前言：中文期刊網精心挑選了計量分析論文范文供你參考和學習，希望我們的參考范文能激發你的文章創作靈感，歡迎閱讀。

計量分析論文范文1

論文摘要：本文認為，相關性與可靠性共同決定了會計信息的決策有用性，兩者缺一不可，對兩者之間關系的合理判定直接影響到計量屬性的選擇。作為一種備受注目的計量屬性，公允價值是否同時具備相關性和可靠性質量特征，需要深入剖析公允價值的內涵，澄清公允價值計量的相關性和可靠性質量特征至關重要。

一、會計信息質量特征：相關性與可靠性

(一)相關性與可靠性的涵義關于會計信息的相關性，國際會計準則委員會(IASC)認為，當信息能夠通過幫助使用者評價過去、現在和未來事項或確認、更改他們過去的評價，從而影響到使用者的經濟決策時，信息就具有相關性。而美國財務會計準則委員會(FASB)的概念公告對相關性所下的定義為信息導致差別的能力，并把預測價值、反饋價值與及時性并列為相關性的標志。相關有一般相關與特殊相關之分。一般相關是指滿足現有的和潛在的投資者、雇員、貸款人、供應商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相關是指會計信息與某類信息使用者的特定決策相關。相關性也是相對的，在相關與不相關之間還存在著低度相關、高度相關等程度不同的相關。值得注意的是相關性是指會計信息在內容上與決策相關，不涉及信息的可靠與否。也即不具備可靠性的信息并不妨礙其相關性。如會計信息使用者需對某企業上年的盈利能力做出決策，那么該企業上年度的凈利潤就是與之相關的會計信息。雖然此數值可能是該企業利用虛假業務編造出來的，但這不影響凈利潤數值與特定決策的相關性。只能說明該凈利潤數值這一相關信息由于不具備可靠性而喪失了有用性。關于會計信息的可靠性，至今沒有一個權威的定義。IASC認為資料當其沒有重要差錯或偏向并能如實反映其所擬反映或理當反映的情況，而能供使用者作依據時，資料就具備了可靠性。而FASB把反映真實性、可核實性和中立性并列為可靠性的標志。其中反映真實性是可靠性的靈魂，而可靠性和中立性則是驗證可靠性應具備的條件。由此可見，可靠性是指會計信息能夠再現重大的財務關系?？煽啃圆煌谡鎸嵭裕鎸嵭允峭耆脑佻F，而可靠性允許有誤差的幅度，是相對的，是否可靠還取決于會計信息允許包括誤差的程度，允許誤差的程度則決定于這種誤差不致于降低信息的有用價值。不影響決策的正確性。雖然估計和假設是會計所固有的，但并不會損害可靠性。國際會計準則委員會在《編制財務報表的框架》中提到，成本或價值在許多情況下都需要估計，合理的估計是會計報表編制工作的一部分，這并不會損害其可靠性。

(二)可靠性與相關性關系的合理判定由以上分析可見，可靠性與相關性是會計信息的兩個獨立的質量特征，在內涵上互不影響：信息是否相關不需要可靠來支持。信息是否可靠也與相關性毫不相干。但要達到會計信息有用性這一目標，會計信息必須同時具備相關性和可靠性，兩者缺一不可，否則會計信息就喪失了有用性。亦即相關又可靠的會計信息一定是有用的，而有用的信息肯定同時具備一定的相關性與可靠性。首先作為相對概念，在量的規定性上，相關性與可靠性并非總是在同一方向上影響信息的有用性，但又必須盡可能地統一于信息有用的目標之下。提高一定程度的相關性，在特殊情況下可以犧牲一定的可靠性，同樣，為了達到更高的可靠性，也可犧牲一定的相關性，只要能滿足對決策有用的目標即可，兩者的度可根據具體情況靈活把握。如預測性信息具有極高的預測價值，即相關程度很高，但由于其反映的是未發生的經濟業務，可靠性必然較差，只要編制該信息所依據的基本假設、所選用的會計政策及預測的編制基礎是合理的，就可達到信息使用者決策有用的目標，而不必強求該預測信息一定可以實現；而歷史成本信息，由于其具有可核實性這一其他計量屬性無可比擬的優點，可靠性較高，但由于其反應的是過去的交易和事項，與面向未來的決策相關性就差一些，但權衡利弊仍能滿足信息使用者的需要。這是在各界對歷史成本提出強烈批評的情況下，這一計量屬性仍未退出歷史舞臺的原因。其次，在考慮會計信息的決策有用性時，相關性與可靠性之間并不必然存在此消彼長，互相矛盾的關系，兩者必需兼顧。當一方提高時，在保證信息有用的前提下，允許另一方有所下降，但并不意味著一方的提高必然導致另一方的下降。應該遵循效益大于成本原則，追求會計信息的可靠性與相關性的共同提高，以便更大程度地滿足信息使用者的需要，這也是會計自產生以來的發展方向。如果一項會計創新，在導致所提供會計信息的可靠性與相關性比已有信息都有所下降的情況下，仍能在新的方面滿足信息使用者的需要，也是可行的。為了達到會計信息有用性這一目標，在不同的情況下，兩者各自的程度會在一定范圍內有所波動，但由于不存在此消彼長的關系，其間也就不存在誰更重要一些的問題，即不存在一定要犧牲一定程度的可靠性去換取更大的相關性，或一定要在保證相關的前提下，盡可能提高可靠性的問題，這都是實際工作中相關與可靠之間權衡的特殊情況，不具有一般性。

二、公允價值的內涵及其計量

(一)公允價值的定義IASC將其定義為：在一項公平交易中，熟悉情況、自愿的雙方交換一項資產或清償一項債務所使用的金額。FASB的定義是：公允價值，指在當前交易中，自愿的雙方買入(承擔)或賣出(清償)-項資產(負債)所使用的金額。我國會計準則的定義是：在公允價值計量下，資產和負債按照在公平交易中，熟悉情況的交易雙方自愿進行資產交換或者債務清償的金額計量。由此可見，公允價值的認定依據是市場上對資產或負債公平、自愿的交易金額，從本質上講，公允價值是一種基于市場信息的評價。

