 必将要求我们在整个会计计量体系的设计、运用过程中以一个积极创新的态度来进行探讨、研究。
摘要：知识经济已经对我们的社会、生活产生了巨大影响, 会计生存的经济环境也已经发生了很大的变化。本文从其对会计计量的观念、对象、理论基础上给与讨论。
关键词：知识经济,会计计量,会计计量观念
参考文献
[1]陈玉荣.知识经济与会计计量创新浅探[J].财会月刊, 2002.6.
节能减排能源计量促进国民经济 篇8
一、节能减排是中国承担联合国气候峰会相关义务的重要举措
发展中国家要么交高昂的碳排放费, 要么购买欧盟生产的碳排放较低的清洁能源, 我们都知道欧盟在清洁能源发展和研制方面遥遥领先于广大发展中国家。中国作为经济快速增长的最大发展中国家, 一定要高度重视节能减排, 减少碳排放, 才能掌握主动, 在与发达国家的讨价还价中处于优势地位。
二、节能减排是中国可持续发展的必然选择
经济的快速持续发展要靠资源能源大量消耗进行支撑, 中国又是一个资源能源相对贫乏的国家。关于中国的能源家底, 有一种说法是中国富煤、贫油、少气。节能减排完全没有那么重要, 而实际上, 煤炭资源虽然绝对数量庞大, 但1800亿吨左右的可采储量, 只要除以13亿这个庞大的人口基数, 人均资源占有量就会少得可怜。我国还是世界上能源浪费较为严重的国家之一。面对能源、资源有限, 利用浪费严重的现实, 实施节能战略是实现可持续发展的必然选择。促进节能战略的实施有各种措施, 包括法律强制规定、政策引导、低损耗材料的应用、新型节能设备的推广以及企业技术进步等等。但无论哪种措施的实施, 都离不开准确可靠的计量。没有计量监测作为基础和支撑, 这些措施是难以具体执行和落实的。因此可以说, 能源计量是加强节能管理的核心。
1、加强能源计量是我国节能法律法规的重要内容
我国政府十分重视节约能源工作, 1986年1月, 国务院发布了《节约能源管理暂行条例》, 《条例》第十条规定:企业应当根据《中华人民共和国计量法》和国家有关计量工作的其他规定, 配备能源计量器具, 加强能源计量管理;1997年11月, 全国人大常委会颁布了《中华人民共和国节约能源法》, 该法进一步完善了节能标准与限额管理制度。
2、能源计量是节能管理不可缺少的重要手段
节能标准只是规定了节能要求和节能指标, 为节能管理提供基本评判依据。但标准的具体实施却有赖于有效的能源计量手段。建立与节能标准相适应的计量监测手段, 是标准得以实现的前提。没有能源计量手段, 即使节能标准制定的再全面、再完善, 也无法操作和落实。能源计量还是政府和企业开展能源监测和节能评价的基础, 是进行能源消费统计、用能效率和节能效益分析以及能耗考核的手段。只有依靠能源计量监测提供的客观数据, 才能准确分析能源利用状况, 为政府和企业节能管理提供科学可靠的决策依据。
3、能源计量是促进企业加强成本管理和技术进步的动力
能源计量不仅是企业实施节能标准的重要手段, 而且对促进企业加强成本经营管理具有重要作用。这种作用不仅体现在企业与市场之间, 而且体现在企业内部分厂与分厂之间、班组与班组之间。一些能耗管理好的企业, 如济钢、邯钢等, 无不把加强成本计量核算放在重要位置来抓。为了提高产品竞争力, 企业必须降低生产成本和能耗, 根据能源计量监测的结果, 淘汰高耗能的产品和设备, 采用新技术新工艺, 促进了企业的技术进步。
4、能源计量是引导和推动节能产业发展的动力
节能产业的发展离不开精良的节能设备, 而精良的节能设备除了采用低损耗的材料以外, 最重要的就是应用节能新技术和提高能耗监测、控制的准确度, 而这恰恰与能源计量的发展水平有关。凡是能源计量监测、控制准确度提高了, 计量监测指标要求全面了, 节能产品和设备的水平和档次就上去了。因此加强能源计量工作, 对引导和培育节能产品市场, 推动节能产业的发展具有重要意义。
三、加强能源计量的对策和手段
1、加强节能宣传, 提高节能意识, 倡导科学发展观和求
真务实的工作作风, 节能是一项全民工程、系统工程, 有赖于政府、企业和社会民众的共同参与。然而, 在以解决温饱为中心的发展阶段, 由于多种原因, 节能问题并没有引起全社会的充分重视。必须大力加强节能宣传, 提高全民节能意识, 教育、培养干部职工树立全面、协调、可持续发展观和求真务实的工作作风, 以科学的态度、科学的方法和科学的数据指导节能决策、开展节能工作。
2、依法办事, 把《节能法》的有关要求真正落到实处
1997年11月第八届全国人民代表大会常务委员会通过了《中华人民共和国节约能源法》, 使我国的节能工作正式走上了法制的轨道。上至国务院, 下到各省 (市) 、地、市、县都设置了专门机构。节能已经受到党和政府的高度重视。但应该看到, 在一些企业特别是一些中小企业, 节能意识比较淡漠, 能源计量工作得不到重视, 能源计量器具的配备率和受检率都很低。必须进一步采取措施, 依法加强企业能源计量管理, 对重点用能单位能源计量工作依法实施监督, 使能源计量真正成为推动企业节能降耗和技术进步的基础。
四、积极推动能源计量新产品的推广和应用
节能的过程, 同时也是利用新技术、新经验, 改造旧企业、旧设备的过程;是提高人们科学技术水平的过程;是促进生产现代化的过程。能源计量新产品对于推动节能标准的完善和提高、促进节能产业乃至整个节能事业的发展具有重要影响。应根据节能标准和企业节能降耗的需求, 积极鼓励、支持和推动能源计量新产品的研制和开发, 组织开展能源计量新产品、新成果的交流、应用和推广。为节能工作的开展提供有效的计量技术保障。