(二)公允價值的內涵及外延公允價值是很廣的概念范疇，并不僅是與其他計量屬性相并列的概念，可以說是其他屬性存在的基礎，即需要反映交易和事項內含的公允的價格，并同時兼具可靠性、相關性的信息質量特征。公允價值概念是會計環境變化的產物，絕不僅是現有會計計量屬性的簡單統一。一般認為，公允價值是與歷史成本相對立的復合計量屬性，這包括兩層含義：公允價值不包括歷史成本；公允價值可包括現行成本、現行市價、未來現金流量現值等，其與現行價值概念十分接近。但公允價值和歷史成本并不是對立的，因為歷史成本和公允價值在邏輯上是一致的。歷史成本(收入)作為已經發生的交換價格，是過去某個時點的公允價值。而現行成本、可變現價值、現行市價，以及短期的可變現凈值和以公允價值為計量目的的未來現金流量的現值，在沒有實際交換價格的情況下，通過模擬實際交換價格來實現公允價值的方式，也可以看做是公允價值的表現形式。因此，公允價值概念與上述各計量屬性之間的關系并不是必然的，是有一定條件的，只有符合公允價值定義、具有相關性和可靠性質量特征的上述計量屬性才是公允價值。

三、基于相關性和可靠性的公允價值信息質量

(一)公允價值的相關性公允價值反映的是在特定的時點和經濟狀態下，市場對資產或負債的定價，而公允價值的變化，也反映了市場對資產或負債所認可的價值變化。在完善的市場中，市場定價反映的是所有市場參與者對資產或負債價值的期望值，是統計上具有無偏性的指標，這個指標中包含了所有影響該資產或負債價值的信息。在知識經濟時代，大量新業務不斷涌現，企業的某些無形資產。如商譽、知識產權、人力資源、衍生金融工具等在現有的計量模式下遇到了難題，這些都影響了會計信息的相關性和有用性。而采用公允價值則能夠對這些資產進行確認和計量，以滿足投資者對這些與決策相關信息的需要。相比較而言，歷史成本反映的是在資產獲得時或者負債形成時市場對其價值的評價，而市場只有在資產轉讓或負債償還時才反映其價格的變化，即被確認為利得或損失。這種會計處理方法與瞬息萬變的金融市場是不相符的，更何況轉讓或償還并不是導致損失或利得發生的原因。

由于公允價值是以市場定價為基礎的，所以其決策價值要明顯優于歷史成本。首先，金融資產或金融負債的購買(或形成)時間和歷史成本都不會影響后續計量，只有報告日的市場條件、債務人的信譽等因素才會影響到公允價值。其次，公允價值也不會受資產或負債持有人及其持有目的等因素的影響，這樣可避免資產或負債計量中的一些武斷的標準并減少管理當局操縱會計數字的空間。與此相比，歷史成本計量屬性卻會使相同的金融資產變得不同，使不同的金融資產變得相同，甚至會誤導決策。再次，由于公允價值是市場的無偏定價，所以同一會計主體各個會計期間以及不同會計主體之間，計量技術都是一致的，使會計信息的可比性大大增強。在預測功能方面，由于公允價值能夠及時地確認市場條件變化所引起的資產、負債價值的變化，不斷滿足外部投資者對公司價值信息的需求，從而就具有歷史成本所不可比擬的預測價值。實證研究表明，公允價值具有相關性質量特征，如MaryE.Barthetal(1996)檢驗了美國1992年和1993年銀行的數據，樣本銀行占到了美國所有商業銀行總資產和總存款的90％。研究發現，商業銀行的股價確實會反映銀行披露的公允價值信息；商業銀行的健康狀況越差，投資者對銀行貸款定的權重越低；在披露公允價值的主要資產和負債中，尤其是貸款，公允價值對股價的解釋能力顯著優于歷史成本。這證明銀行金融工具的公允價值披露具有價值相關性。因此，公允價值與歷史成本相比，能更加準確地反映企業的財務狀況和經營成果，從而為信息使用者提供與決策更相關的信息。

計量分析論文范文2

關鍵詞：經濟集聚；經濟增長；空間計量模型

一、引言及文獻綜述

縱觀世界經濟的發展歷史，經濟的空間集聚是一種普遍存在的現象，正如克魯格曼所言：“經濟活動最突出的地理特征是什么?一個簡短的回答肯定是集中”。與經濟的空間集聚相伴而生的是區域經濟增長的非均衡化以及地區差距的擴大。作為中國經濟增長最快、最具活力的省區之一，江蘇省內部表現出很強的經濟集聚趨勢，同時一直受到經濟發展不平衡問題的困擾，地區間差距在最近20年迅速擴大。集聚是否是導致地區經濟增長差異的重要因素?本文擬對這一問題進行實證研究。

長久以來，經濟增長與經濟集聚的研究幾乎互不相關。然而，現實表明，經濟活動的空間聚集與經濟增長是很難被分割的兩個過程。20世紀90年代后期，一些新經濟地理學領域內的學者開始嘗試整合新經濟地理學與新增長理論，在統一的理論框架下探討集聚與增長之間的相互作用，其中開創性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他們通過強調技術外溢和空間集聚的相互作用，為解釋經濟集聚和經濟增長之間的內在聯系提供了一個非常清晰和簡明的理論分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基礎上通過改進研發部門的生產函數和熟練工人的動態遷移過程，給出了一個數學分析更加容易、分析結果更加具體的整合模型。Dupont(2007)也在集聚與內生增長的框架下，分析了經濟一體化過程對區域差異和不平等的影響。他們的研究表明：集聚對于整體的經濟增長是有利的，地理位置會影響到經濟增長。