摘要：节能减排和环境保护已经成为我国的一项基本国策和社会共识, 是我国经济社会可持续发展的必然选择。强化能源计量监测是实施节能的重要手段和如何加强能源计量的对策和手段, 在党中央提出“节能减排全民行动”的新形势下, 能源计量工作的影响越来越大, 其作用也日益凸现, 促进国民经济的可持续发展。
关键词：能源结构,计量,节能减排
参考文献
[1]马靖、刘建国:《蒲长城副局长强调能源计量工作应做好“两个服务”抓好“三项建设”》, 《中国计量》, 2010年01期。
[2]张素玲、胡涵、苏苒:《浅谈企业能源计量管理与器具配置》, 《上海计量测试》, 2010年01期。
中国居民消费问题的计量经济分析 篇9
“十一五”规划中明确表示, 中国现在应该转向逐渐依靠个人消费、在较大程度上可自我持续的国内需求模式, 消费已成了值得关注的一大要点。
许多经济学家都对消费理论进行了研究, 提出了很多经典学说。Keyness (1936) 提出的绝对收入假说指出:消费支出和收入之间有稳定的函数关系, 收入增加对消费需求的扩大具有促进作用。美国经济学家Modigliani和Brumb (1950) 认为, 理性的消费者要根据自己一生的收入和财产来安排自己的消费和储蓄, 使一生的消费和收入相等, 这就是生命周期假说。Friedman (1957) 提出了持久收入的消费函数理论, 该理论认为:消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的, 而是由他的持久收入决定的。
本文基于上述问题, 建立中国居民消费行为的计量经济模型, 以期能以量化的数据来明确解释其相关因素对中国居民消费的影响及其形象程度的大小。
二、变量的选取及模型的建立
人均纯收入:X1 (元/人年) 。依据:凯恩斯的假说认为, 消费支出的数量依赖于当期的收入水平, 收入水平提高了, 消费水平相应就会提高。因此我们引入该因素作为解释居民消费的变量之一。
储蓄:X2 (元/人年) 。依据:由于储蓄具有流动性和安全性, 代表着更现实的购买力, 在居民的流动资产中占很大比重, 所以居民拥有的储蓄额对当期消费更有意义, 这就是流动资产假说。因此我们引入该因素作为解释居民消费的另一变量。
前期人均纯收入:X3 (元/人年) 依据:费尔德曼提出了持久收入的消费函数理论, 该理论认为:消费者的消费支出不是由他的现期收入决定的, 而是由他的持久收入决定的。因此, 我们选取了属于持久收入的一部分———前期人均纯收入来作为另一解释变量。
在此基础上以中国居民消费为被解释变量, 人均纯收入、储蓄、前期人均纯收入为解释变量而建立的多元线性回归模型为:Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+U, 其中, 其中, C1、C2、C3是未知参数, 称为回归系数, U是随机误差。
三、数据及处理
数据主要来源于《中国统计年鉴》, 计量分析时采用的是1990~2004年15年的数据资料, 将它们化为一组时间序列形式的样本数据, 见表1。
四、模型的回归分析与调整
(一) 模型的参数估计
利用EVIEWS软件, 对上述模型运进行最小二乘估计, 得出初步方程如下:
Y=-146.8637696+0.3382130351*X1-0.1408986733*X2+0.1624787102*X3
(二) 经济意义检验
从得到的结果可以看出:
在其他条件不变的情况下, 人均纯收入每增加1元, 居民消费也会相应的增加0.3382130351元。它与居民消费之间是正相关的关系。
在其他条件不变的情况下, 储蓄每增加1元, 居民消费就会相应地减少0.1408986733元。它与居民消费之间是负相关的关系。
在其他条件不变的情况下, 前期人均纯收入每增加1元, 居民消费也会相应的增加0.1624787102元。它与居民消费之间是正相关的关系。均符合经济意义检验。
(三) 统计检验
拟合优度检验:R2检验R2=0.999299, 调整后的R2=0.999107, 可绝系数为0.999299, 接近1, 模型的拟合优度很高。
F检验:eview s计算得出F=5225.061, 在显著性水平a=0.05时, 查F分布表, 得到临界值F0.05 (3, 11) =3.59 (解释变量数目为3, 样本容量为15) 。显然有F>Fa (k, n-k-1) , 表明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。
T检验:eview s计算得出的t值为|t0|=3.478234、|t1|=10.42062、|t2|=6.804531、|t3|=5.039875, 在显著性水平a=0.05时, 查t分布表, 得到t0.025 (11) =2.201计算的所有t值都大于该临界值, 均通过变量显著性检验。
(四) 多重共线性的检验
首先, 检验x1, x2, x3的简单相关系数, eviews估计得出的相关系数矩阵如表2所示。
由图中可以看出, 变量之间存在高度相关性, 用逐步回归法进行修正。第一步:运用OLS法逐一求Y对各个解释变量x1, x2, x3做回归。依据调整后可决系数最大原则, 选择X1为进入回归模型的第一个解释变量, 再次进行回归, 结果显示调整后的可决系数X2的最大, 加入x3后拟合优度变化很不显著, 说明x3与其他变量之间存在共线性关系, 剔除x3, 逐步回归终止。
再次进行统计检验, 结果如下:
F检验:eview s计算得出F=2579.610, 在显著性水平a=0.05时, 查F分布表, 得到临界值F0.05 (2, 12) =3.88 (解释变量数目为2, 样本容量为15) 。显然有F>Fa (k, n-k-1) , 表明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。
T检验:eview s计算得出的t值为|t0|=2.356087、|t1|=16.02394、|t2|=3.451894, 在显著性水平a=0.05时, 查t分布表, 得到t0.025 (11) =2.201计算的所有t值都大于该临界值, 均通过变量显著性检验。
最终的回归模型如下:Y=-172.0445783+0.4772419706*X1-0.122548605*X2。
(五) 序列相关性检验
首先运用D-W检验进行序列相关检验, eviews计算出的DW值为0.7405, 查表得d L=1.08, d U=1.36, 显然存在0<0.7405<1.08, 即0<D.W.<d L, 存在正自相关, 下面加入AR (1) 做回归, 进行序列相关的补救。序列相关补救后的回归方程为:
Y=498.6323042+0.3776851715*X1-0.05642567689*X2+[AR (1) =0.8925113675]
加入AR (1) 进行最小二乘法估计后计算出的DW值为1.7300, 查表得d L=1.08, d U=1.36
显然存在1.36<1.7300<2.64, 即d U<D.W.<4-d U, 无自相关, 表明经过加入AR (1) 后模型已不存在序列相关性。
(六) 异方差性检验
1.先用散点图进行初步观测。
上图为eviews做出的散点图, 由于图示法只能进行大概的判断, 本文采用更为严格的检验方法—G-Q检验。
2.运用G-Q检验来消除异方差性。首先将数据按自变量大小排列, 将15个观测值减去3个, 再将剩下的12个分为两组, 分别运用OLS法, 构造残差平方和序列。
G-Q检验结果:
子样本1的回归方程如下:
子样本1的R2残差平方和如下:
子样本2的回归方程如下:
子样本2的R2残差平方和如下:
计算最终F统计量:
在5%的显著性水平下, 自由度为 (3, 3) 的F分布的临界值为F0.05 (3, 3) =9.28, 显然F<Fa (v1, v2) , 表明没有异方差性。
五、结论与建议
(一) 结论
通过上述分析可以看出, 目前我国居民消费的最大影响因素还是收入, 我国居民可支配收入水平低、收入增长慢以及居民的储蓄是造成居民消费需求不足的根本原因。所以想要开启我国消费市场以达到拉动经济增长的目的, 必须研究如何提高居民的收入。
从得到的结果可以看出, 在其他条件不变的情况下, 人均纯收入每增加1元, 居民消费也会相应的提升0.3776851715元, 它与居民消费之间是正相关的关系。在其他条件不变的情况下, 储蓄每增加1元, 居民消费就会相应地减少0.05642567689元, 它与居民消费之间是负相关的关系。
(二) 政策建议
(1) 提高就业率。努力加大各种就业渠道, 提升居民的整体收入水平, 实现高收入高消费, 用收入的增长来带动消费的增长。
(2) 中国由于其自身的城乡二元经济结构, 农村居民长期存在收入水平低下的情况, 这就进一步的引起了消费额的低下, 因此, 要想方设法增加农村居民收入。
(3) 建立健全社会保障体系。完善社会保障体系, 消除居民对未来生活的担忧和顾虑, 增强居民消费信心, 减少居民为将来生活进行的过多储蓄的行为。
参考文献
[1]成秋明.重庆市农村居民消费研究[J].现代商贸工业, 2011年, 第5期:89页~90页.
[2]韩克勇.中国居民消费问题研究[J].经济评论, 2001年, 第1期:54页~56页.
[3]陈成忠, 林振山.中国居民消费价格指数波动的周期性及其驱动因素研究[J].经济问题探索, 2009年, 第8期:83页~84页.
[4]张志敏.1978年以来中国居民消费变化及影响因素分析[J].商业研究, 2003年, 第24期:1页~3页.
[5]张志敏.90年代以来中国居民消费特征及影响因素分析[J].经济管理, 2003年, 第4期:52页~56页.
计量国民经济的 篇10
收敛问题概括起来主要有三种假说:
1.σ-收敛,这是与横截面数据相关的假说,指不同经济系统间人均收入的差距随时间推移而趋于下降,即σt+k<σt(k≥1)。
2.β-收敛,这是与时间序列相关的假说,指初期人均产出水平较低的经济系统趋于比初期人均产出水平较高的经济系统以更快的速度增长,即不同经济系统间的人均产出增长率与初始人均产出水平负相关。β-收敛又分为绝对β-收敛与条件β-收敛两种形式。所谓绝对β-收敛,是指技术、制度、文化等相似的区域具有相同的经济状况,而经济状况落后的地区具有比发达地区更快的增长速度,从而所有区域最终将收敛于相同的人均收入或产出水平。所谓条件β-收敛,是指不同经济区域之间具有各自不同的技术、制度、文化等特征,因而具有不同的经济状况,从而不存在绝对的收敛;因此,只有在模型中控制了这些特征,经济区域之间才呈现明显的收敛性。
3.俱乐部收敛,指在具有相同的人力资本、市场开放度等结构特征的经济地区间存在着一定的增长收敛趋势。
中国自改革开放以来,经济发展成就世界瞩目,自20世纪90年代中期以来,更是保持着高速的经济增长势头,日益显示出巨大的经济发展潜力。然而,从改革开放中实施的“先富带动后富”策略开始,中国各省区之间的经济差距日益扩大,并逐渐上升为备受各界关注的焦点问题之一,这其中,诸多学者对中国的经济发展差异问题做了相关研究。