伴隨著理論研究的深入，經濟學家開始針對經濟集聚與經濟增長之間的關系展開實證研究。許多研究驗證了集聚的增長促進效應。如Ciccone(2002)使用5個歐洲國家NUTS第3級地區的數據分析了就業密度對于平均勞動生產率的影響，發現制造業與服務業活動的集聚的確對區域經濟的增長具有正面效應。Henderson(2003)使用70個國家1960-1990年的面板數據，發現城市首位度(一國最大城市份額)在低收入國家有利于經濟增長。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地區1980-2000年的數據，探討了區域內經濟活動空間集中對增長績效的影響，發現生產活動的內部空間分布越不平衡的地區增長越快。但也有部分研究得出了與理論預測相反的結論，如Sbergami(2002)使用6個歐盟成員國1984～1995年的跨國面板數據對經濟增長率和經濟集聚相互關系進行實證檢驗，研究結果發現。高技術行業、中等技術和低技術行業的集聚對于經濟增長率的影響都是負面的。㈣更為復雜的是，空間集聚對經濟增長的影響可能是非線性的，在發展的早期階段，集聚促進增長；但當達到某個收入水平后，集聚對經濟增長就沒有作用，甚至有害于經濟增長。這一假說得到了Brulhart和Sbergami(2009)的驗證，他們利用跨部門OLS和動態面板GMM估計方法研究了一國經濟活動的空間集聚對國家層面增長的影響，發現只在經濟發展的某一水平集聚才能推動GDP增長，關鍵水平約為人均10000美元。

針對中國的經濟集聚與經濟增長問題，范劍勇(2004)認為，中國現階段仍處于“產業高集聚、地區低專業化”的狀況，國內市場一體化水平總體上仍較低，且滯后于對外的一體化水平，這一現狀使得制造業集中于東部沿海地區，無法向中部地區轉移，進而推動地區差距不斷擴大。㈣張艷、劉亮(2007)運用工具變量法，基于中國城市的面板數據實證檢驗了經濟集聚對于城市人均實際GDP的影響，結果發現，經濟集聚具有內生性，它對于城市經濟增長具有顯著的促進作用。張卉、詹宇波、周凱(2007)構造了產業間集聚指數和產業內集聚指數，并以此作為解釋變量實證檢驗了中國產業集聚與勞動生產率和經濟增長的內在關系。他們的研究發現，產業內集聚和產業間集聚都對中國經濟增長存在顯著影響。吳利學、傅曉霞(2008)以規模報酬遞增為基礎構建了一個包含集聚經濟的生產函數，分析了城市化和市場化對中國各地區集聚經濟效應的影響，他們的實證研究發現，中國各地區集聚經濟效應顯著，且集聚經濟效應在地區經濟增長中作用明顯。馬君潞、郭威(2007)通過對我國分省面板數據的實證分析表明，提升一個地區吸引外商直接投資的能力很大程度上取決于該地區的集聚經濟環境，因此，積累集聚經濟優勢是吸引外資、促進區域經濟增長的途徑之一。

在這些實證分析中，雖然有的研究也考慮到了不同地區差異的影響并以地區虛擬變量來衡量，但從本質上看，區域總是被當成一個獨立的個體進行分析，區域間潛在的相互影響往往被忽略。事實上，任何一個地區的經濟都不可能獨立存在，它總是與其他經濟體存在著千絲萬縷的聯系。但在多數研究中，這一觀點都還沒有被正式引入模型進行實證分析。

空間計量經濟學是在橫截面或面板數據中研究經濟單位的空間相互作用，近年來越來越受到學術界的關注。一些學者開始運用空間計量方法，明確將地理空間因素考慮到經濟集聚與經濟增長的實證研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省級橫截面數據，從空間經濟學的視角研究了中國經濟增長問題，并指出中國區域經濟增長的來源主要是非農業勞動力增長率、制造業產出、資本積累和實際的外商直接投資。林光平、龍志和及吳梅(2005)采用空間計量經濟方法，研究我國28個省(市、區)1978～2002年間人均GDP的盧收斂情況，認為隨著經濟體制改革的深入，地區間的空間相關性對各地區經濟增長的作用越來越大，我國地區間經濟存在收斂性，但是它的估計值表現出增大的趨勢?！眳怯聒Q(2007)運用空間計量經濟學模型，對2000年中國2030個縣域的增長集聚與差異進行了空間計量分析，結果表明，中國縣域經濟增長不僅與人力資本、城市化、工業化、信息化等因素密切相關，而且與相鄰縣域的經濟增長之間存在一定的空間依賴性。㈣符淼(2009)采用空間計量分析方法對技術傳播的空間模式進行了實證研究，發現技術和經濟活動都存在局部集聚，技術集聚度高于經濟集聚，且兩者的集聚度隨時間增強，地理分布高度一致。隨地理距離快速下降的技術溢出效應是導致局部集聚和東西部發展不均衡問題的原因之一。

針對江蘇經濟表現出來的空間集聚現象與地區差距問題，本文擬采用空間計量經濟模型，對江蘇省縣域經濟集聚與經濟增長的關系進行實證檢驗。

二、江蘇省縣域經濟活動的空間相關性

首先，畫出江蘇省2007年縣域人均GDP的空間分布四分圖(圖1)。按照人均GDP的大小，65個縣域被平均分為4組，以顏色的深淺代表相應縣域的人均GDP的大小。由圖1可見，江蘇省縣域層次的經濟活動在地理分布上是極不均衡的，呈現出蘇南一蘇中一蘇北梯度遞減模式。并且鄰近區域的經濟指標水平基本相近，具有明顯的集聚特征。

接著，通過計算縣域人均GDP的MoransI指數對其空間相關性進行檢驗。Moran''''sI是最常用的檢驗空間自相關性的統計指標。利用GeoDa0.9.5軟件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上顯著，表明江蘇省縣域經濟的分布的確存在明顯的空間相關性。

進一步，作出江蘇省2007年縣域人均GDP空間自相關聚類圖(圖2)，圖中HigllHigh部分表示人均GDP高的地區被人均GDP高的地區所包圍，Low-Low部分表示人均GDP低的地區被人均GDP低的地區所包圍。這種分布顯示出江蘇省縣域經濟之間存在著正的空間自相關性，形成了某種空間“俱樂部”現象。人均GDP水平較高的縣域(H-H地區)集中分布在蘇南地區，而人均GDP水平較低的縣域(L-L地區)則分布在蘇北地區，地區之間經濟增長差異顯著。

由此可見，我們觀測到的截面區域之間在地理上是一些明顯具有空間依賴性的經濟實體，誤差項獨立的假設在統計上被拒絕了，也就是說，OLS估計的結果是不可信的。因此，這里將地理空間維度引入研究中來，采用空間計量經濟學模型來估計經濟集聚對經濟增長的影響是十分有必要的。

三、變量選取、數據來源與模型設定

(一)變量選取與數據來源

本文關心的問題是經濟集聚是否會促進經濟增長，因此，在進行實證檢驗時，需要對經濟增長和經濟集聚分別進行度量。本文選取人均GDP的自然對數來衡量縣域經濟的增長。由于各地區在人口和面積方面相差很大，因此選取人均GDP為測度指標來衡量地區經濟發展差異，具有一定的客觀性。關于經濟集聚，本文選取第二產業區位熵、第三產業區位熵和城市化三個指標來衡量經濟集聚的程度。i地區i產業的區位熵定義如下：其中：Eij表示j地區i產業的產值，∑iEij表示i產業在整個區域的總產值，∑jEij表示j地區的總產值，∑i∑jEij表示整個區域的總產值。因此，該指標的分子是j地區的i產業占整個區域該產業總產值的份額，分母是j地區的總產值占整個區域總產值的份額，通過兩者的比來評價i產業在j地區的集聚程度。區位熵小于1說明該產業的集聚化水平比較低，區位熵等于或大于1說明該產業的集聚化水平較高。區位熵越大，說明該地區的這一產業在整個區域范圍內的集聚程度越高。

本文中令i=1，2，3，分別表示三次產業；j=1，2，…，65，分別表示江蘇省65個縣域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(這里省略了下標)分別表示江蘇省每個縣域第一、二、三產業的區位熵，度量了三次產業在該地區的集聚程度。由于經濟的集聚主要體現在第二產業和第三產業，所以選擇第二產業區位熵和第三產業區位熵作為衡量經濟集聚程度的兩個解釋變量。

此外，城市的出現也是經濟集聚的一種表現。經濟學家長久以來一直強調城市在經濟增長中的作用，更準確地講，城市己被看成一種主要的社會制度。城市化是一個國家、地區社會經濟發展尺度的體現，城市化不但表現為人口向城鎮聚集和非農人口上升，還表現為人們生產與生活方式、社會結構、價值觀念由農村向城市文明升級轉化的過程。因此，本文希望就城市化與經濟增長之間的關系進行實證檢驗，這里用非鄉村人口在總人口中的比重來衡量各地區城市化的程度。本文采用2007年江蘇省65個縣級行政區域的橫截面數據，所有統計資料均來自《江蘇統計年鑒(2008)》。

(二)模型設定

1經典線性回歸模型

基于以上考慮，本文首先構建經典線性回歸模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)

其中，PGDP表示縣域人均GDP水平，是本文的被解釋變量，LQ2和LQ3分別表示第二產業和第三產業區位熵指標，URBAⅣ是城市化指標，三者用來表示經濟集聚，是本文關心的解釋變量。

2空間計量經濟模型

針對經典線性回歸模型(1)，可以通過兩種不同方式引入空間依賴性。相應地，空間計量模型有兩種設定形式：

第一，空間滯后模型(SLM)，在解釋變量中增加一個空間滯后變量，模型的形式為：

InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空間權重矩陣；W_PGDP是空間滯后變量，定義為W_PGDG=WlnPGDP；P是空間自回歸系數；ε是誤差項；其他變量的含義與原來相同。

第二，空間誤差模型(SEM)，通過誤差項引入空間相關性，即假設誤差項是空間相關的。如果誤差項是一個空間自回歸過程，則模型具體形式如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空間誤差自回歸系數，Wε是空間滯后誤差項。

3空間計量模型的選擇

Anselin(2005)提出，可以根據拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相應的穩健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在兩種空間計量模型之間進行選擇。首先判斷LM-Lag和LM-Error的顯著性，如果兩者中只有一個是顯著的，那么就選擇相對應的模型，即如果LM-Lag顯著就用空間滯后模型，LM-Error顯著就用空間誤差模型。如果兩者都顯著，則需進一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error的顯著性，選擇Robust指標中更顯著的那一種模型。是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，下文中根據判別指標的具體情況而定。

四、實證檢驗與結果分析

為了進行比較，首先給出經典線性回歸模型的OLS估計結果，見表1。由表1的檢驗結果可以看出，OLS估計的F統計量達到117.193，模型整體上非常顯著。擬合優度為0，8521，說明擬合程度一般，可能與忽略了空間依賴性有關。LQ2、LQ3和URBAN系數的符號都與預期一致，均為正；LQ2、LQ3在1％的水平上顯著，URBAN在5％的水平上顯著。自然對數似然函數值(Loglikelihood)、赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)作為衡量模型擬合優度的指標，在下文中與空間計量模型的估計結果進行比較。

接下來，采用GeoDa0.9.5軟件對OLS估計的殘差進行空間依賴性檢驗。這里使用的江蘇省縣域地圖數據來自中國分縣行政區劃界線數字化地圖，①空間權重矩陣采用的是一階Rook鄰接矩陣。檢驗結果見表2。表2顯示，Moran''''sI指數在1％的概率上顯著，說明OLS估計的殘差存在明顯的空間自相關性，經典線性回歸模型可能存在模型設定不恰當的問題。因此，這里采用OLS估計是不合適的，需要將截面單元之間的空間相關性引入模型中。具體是采用空間滯后模型還是空間誤差模型，可以根據拉格朗日乘子檢驗的結果來決定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上顯著，因此需要進一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上顯著，而RobustLM-Error在10％的水平上顯著，相比之下，RobustLM-Lag的顯著性更強。因此，根據上文中提到的標準，選擇空間滯后模型(2)更為合適。空間計量模型如果仍采用最小二乘法估計，系數估計值會有偏或者無效。這里用極大似然法(ML)進行估計。結果見表3。

首先，通過似然比檢驗比較原模型(不考慮空間因素的經典回歸模型)與各擇模型(空間滯后模型)空間自相關系數的漸進顯著性。表3中SLM模型的LR值為25.4468，在1％的水平上顯著，再次證明該模型中空間依賴性的存在。進一步，三個經典檢驗是漸進一致的，但在有限樣本中，應該滿足Wald>LR>LM。本文中，Wald值為28.4089，LR值為25.4468，LM-lag值為24.3492，與預期的順序一致，說明SLM模型符合ML估計的漸進性質，模型的設定是比較合理的。