宋学明(1996)的研究指出中国大陆各省市之间存在绝对收敛;蔡昉、都阳(2000)的研究发现,大陆各省市人均GDP不存在σ收敛和β收敛,而东中西部各自则呈现俱乐部收敛;刘强(2001)指出中国大陆地区之间经济增长的收敛性存在显著的阶段性和区域性;张胜等(2001)对省际间经济增长的绝对收敛性进行分时段、分区域的分析发现,1990年以前东西部经济增长存在绝对收敛,而1990年以后东西部经济差距却不断增大,呈现“富省愈富,穷省愈穷”的现象;沈坤荣、马俊(2002)对东中西部经济增长的收敛性进行分析,结果显示东中部内部显著收敛,而西部内部收敛则不显著,总体呈现显著的“俱乐部收敛”,即三大地带内部经济差距不断缩小,而地带之间的经济差距却没有缩小;林毅夫、刘明兴(2003)研究显示,1990年以前存在σ收敛,1990年以后则呈现发散趋势,且在模型中考虑了其它解释变量后发现,中国大陆各省市之间存在条件收敛;徐现祥、李郇(2004)指出,在城市层面上,中国大陆经济增长遵循新古典增长理论和新增长理论的收敛机制;彭国华(2005)对中国大陆28个省市进行全要素生产率的收敛性与收入的收敛性对比,结果指出两者的收敛模型具有很大的相似性,但前者的收敛速度要快于后者。
有关经济收敛的实证研究通常是基于横截面(cross section)回归或建立面板数据(panel data)的固定效应(fixed effect)模型(Magrini,2003)。但是,横截面回归要求研究中的参数具有同质性(homogeneity),而这在经济发展差异显著的区域之间是难以满足的。面板数据模型较横截面回归在解决异质性(heterogeneity)问题上有明显的改进,使用固定效应模型获得的收敛系数通常要高于横截面回归所得(Islam,1995)的收敛系数。但是,因固定模型注重利用年度增长率来分析经济的运动趋势,所以同样也备受非议。众所周知,区域经济数据通常不是独立的,临近区域的经济往往具有较大的相似性(Anselin and Bera,1998)。因此,诸多实证研究中所使用的标准估计程序可能得到无效的收敛结果,横截面回归和固定效应模型均存在这个问题,而空间计量模型正是为解决这一实际问题而诞生的,且迅速得到广泛的关注。
近年来,国内外部分学者已开始利用空间计量模型来研究区域的经济收敛性问题。吴玉鸣、徐建华(2004)运用空间相关指数Moran’s I及面板数据模型对中国省区经济增长集聚及其影响因素进行分析;林光平、龙志和、吴梅(2004)利用地理空间权重矩阵和经济空间权重矩阵研究了中国省市经济的空间相关性和人均GDP的β收敛情况;吴玉鸣(2005)提出区域经济增长β收敛的空间计量经济模型框架,并对省市间经济的空间外溢效应及β收敛效应和成因加以实证研究;林光平、龙志和、吴梅(2006)利用空间计量模型研究了中国省区经济发展的σ收敛情况;Rey and Montouri(1998)利用空间误差模型、空间滞后模型和空间交叉回归模型对美国人均收入的σ收敛和β收敛问题进行研究;Up Lim(2003)采用Anselin(1998)提出的空间计量模型实证研究了美国人均收入的收敛情况。
本文即是在过去实证研究的基础之上,利用中国大陆各省市的经济面板数据建立固定效应模型,同时考虑省市之间的空间相依性,最终对中国省市人均GDP的β收敛性加以探讨。
一、实证研究设计
(一)数据来源及指标说明
本研究采用1994-2006年中国大陆29省市(除西藏和重庆外)的统计数据,以2006年为对比年分别计算1994-2005年的人均GDP增长速度,因此本文研究时间为12年,共计348个样本。同时,本文关注的是各省市之间的条件收敛,因此必须考虑控制部分导致地区之间经济发展差异的因素。结合前述介绍的相关理论和研究,本文主要考虑如下几个指标:平均教育水平(年)、就业人口比重(%)、第一产业人口比重(%)、非国有资产比重(%)、固定资产投资占GDP比重(%)、社会消费总额占GDP比重(%)。经消除价格因素后,再利用实际统计数据计算各经济指标。资料来源于各年统计年鉴。
(二)空间计量模型介绍及建立
本文利用面板数据进行实证分析,而面板数据模型根据参数设定的不同可分为固定效应模型和随机效应模型。一般而言,如果仅以样本自身效应为条件进行推论,宜采用固定效应模型;如以样本对总体效应进行推论,则应采用随机效应模型。由于本研究运用中国大陆各省市的统计资料建立模型并分析,目的旨在对各省市自身的效应进行研究,因此本文选择固定效应模型进行实证分析。
常用的收敛模型为Baumol(1986)提出的β收敛模型(Unconditional Convergence Model):
其中,ln(yi,t/yi,0)表示地区i(1,2,…,29)在t年间的人均GDP增长率;ln(yi,0)表示地区i在初始年份的人均GDP。因本文考察的是1994-2006年间的经济收敛情况,所以yi,0分别为1994,1995,…,2005年的人均GDP,yi,t为2006年的人均GDP。如果β<0,则表明各地区之间存在着绝对收敛,即落后地区的经济增长要快于发达地区;反之则不存在收敛。
但是,经济的增长不仅仅取决于初始水平,同时也受到其它多种因素的影响。因此,在模型(1)中加入其它变量来重新考察经济收敛问题,此时β衡量的是一种控制了适当因素后的经济条件收敛,则模型表达式为:
其中,Xi,0表示控制变量在初始年份的水平,本研究的控制变量包括:平均教育水平对数、就业人口比重、第一产业人口比重、非国有资产比重、固定资产投资占GDP比重、社会消费总额占GDP比重。