其次，根據Loglikelihood、AIC和SC比較SLM模型和經典線性模型OLS估計的擬合優度。Loglikelihood越大，模型的擬合效果越好。而AIC和SC則相反，值越小，表示擬合效果越好。由表3可見，SLM模型的Loglikelihood值為-1.3229，大于OLS估計的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估計的相應值，說明SLM模型的擬合程度優于原經典回歸模型，引入空間效應使模型的解釋力有了明顯增強。

最后，對SLM模型估計的系數進行分析?？臻g滯后變量WLNPGDP的空間自回歸系數在1％的水平上顯著，表明縣域人均GDP增長在地理空間的鄰接上表現出了較強的溢出效應?？h域經濟增長集聚的空間相互作用或影響的途徑可以通過鄰接地區而相互傳遞。三個衡量經濟集聚的解釋變量LQ2、LQ3和URBAN的符號均為正，與我們的預期一致，且均在1％的水平上顯著，這一結果支持了經濟集聚對于經濟增長具有促進作用的結論。具體而言，LQ2的回歸系數為2.3931，說明第二產業的區位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約2.39％；LQ3的回歸系數為1.7357，說明第三產業的區位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約1.74％。LQ2和LQ3的系數比OLS估計中兩者的系數均有所降低，說明OLS的估計結果可能存在向上偏誤。URBAN的回歸系數為0.0105，說明非鄉村人口在總人口中的比重增加1％，則縣域人均GDP可以增加約0.01％。與OLS估計結果相比，城市化指標的顯著性有了明顯提高(P值由0.0439降低到了0.0031)?？傮w看來，第二產業的集聚對于區域經濟增長的影響最為明顯。

五、結論及政策含義

(一)主要結論

1江蘇省縣域經濟具有顯著的空間依賴性，鄰近區域的經濟增長相互影響，但這種影響以回浪效應為主，擴散效應不足，因此導致蘇南蘇北地區經濟差距加大。由于地理區位、經濟基礎、經濟結構、發展政策等方面所具有的優勢，蘇南地區集聚了大量資本、技術和人才，具有規模經濟效益，自身增長迅速，成為江蘇地區的“增長極”。政府希望通過增長極地區的優先增長帶動周邊更多地區的經濟發展，發揮增長極的擴散效應。然而事實上，至少到目前為止，該增長極體現出的回浪效應——即吸引其他地方的資本、人才和技術，削弱周邊地區的經濟增長實力——遠大于其擴散效應，從而導致發達區域更發達，落后區域更落后。因此，為了防止在這種累積循環因果作用下區域間差距的無限擴大。需要政府創造條件，引導回浪效應向擴散效應的轉化。

2以產業集聚和城市化為特征的經濟集聚對于經濟增長具有積極作用，但這種影響是地方性的，隨空間距離的增加而衰減。根據內生增長理論和新經濟地理學理論，知識溢出是解釋集聚和區域增長關系的重要概念之一。經濟活動的空間集中會有效地促進知識溢出，推動技術進步，實現經濟增長。在產業活動空間集中的區域或人口密度多樣化的城市中，知識、人才在不同企業和區域的流動以及與不同群體的互動交流，促進了知識的傳播擴散，進而促進技術進步。同時，企業在地理空間上的鄰近不僅為面對面的交流提供了便利，而且有利于企業間前向后向的市場聯系，更有利于勞動力的進一步集聚以及知識溢出。但是，知識空間溢出具有局域性特征，其影響隨地理距離的增加而迅速衰減。陋瑚因此，蘇南地區通過知識溢出產生的正外部性難以擴散到更遠的蘇北地區，導致南北差距加大?？梢姡绻Ｍㄟ^集聚促進落后地區的經濟增長，需要充分考慮到地理空間的因素。

(二)政策建議

1促進要素向蘇北地區的流動，使回浪效應過渡為擴散效應。可以通過加強蘇南地區與蘇北地區間的統籌規劃，打破地方壁壘，改善蘇北地區的投資環境、貿易條件、市場條件，創造良好的人才吸引機制，鼓勵資本、人才等生產要素不斷由蘇南向蘇北地區流動，充分發揮增長極的擴散效應。

計量分析論文范文3

[關鍵詞]石油行業；下游行業；需求因素

石油是現代工業和現代文明的物質基礎，是國民經濟不可或缺、無法替代的重要能源和工業原料，國民經濟對石油具有很強的依賴性。石油一方面直接影響著一國經濟的發展速度，另一方面影響著國家的經濟安全。如果石油供應緊張，供不應求，勢必成為遏制一國經濟發展的“瓶頸”。石油既是能源，又是基礎原材料，下游的石油加工、化學原料及制品和交通運輸等各行業對其有很高的依存度，因此石油資源對我國整個經濟都具有較大的影響力。圖1反映了單位石油產量所支持的GDP總量，可以發現石油對整個經濟的支持度不斷提升，從2001年的每萬噸支持6億元GDP，到2006年上升為支持13億元GDP。該指標反過來也說明了我國獲得單位GDP所消耗石油數量的下降，即我國正趨向于節能經濟和發展多種能源，這種趨勢自最近石油價格持續上漲變得更加鮮明。由以上的分析能看到石油行業對我國整個國民經濟的發展具有重要的影響，已經成為我國國民經濟發展的支柱產業。因此，本文通過建立石油及其下游行業的向量自回歸模型，來研究石油供需平衡以及石油下游行業需求對石油行業的沖擊效應，并提出相應的政策建議，以保障石油行業對我國經濟增長的平穩支持。

一、參變量的選取

石油行業是一個傳統的垂向行業，我們根據《2005年按行業分能源消費量統計表》，選取石油加工及煉焦業、化學原料及化學制品制造業、化學纖維制造業和交通運輸設備制造業四個下游行業來對石油行業進行需求狀況分析。從表1可以看到，石油加工及煉焦業消費了原油總量的72.26％，包含交通運輸、倉儲和郵電通信業的交通運輸設備制造業消耗了大量的石油衍生能源，化學原料及制品制造業也在能源消費中占據重要地位，因此我們選擇石油行業及其主要的下游行業的銷售收入數據作為各行業的需求變量，所選變量簡稱見表2。