1. 空间滞后模型(Spatial Lag Model)
空间滞后模型是指当地区间的经济具有空间相关性时,直接利用模型(2)估计将产生偏差,因而需要引入空间权重矩阵对原模型加以修正,则模型(2)表达式修改为:
其中,ρ为空间自相关系数,W表示空间权重矩阵。这里W采用地理权重,即对于本研究所考察的29个省市,如果它们之间在地理上相邻则权重取1,否则取0。如果空间自相关系数ρ通过显著性检验,即ρ≠0,则表示相邻省市之间确实存在着经济上的空间相互影响关系。
2. 空间误差模型(Spatial Error Model)
当空间相关性存在于误差项时,此时应将模型(2)的误差纳入空间因素加以考虑,则模型表达式为:
其中,λ为空间误差系数,W表示空间权重矩阵。
二、实证结果对比分析
本文采用Matlab 7.3对模型进行估计,计算程序采用Elhorst(2004)提供的模块,固定效应空间滞后模型(Demosarfe)和固定效应空间误差模型(Demosemfe)(1)。
对比表1给出的估计结果发现,无论是空间滞后模型的空间相关系数ρ,还是空间误差模型的空间误差系数λ,其估计值均为正,且均在1%水平下显著。这表明中国大陆各省市之间的经济在空间上存在着明显的相依性。因此,缺乏考虑空间相关因素的固定效应模型其结果是不可靠的。对比空间滞后模型和空间误差模型,从模型总体统计量看,空间误差模型的拟合度和似然比明显大于空间滞后模型,且模型的估计误差σ2较小,显然,空间误差模型在整体上优于空间滞后模型;从参数估计量看,空间误差模型的参数估计量显著较空间滞后模型强,且在经济意义上体现得更为合理。因此,相比而言,笔者认为空间误差模型更为适合于结果分析。以下笔者将以空间误差模型为基础对其结果作进一步分析。
注:*表示在5%水平下显著,**表示在1%水平下显著。
在空间误差模型(1994-2005)中,β系数估计值为-0.085404(<0)且在1%水平下显著,这表明中国大陆各省市之间的经济发展在1994-2004年之间存在着条件收敛。在控制变量上,平均教育水平、就业人口比重和非国有资产比重的参数估计值均为正且均在1%水平下显著,社会消费总额比重的参数估计值为正且在5%水平下显著。这表明教育水平和就业水平越高的地区,其经济的增长速度越快。非国有经济成份越高,市场经济越活跃的地区,其经济的发展势头越高。第一产业人口比重可以在一定程度上反映出一地区的产业结构,而其估计参数值为负,在约6%水平下显著,这表明工业进程落后和第三产业欠发展的地区,其经济增长受到较大的限制。
为进一步研究经济收敛性在不同时段上的差异,笔者以1998-1999年为界,划分整个研究期间为两段进行空间误差模型的重新估计。根据表2的估计结果,分段期间和整段期间的β系数均为负,且均在1%水平下显著,这证明了条件收敛性的显著存在。从β系数估计值的绝对量看,1994-1998年间(0.097087)最大,整段期间(0.085404)次之,1999-2005年(0.028283)最小。这表明,20世纪90年代中后期中国大陆各省市之间的经济收敛速度要快于1994-2003年间,而20世纪末21世纪初期中国大陆各省市之间的经济收敛速度大幅减缓,低于1994-2005年间整体收敛速度;且由于前一时段高速收敛的带动,整段期间的收敛速度仍然保持较高水平。观察前后两个时段的空间误差系数的估计结果(0.900978,0.914992)可以发现,两个时段内的中国大陆各省市之间的经济发展均存在着显著的正向空间相关。
注:*表示在5%水平下显著,**表示在1%水平下显著。
从表2中控制解释变量的估计结果看,前后两个时段的平均教育水平均对经济增长起到显著的推动作用(0.367148,0.255134),这表明了人口素质的重要性;就业人口比重同样也积极地推动地区的经济发展,但是前一时段的影响力(1.635092)要远大于后一时段(0.350423),这一现象的解释是,随着中国的经济体制改革,多种经济成份竞相活跃发展,且劳动力在地区之间的流动性不断加强,从而后一时段的就业人口比重对经济增长的影响力大大削减;非国有资产比重在前一时段对经济的影响不显著,这主要是因为,在国有企业改革之前,中国的市场经济备受诸多限制,因此其它成份的资产对经济的积极效应未能得到充分体现,这表现制度层面对经济的影响力。
三、结论
在考虑地区之间的空间相关性之后,本文基于中国大陆各省市的经济统计资料面板数据建立了空间计量经济学模型,对中国经济的β收敛性加以考察,有效地避免了传统估计方法所可能导致的结果偏差。实证结果显示,1994-2006年期间,中国大陆各省市之间的经济呈现显著的条件收敛;通过分时段的考察发现,1994-1998年期间的收敛速度要快于1999-2005年期间的收敛速度。同时,对控制变量参数估计结果的分析表明,教育水平、就业比重和非国有资产比重均对地区经济有显著的推动作用,这在一定程度上体现了人力资本和制度对经济的影响力;而第一产业从业人口比重则在一定程度上限制了地区经济的增长,这在一定程度上体现了工业进程的重要性和产业结构调整的重要性。
摘要：基于中国大陆29个省市的面板经济数据,建立空间计量经济学模型,实证研究中国省市经济的收敛性,结果表明,在1994-2004年期间,中国大陆省市经济存在着显著的条件收敛现象;以1998-1999年为界的分两时段考察进一步发现,前一时段的收敛速度远快于后一时段的收敛速度;对控制变量的分析表明,教育、就业水平和非国有率有效地推动地区经济的增长,而第一产业人口比重则对地区经济产生阻碍。
计量国民经济的 篇11
关键词：模型；产业结构；经济增长；回归分析
一、模型建立和数据来源
（一）数据收集及预处理
本文采用的原始数据来源于《中国统计年鉴》。选用1978-2008年的中国国内生产总值（GDP），同时将GDP数据用GDP平减指数换算成1978年的不变价格计算的实际GDP。本文采用的变量有：实际GDP、X是用比重来表示有关的经济结构，Y是以不变价格计算的人均收入（人均GDP），N是总人口数（年底数）。为了克服数据中的异方差和剧烈波动，分别对三个变量取对数，于是得到本文三个变量为lnY、lnX、lnN。
（二）模型
LnX=?琢+?茁1LnY+?茁2Ｌn2Y+?酌LnN+?滋（1）
其中，X是用比重来表示有关的经济结构，Y是以不变价格计算的人均收入（人均GDP），N是总人口数（年底数）
对（1）式Y求导，并乘以Y得：
其中（2）式表示经济结构的收入弹性，若观察期内人均收入（人均GDP）是增加的，（?茁1+2?茁2ＬnY）的估计为正表示该部门比重上升，（?茁1+2?茁2ＬnY）的估计为负表示该部门比重下降。（3）式表示经济结构的人口弹性。?酌的估计值表示总人口增加1%，若?酌＞0则表示该部门比重上升个百分点；若?酌＜0则表示该部门比重下降个百分点。
二、回归结果和分析
（一）生产结构变化的趋势
用（1）式对我国1978—2007年期间生产结构数据进行估计，解释变量是人均GDP（为消除价格因素的影响，在此以1978年的不变价格计算）和人口总数（年底数）
其中X1，X2，X3分别表示第一、第二、第三产业的GDP所占比重，它们分别作为被解释变量
1.第一产业回归结果
LnX1=28.88143+0.469162LnY-0.081197Ln2Y-2.658428LnN
(3.148749)(3.558289)(-7.572629)(-3.273703)
R2=0.999999R2=0.999999
D.W=1.403484 F=4352.659
回归结果说明：第一产业GDP比重的收入弹性是(0.469162—0.162394LnY)，表明随着人均收入水平的提高，第一产业部门生产比重下降，且下降速度逐渐加快，人口弹性为-2.658428，表明如果收入水平不变，人口增长1%，则第一产业GDP比重下降7.66%
2.第二产业回归结果
LnX2=37.49796+0.362824LnY-0.013936Ln2Y-2.658428LnN
(7.824895)(7.083908)(-3.630364)(-7.991102)
R2=0.999962R2=0.999958
D.W=1.452195 F=96.59340
回归结果说明：第二产业GDP比重的收入弹性是(0.362824-0.027872LnY)，表明随着人均收入的提高，第二产业部门生产比重逐步提高；人口弹性为-3.370307，表明如果收入水平不变，人口增长1%，则生产比重下降3.37%
从此说明第二产业生产比重随着人均收入的提高而上升，但上升速度又被人口增长产生的相反效应所减缓。
3.第三产业回归结果
LnX3=-5.2.21124-0.301225LnY+0.01729Ln2Y+4.445641LnN
(-17.42694)(-8.195543)(6.418044)(16.80395)
R2=0.999944R2=0.999938
D.W=1.77214F=2547.672
回归结果说明：第三产业GDP比重的收入弹性是(-0.301225+0.034592LnY)，人口弹性为4.445641，这说明第三产业比重随着人口增长而大幅度上升，但上升速度又被人均收入增长产生的效应。
（二）就业结果变化趋势
再用（1）式对1978~2007年我国就业结构进行回归分析，其中N1，N2，N3作为解释变量，它们分别表示第一、第二、第三产业部门比重。
1.使用第一产业就业数据得出的结果
LnN1=8.362440-0.259783LnY-0.032023Ln2Y-6.205529LnN
(13.88437)(-49.43181)(-11.37898)(-14.90976)
R2=0.999999 R2=0.999999
D.W=2.269839F=189608.1
2.使用第二产业就业数据得出的结果
LnN2=-0.050790-0.11312LnY+0.017810Ln2Y-0.429601LnN
(-0.467052)(-17.36648)(16.95667)(-5.433042)
R2=1.000000R2=1.000000
D.W=1.264394 F=69837.90
3.使用第三产业就业数据得出的结果
LnN3=1.118439+0.682658LnY-0.0877092Ln2Y-2.461746LnN
(1.786708)(22.98997)(-15.40536)(-5.559841)
R2=0.999961 R2=0.999956
D.W=1.444947F=5623.711
根据以上计算，我国在1978~2008年期间，第一产业部门就业比重的收入弹性为(-0.259783-0.064046lny)，人口弹性为-6.205529，表明第一产业就业比重随着人均收入提高而下降，下降速度随着人口增长而趋强；第二、第三产业部门比重的收入弹性分别是(-0.110312+0.035620lny)和(0.682658-0.174184lny)，人口弹性分别是-0.429601和-2.461746，说明第二、第三产业就业比重上升，而上升速度因人均收入增加和人口增长而减缓。