從表3的結果可以看出變量oil、coki、chem、tran、fiber均僅有一個單位根，這說明他們都是一階單整過程I(1)。可以對它們進行Johanson檢驗，從表4的檢驗結果可以看出：所選用的5個變量之間滿足協整關系。這說明，所選的各下游行業的銷售收入與石油行業的銷售收入之間在短期內由于隨機干擾，偏離均值，但在長期具有均衡關系。

2模型構建。向量自回歸(VAR)模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到有多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。我們主要利用石油行業及其主要下游行業的銷售收入建立了相應VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。

用Eviews5．0對系統Y進行VAR分析，估計結果如下：

由上式大體可以看出，石油行業銷售收入主要受其自身滯后期值的影響，另外，石油加工及煉焦業銷售收入和化學原料及化學制品制造業銷售收入的滯后期值對它也有一定的影響，而交通運輸設備制造業銷售收入和化學纖維制造業銷售收入對它基本上沒有影響或者說影響極為微弱。為了進一步說明各個變量間的相互作用，我們根據上面對Y1的VAR分析結果繼續進行脈沖響應分析。

我們分別給石油各下游行業銷售收入一個單位大小的沖擊，得到關于石油行業銷售收入的脈沖響應函數圖。在下圖2－5中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(單位：月度)，縱軸表示石油行業銷售收入(單位：億元)，這幾個圖中曲線表示了脈沖響應函數，代表了石油行業銷售收入對其相應下游行業銷售收入的沖擊的反應。虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

從圖2中我們可以看出，當在本期給石油加工及煉焦業銷售收入一個正沖擊后，石油行業銷售收入在第2期達到最高點，之后的幾期內小幅度上下波動，從第5期以后開始穩定增長。這表明石油加工及煉焦業受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給石油行業，給石油行業帶來同向的沖擊，沖擊效應在第2期達到最大，之后逐漸回落，在第5期之后趨于穩定。即石油加工及煉焦業銷售收入的正向沖擊對石油行業銷售收入具有顯著的促進作用，并且這一顯著促進作用具有較長的持續效應，可見石油加工及煉焦業的快速發展將帶來石油消耗的增長。

從圖3中我們可以看出，當在本期給化學原料及化學制品制造業銷售收入一個正沖擊后，石油行業銷售收入在第1期有個小幅度負向的波動，從第2期開始變為正向波動，在第6期達到最高點。之后的2期小幅度上下波動，從第8期以后開始穩定增長。這表明化學原料及化學制品制造業受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給石油行業，在第1期會給石油行業帶來反向的沖擊，從第2期開始，經市場傳遞作用，又給石油行業帶來同向的沖擊，沖擊效應在第6期達到最大之后，逐漸回落，在第8期之后趨于穩定。即化學原料及化學制品制造業銷售收入的正向沖擊對石油行業銷售收入具有顯著的促進作用，并且這一顯著促進作用具有較長的持續效應。具體地說，化學原料及化學制品制造業銷售收入增加會在8期后對石油行業的銷售收入產生穩定的拉動作用，反之化學原料及化學制品制造業銷售收入的降低也會在8期后給石油行業帶來負面的沖擊。

從圖4中我們可以看出，當在本期給交通運輸設備制造業銷售收入一個正沖擊后，石油行業銷售收入在前7期內會有小幅度的負向波動。從第8期以后開始穩定回升變為正值，直至平坦，波動幅度不大。這表明交通運輸設備制造業受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給石油行業，在前7期會給石油行業帶來小幅度的負向沖擊，從第8期開始變為對石油行業同向的沖擊并趨于穩定。交通運輸設備制造業銷售收入增加會在8期后對石油的銷售收入產生正向的沖擊，反之交通運輸設備制造業銷售收入的降低則會在8期后給石油行業帶來負向的作用，但波動幅度不是很大。可見，交通運輸設備制造業的快速發展對石油消耗的增長有一定的帶動作用，但帶動作用不是很大。

從圖5中我們可以看出，當在本期給化學纖維制造業銷售收入一個正沖擊后，在第1期，石油行業銷售收入為負向的波動。從第2期開始，化學纖維制造業銷售收入的提高將帶動石油行業銷售收入的提高。由圖5可知，石油行業銷售收入在前5期內有上下波動；從第6期以后開始穩步回升直至平坦。這表明化學纖維制造業的某一沖擊從第6期開始也會給石油行業帶來正向的沖擊，但沖擊力度不大?；瘜W纖維制造業銷售收入增加會在6個月后對石油的銷售收入產生正面的沖擊，反之化學纖維制造業銷售收入的降低則會在6個月后給石油行業帶來負向的沖擊，波動幅度雖不是很大，但比交通運輸設備制造業對石油行業的沖擊幅度略高。正是由于化學纖維制造業銷售收入的正向沖擊對石油行業銷售收入具有較小幅度的促進作用，并且該促進作用具有較長的持續效應，因此，我們可以通過推動化學纖維制造業的發展帶動石油行業的發展。

3下游行業的貢獻率分析。脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量帶來的影響，但是并沒有確定各變量具體影響力，而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻率，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

在這里我們僅考慮各下游行業需求沖擊對石油需求的前期的相對方差貢獻率RVCii(s)，當i＝1時的經濟意義為：如果RVc1(s)較大時，意味著第一個行業需求沖擊對石油需求的影響大；相反地，RVc1(s)較小時，可以認為第j個行業需求沖擊對石油需求的影響小。下面分別給出各下游行業銷售收入的變化對石油行業銷售收入的方差分解。

下面做圖比較各下游行業對石油行業變化的貢獻程度，我們在此將分析時段定為36期。

由圖6中我們可以看出，石油行業銷售收入對其自身的一個標準差信息立刻有較強反應，第2期石油行業銷售收入的響應最大，此后對其自身的波動逐漸減小并趨于穩定。化學原料及化學制品制造業對石油行業的貢獻率，最大在43％左右，其對石油行業的貢獻率是逐漸遞增的，在30期左右達到40％。石油加工及煉焦業對石油行業的貢獻率也比較大，從第5期開始達到頂峰，在37％左右，此后趨于穩定。而化學纖維制造業對石油行業的貢獻率比較小，在第6期達到最大值，最大時僅為7％。交通運輸設備制造業對石油行業的貢獻率最小，不到1％。

可見，化學原料及化學制品制造業對石油行業的貢獻率最大，我國化學原料及化學制品制造業得到了快速的發展，這也為石油行業的發展起了推動作用；石油加工及煉焦業的快速發展帶動了能源需求，主要是石油的需求，這使其對石油行業的貢獻率較大；化學纖維制造業以及交通運輸設備制造業對石油行業的貢獻率都比較小，但是這兩個下游行業的發展對石油行業也有一定的帶動作用。

三、結論

計量分析論文范文4

內容提要：本文運用協整檢驗方法就20世紀80年代中期以來歐洲經濟一體化的一個重要方面，即歐盟銀行信貸市場一體化進行計量分析，對歐盟銀行信貸市場一體化的實際進程進行經驗檢驗。結果表明，歐盟銀行信貸市場一體化的有關政策具有積極的意義。

關鍵詞：歐盟銀行信貸市場一體化進程

20世紀80年代中期以來，歐洲經濟一體化取得的巨大進展，集中體現在歐洲單一市場的建立和歐洲經濟貨幣聯盟的建設進程上。由于銀行業在歐盟金融市場以及整個經濟中的關鍵地位，歐盟銀行信貸市場一體化在這兩個進程中起了重要作用。而目前國內外有關歐盟銀行信貸市場一體化進程的研究主要是定性分析，缺少經驗檢驗。本文運用經濟計量分析的協整檢驗方法，對歐盟銀行信貸市場一體化的實際進程進行經驗檢驗。

一、歐盟銀行信貸市場一體化的政策

歐盟銀行信貸市場一體化進程始于20世紀80年代中期，標志是1986年歐共體通過的《單一歐洲法案》的提出。在這份法案中，歐共體提出了在1992年12月31日之前建立歐洲統一大市場的目標，在這個市場內，實現產品、人員、服務和資本的完全流動。在《單一歐洲法案》框架下，銀行信貸市場一體化成了歐洲經濟一體化的重點，而且隨著德洛爾報告的和《歐洲聯盟條約》(《馬斯特里赫特條約》)的實施，銀行信貸市場一體化又成為推動歐洲向經濟貨幣聯盟邁進的關鍵動力。

《單一歐洲法案》只是明確了歐共體銀行信貸市場一體化的方向性目標，具體的政策表現為歐共體理事會的指導性意見”。

早在1977年，歐共體委員會就了《第一號銀行指導意見》，其核心條款是允許外國銀行在符合東道國法規的前提下設立分支機構。它事實上打開了成員國銀行在共同體其他成員國設立分支機構的大門，具有重大的普遍性意義。但是，由于各國的立法差異并沒有得到消除，因此《第一號銀行指導意見》并沒有導致任何重大的跨國銀行活動。真正標志著歐洲銀行業和金融服務業走向單一市場的是1989年歐共體理事會的《第二號銀行指導意見》(Directive89／646／EEC)，經過修訂，1993年各成員國將其轉化為本國的法律加以正式實施。這份立法涉及歐洲銀行業金融服務和跨國活動的各個方面，具有十分廣泛的內容，其核心是置于共同監管規則下的單一許可原則和母國控制原則。根據這兩項原則，任何一個成員國的銀行和金融機構，只要在本國獲得了營業許可，就可以在其他成員國開設分行，不用事先征得接納國的許可，其業務也只受母國監管機構的監督，而不受東道國的監督和管制。單一許可原則和母國控制原則對銀行業跨國經營的便利性不言而喻，銀行不再需要為了申請在國外開立分支機構的資格而花費巨大的精力和時間，其經營活動也只由本國的監管機構監督，這樣就避免了成員國之間由于監管規則不同造成的麻煩。另外，這兩項原則也為歐盟各國提供了一個監管框架，這個框架有助于降低對歐盟各國之間進行協調的成本，并減少歐盟各國的監管負擔，同時也限制了潛在的各國監管者的偏見。1986—1992年間，歐共體理事會還制定了8個附加的指導意見，分別對銀行業監管、資本金要求、償債能力標準、洗錢活動、信貸風險、年報的要求和銀行并購重組各個方面做出具體的規定。

歐共體理事會的這些指導意見系統地闡述了銀行信貸市場一體化的立法要求，然后各成員國將這些要求轉化成本國的具體立法加以落實。因此，歐盟銀行信貸市場一體化不僅依賴于各項指導意見的有效性，而且也和各成員國的具體實施狀況密切相關。芝摩曼(Zimmerman，1995)考察了所有單一市場指導意見在各成員國的實施狀況，得出的結論是在1991年末至1994年4月間，已經被成員國采用的指導意見占全部指導意見的百分比已經從58％上升到89％。對于《第二號銀行指導意見》，截至1994年4月，12個歐洲聯盟的成員國中有11個已經根據指導意見的要求進行了國內立法，惟一的例外是西班牙。

總體而言，在歐共體一系列的指導意見之后，歐盟銀行信貸市場一體化的法律框架已經建立起來，在一定意義上可以說，法律一體化比市場的實際一體化先行一步。

二、歐盟銀行信貸市場一體化的經驗檢驗

(一)假設和數據

首先，經驗檢驗主要是針對歐盟銀行信貸市場，同時也涉及貨幣市場，因為銀行信貸市場利率是以貨幣市場利率作為基礎的，銀行信貸市場和貨幣市場的關系很密切。

其次，檢驗的指標是利率，也就是以利率(金融市場上的價格)作為衡量銀行信貸市場一體化的指標。根據利率平價理論，完全一體化的市場應該遵循單一價格原則，換言之，就是在完全一體化的金融市場上，所有相同金融資產都具有相同的價格。由此，利率可以作為銀行信貸市場一體化的衡量標準。在實際情況中，由于風險的不同，文化對銀行與客戶關系的影響不同，貨幣政策條件不同，以及各國銀行為解決信息不完全而采取的策略不同，一體化的銀行信貸市場內利率并不一定都實現均等化。因此，我們對歐盟銀行信貸市場一體化的檢驗不是以嚴格的價格均等化作為標準，而是使用協整的概念。協整分析認為，隨著銀行信貸市場日益一體化，區域內銀行的定價行為將會越來越緊密地聯系在一起，換言之，一體化地區內成員國的利率將表現出趨同的關系。而從具體分析的角度說，在一體化的金融市場內，利率(非穩定時間序列)在短期內可以分離變動，但是在長期，市場力量將迫使它們恢復到一個均衡的關系。