（三）经济增长部门因素分析
式中，G表示GDP增长率；G1，G2，G3表示第一、二、三产业部门增加值的增长率下面对1978~2007年期间产业结构变动过程中GDP增长的部门贡献进行测定
G=0.022985+0.318613G1+0.265069G2+0.397852G3
(1.113094)(16.88725)(6.464233)(9.514428)
R2=0.999993R2=0.999992
D.W=1.546981F=2408.892
从上模型得知1978~2008年期间，第一产业部门GDP弹性为0.318613，说明第一产业部门增长1%，将带来GDP总额增加0.239227。同理第二、第三产业部门GDP年增长率对于整个年增长率的贡献分别为0.265069和0.397842。
参考文献：
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计量国民经济的 篇12
中国是世界上最早利用煤的国家。无论是从中国能源资源赋存以及现已形成的能源工业生产力布局,还是从中国能源系统和国民经济实际运行的分析来看,煤炭在能源结构中都占据了不可替代的主导地位。历史数据表明,中国煤炭资源与经济发展有着密不可分的关系,无论是煤炭市场供需的分析还是煤炭资源与国内生产总值的关系,都显现出煤炭资源对中国经济发展起到的贡献作用,然而,高速发展的同时也伴随着环境破坏的代价。与此相适应的可持续发展理论、循环经济理论油然而生,特别是近几年来低碳经济概念的发展,引领着煤炭资源朝着绿色、清洁、高效的可持续方向发展。
1 煤炭资源的现状
1.1 世界煤炭资源
煤炭被人们誉为黑色的金子,工业的食粮,是十八世纪以来人类世界使用的主要能源之一。煤炭是地球上蕴藏量最丰富、分布地域最广的化石燃料,据调查世界各国煤炭资源分布较不均匀。其中欧洲地区、亚太地区及美国是煤炭总量最多最集中的区域。就个别国家而言,美国、俄罗斯和中国是煤炭资源的大国,而中国与前两者不同之处在于,美国和俄罗斯煤炭结构中,以次烟煤和褐煤居多,多于各自的无烟煤和烟煤,而此景在中国恰相反。在中国的煤炭结构中,无烟煤和烟煤多于了次烟煤和褐煤。
然而就储采比而言,中国的煤炭资源则表现出仍有较大开采空间的特点:中国的煤炭储采比是众多国家和地区中最低的,远低于阿萨克斯坦和乌克兰等。
总的说来,世界各地的煤炭资源分布并不平衡,煤炭主要集中在北半球,世界煤炭资源的70%分布在北半球。其中,亚洲、北美洲和欧洲占全球煤炭储量的绝大部分,南美洲和非洲等地则极少。按目前的煤炭消费水平计算,世界煤炭资源可供开采200多年。
1.2 中国煤炭资源
按中国煤炭地质总局1999年第三次全国煤炭资源预测,全国煤炭资源总量为55700亿吨,但探明煤炭储量为10421.35亿吨,探明可经济开发的剩余总储量为1145亿吨,在探明储量中,烟煤占75%,无烟煤占12%,褐煤占13%。品种齐全,但不均衡。中国煤炭储量主要分布在华北、西北地区,集中在昆仑山-秦岭-大别山以北的北方地区,以山西、陕西、内蒙古等省区的储量最为丰富。
中国是一个煤炭资源相对丰富、石油和天然气资源缺乏的国家。从2000年开始,中国煤炭产量连续四年增长,从2000年的10亿吨低谷,上升到2004年的约19.56亿吨,比2000年增长90%,并且在能源消费结构中,煤炭占据主导地位。目前,虽然随着经济发展,其他一次能源(如石油、天然气)的消费逐渐增多,但是中国富煤、贫油、少气的能源储备特点和经济发展阶段特点,决定了煤炭仍是中国最主要的一次能源。尽管对中国未来能源需求的预测能力各不相同,但基本结论都显示以煤为主的格局将长期存在。
总之,煤炭作为不可再生资源,储量有限,需要节约利用。
2 煤炭资源与中国经济发展的关系
孙祥斌(2006)利用相关系数分析指出,煤炭资源的产量与消费量与国内生产总值有着显著的相关关系,且从前人的文献中可以看出,国内生产总值(GDP)、资本投入(K)、劳动投入(L)和能源投入(E)之间的向量自回归模型的建立,更是证明了能源,特别是以煤炭为主要能源的中国,其产量与消费量与国内生产总值有着密不可分的关系。基于此,为了更好地表明煤炭资源与经济发展之间的相关关系及关系程度,特建立计量经济模型,通过量化的方式,对其进行分析:
2.1 模型的建立
经过以上分析,国内生产总值(单位:亿元)的变化可能会受到煤炭生产量(单位:万吨)与煤炭消费量(单位:万吨)的影响,为分别测定二者与国内生产总值的相关关系的数量形式,采用简单一元回归较为合适,而数据的预处理又显示,模型的拟合线接近一条直线,这就要求一元回归模型要采用线性形式,其基本函数表达式如下(1)式所示,Eviews的最小二乘结果如图1、2所示。
再进行了数据的预处理之后,首先,对煤炭生产量与国内生产总值之间的关系进行量化分析:
根据图1的结果,可初步设定煤炭生产量与国内生产总值的一元线性回归模型的公式为:
同时,由图1可以看出,该模型R2=0.946467,R2=0.943129,模型的拟合效果较好。而在样本数据为18,给定显著水平α=0.05的情况下,查DW分布表得临界值dL为1.158和dU为1.391。由图1的回归结果可得,该模型的DW值为0.385533,0<=DW<=dL,说明模型存在正相关,因此,采用广义差分法对模型进行调整。
进而,对煤炭消费量与国内生产总值之间的关系进行分析和处理:
由图2的结果,可初步设定煤炭消费量与国内生产总值的一元线性回归模型的公式为:
同时,由图2可以看出,该模型R2=0.930232,R2=0.925871,模型的拟合效果较好。而在样本数据为18,给定显著水平α=0.05的情况下,查DW分布表得临界值dL为1.158和dU为1.391。由图2的回归结果可得,该模型的DW值为0.332477,0<=DW<=dL,说明模型存在正相关,因此,采用广义差分法对模型进行调整。
2.2 模型的检验
2.2.1 煤炭生产量与国内生产总值的一元回归模型检验
(1)经济意义检验。从广义差分的结果可以看出,X的系数为正值,即煤炭生产量提高,国内生产总值增加,模型与预期结果一致,且符合一般经济学理论,该模型可以反映解释变量对被解释变量的影响。
(2)统计推断检验。由广义差分结果得知,可决系数R2=0.842107,认为模型的拟合度可以接受;系数显著性检验:给定α=0.05,查t分布表,在自由度为n-2=15时得临界值2.131,由于解释变量系数的t值远大于临界值,所以煤炭生产量对国内生产总值有显著影响。
2.2.2 煤炭消费量与国内生产总值的一元回归模型检验
(1)经济意义检验。从广义差分的结果可以看出,X的系数为正值,即煤炭消费量提高,国内生产总值增加,模型与预期结果一致,且符合一般经济学理论,该模型可以反映解释变量对被解释变量的影响。
(2)统计推断检验。由广义差分结果得知,可决系数R2=0.78048,认为模型的拟合度可以接受;系数显著性检验:给定α=0.05,查t分布表,在自由度为n-2=15时得临界值2.131,由于解释变量系数的t值远大于临界值,所以煤炭消费量对国内生产总值有显著影响。
2.3 结论
上述分析结果表明,无论是煤炭生产量还是煤炭消费量都与国内生产总值有着密切的相关关系,其中,当煤炭生产量每增加一单位时,就会带来国内生产总值1.79个单位的增加,而当煤炭消费量每增加一个单位时,就会带来国内生产总值1.75个单位的增加。可见,煤炭资源的生产与消费与国民经济息息相关。而这一结论也这与前人研究的煤炭市场供需现状相吻合。
从另一个意义层面来说,煤炭资源对国民经济的发展确实起到了至关重要的作用。中国经济的发展离不开煤炭的供给和消费,人民物质生活水平的提高及生产生活所需也与煤炭有着默契的联系,两者相辅相成,密不可分。
3 实现煤炭资源的低碳增长
高碳经济的增长方式是加速导致全球气候变暖不争的事实,低碳经济是以低能耗、低污染、低排放为基础的经济模式。发展低碳经济的实质是能源高效利用、清洁能源开发、追求绿色GDP的问题,其核心是能源技术和减排技术创新、产业结构和制度创新以及人类生存发展观念的根本性转变,其目标是努力实现经济发展方式和能源消费结构的根本转变。作为发展中国家,受技术水平限制,我国高能耗的经济增长一直以能源的低效利用为代价,与生产相伴生的高污染、高排放严重影响我国经济发展。
为了实现煤炭资源的低碳增长,促进经济与社会的可持续发展,提出以下三个理论,以发展煤炭资源:
3.1 基于可持续发展理论
可持续发展理论是在近20年随着生态资源危机的严重化和环境科学的发展而形成和发展起来的,其含义是“既满足当代人的需要,又不对后代满足其需要的能力构成危害的发展”。
可持续发展是绿色GDP的核心,也是低碳经济的最终目标。煤炭资源,因其的特殊性,在其开采、加工、利用等一系列过程中伴随着没有被充分燃烧而残留的环境污染和破坏。正因如此,很多煤炭资源产业并没有实现加工和利用的全生命周期,表现出了整体性较差的特点。
3.2 基于循环经济理论
纪成君(2008)指出,循环经济是对物质闭环流动型经济的简称。从物质流动的方向看,传统工业社会的经济是一种单向流动的线性经济,即“资源→产品→废物”,线性经济的增产,依靠的是高强度地开采和消耗资源,同时高强度地破坏生态环境。而循环经济是一种“促进人与自然的协调与和谐”的经济发展模式,它要求以“减量化、再利用、再循环”(3R)为社会经济活动的行为准则,运用生态学规律把经济活动组织成一个“资源→产品→再生资源”的反馈式流程,实现“低开采、高利用、低排放”,以最大限度利用进入系统的物质和能量,提高资源利用率,最大限度地减少污染物排放,提升经济运行质量和效益。
3.3 基于工业生态学理论
工业生态学理论是一门新兴的学科,它为研究人类工业社会与自然环境的协调发展提供了一种全新的理论框架,即通过“供给链网”分析(类似食物链网)和物料平衡核算等方法分析系统结构变化,进行功能模拟和分析产业流(输入流、产出流)来研究工业生态系统的代谢机理和控制方法。其核心思想是在产品的整个生命周期内不应对环境和生态系统造成危害,追求的是人类社会和自然生态系统的和谐发展,寻求经济效益、生态效益和社会效益的统一,最终实现人类社会的可持续发展。
由此可见,上述三个理论相辅相成,共同构成了煤炭资源可持续发展的保障体系。那就是:以煤炭利用企业为核心,采用高效清洁的煤炭利用技术、信息技术,建立生态工业园,发展循环经济,实现可持续发展。
煤炭资源对中国经济的发展毋庸置疑,然而由煤炭资源带来经济高速发展的同时,也暗藏汹涌:一系列环境问题正在潜移默化地发生着,并且不断壮大,煤炭资源开采、利用对国民安全的危及屡见不鲜,对中国环境的破坏令人堪忧。
中国的经济首先应该是绿色的,其次是高速的。高碳增长的方式已不再适合日益壮大的中国,能源开发、技术创新、产业转型已整装待发,煤炭这种高碳能源消耗的资源将渐行渐远,实现煤炭资源的低碳增长,减少温室气体的排放,最终达到社会发展与环境保护双赢的局面已势在必行。然而,作为消费煤炭资源的我们,该如何作为,是值得深思的一个问题。
参考文献
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