這里，我們關注的是名義利率而不是實際利率，這是出于下面幾方面因素的考慮。第一，在金融市場上，名義利率能夠比實際利率更好地反映國際套利過程。借款者用以進行比較、評判的是經過匯率預期調整的名義利率而不是實際利率，相應地，那些不通過直接投資方式進行跨國業務活動的銀行一般也只是對經過匯率預期調整的名義利率感興趣。上述兩者構成了國際套利過程的主要參與者，因此在國際套利過程中名義利率比實際利率更重要。第二，用實際利率進行衡量本身存在著難以克服的問題。一方面，實際利率以各國的貨幣分別表示，其差異無法比較，同時，沒有任何一個機構對跨國實際利率進行比較，因此對于單個投資者或借款者來說，實際利率差異并不能夠提供獲利機會。另一方面，由于平均實際利率在很大程度上取決于購買力平價，而各國的購買力平價在長期來說不會有太大的偏離，也就是說各國平均實際利率在長期是基本相等的。這樣，使用實際利率進行銀行信貸市場一體化檢驗具有潛在的誤導性——無論銀行信貸市場一體化是否發生，實際利率本身的差異就很小。因此，我們選擇名義利率而不是實際利率作為歐盟銀行信貸市場一體化的檢驗指標。

我們的研究范圍包括歐洲聯盟的六個核心國：法國、德國、英國、荷蘭、比利時和意大利。這些國家的經濟總量占歐盟GDP總額的80％以上，很大程度上可以代表歐洲聯盟的總體。同時，為了比較地區性和全球性的銀行信貸市場一體化

，我們把分析擴展到美國和日本。

我們將使用從1985年開始的月度利率對銀行貸款利率和利差進行協整檢驗。對于銀行貸款利率，選用各國的基準利率表示；為了計算利差，選用貨幣市場利率作為存款利率的近似表示。銀行貸款利率和貨幣市場利率的數據都可以從國際貨幣基金組織(IMF)出版的《國際金融統計》(InternationalFinancialStatistic)中得到，兩者都從1985年1月開始。利差有兩種形式：一是由貸款利率減去貨幣市場利率得到的絕對利差；二是由貸款利率除以貨幣市場利率得到的相對利差。

(二)模型的分析框架

1．協整檢驗的一般分析框架

一般而言，如果兩個時間序列yt、Xt各自都是一階單整序列，定義為I(1)序列，而且兩個序列的某個線性組合是平穩的或I(0)，那么稱時間序列Yt、Xt是協整的，或者說兩者具有協整性。協整意味著兩個時間序列變量之間存在某種長期的均衡關系，一個時間序列變量的變化總是伴隨著另一個時間序列變量的變化，兩者不會分離太遠。

對歐盟銀行信貸市場一體化的協整檢驗基本上是遵循恩格爾和格蘭杰(EngleandGranger，1987)建立起來的方法，按兩個步驟展開。首先，證明時間序列存在單位根；然后，估計協整向量。

協整檢驗的條件是待檢驗的時間序列是一階單整序列，定義為I(1)。為了確定貸款利率時間序列和利差序列是I(1)，我們需要進行單位根檢驗。為此，我們要構建關于利率和利差的時間序列和一階差分序列的回歸方程，然后分別進行t檢驗和F檢驗。兩個回歸方程都包括一個緊跟在利率的滯后差分項之后的趨勢變量：

零假設表示時間序列服從隨機游走，即非平穩。對于t檢驗，零假設是Ho：b＝0；對于F檢驗，零假設是H0：b＝d＝0。如果計算出的‘統計量或F統計量的值小于臨界值，那么我們不能拒絕零假設，也就是說時間序列是非平穩的。

一旦確定了貸款利率和利差的時間序列是I(1)序列，我們就可以從杜賓一沃森(Durbin-Watson，DW)統計量開始進行協整檢驗。杜賓一沃森統計量從協整回歸中得到，協整回歸使用單個國家的利率或利差yt作為因變量，歐洲聯盟其余國家的平均利率和平均利差作為自變量xt：

當由方程(3)的回歸中計算出DW值比臨界值大時，拒絕非協整的零假設，即兩個時間序列存在協整性。正如恩格爾和格蘭杰指出的，杜賓一沃森檢驗只是作為證明存在協整性的一個近似指標，它需要更詳細精確的其他檢驗加以補充，有代表性的是迪基一富勒(Dickey—Fuller，DF)檢驗和增廣迪基一富勒(AugmentedDickey—Fuller，ADF)檢驗。迪基一富勒檢驗基于協整回歸方程的殘差構建模型：

這里，估計參數的t統計量表明了兩個時間序列變量的協整性。具體地說，按照絕對值進行比較，當t統計量大于臨界值時，拒絕非協整的零假設，說明兩個時間序列變量存在協整關系。另外，根據以下的回歸方程可以進行增廣迪基一富勒(ADF)檢驗：

這里，按照絕對值進行比較，當估計參數的t統計量大于臨界值時，拒絕非協整的零假設，即兩個時間序列變量具有協整性。

2．存在結構性突變的協整檢驗

凱普雷(Caporaleetal．，1996)認為，對于趨同之前和之后的時間序列變量間的長期關系，協整是一個強有力的檢驗，但是對趨同過程中的時間序列變量則不然，也就是說，在趨同發生的時期內，時間序列變量經常表現出非協整性。換言之，非協整性能夠反映時間序列變量的一種趨同進程，這一結論得以成立的重要前提是時間序列存在結構性突變，這種結構性因素常常是由外部作用引起的，而不是時間序列本身變化規律的結果。如果歐洲聯盟促進銀行信貸市場一體化的立法和政策措施(主要是《單一市場法案》和《第二號銀行指導意見》)有效，那么歐洲聯盟成員國之間的利率差異應該存在下降趨勢，或者說利率的時間序列顯示出結構性突變，歐洲聯盟各成員國之間的貸款利率出現趨同。根據上述觀點，如果存在結構性突變，那么樣本將要劃分為突變前和突變后兩個時期，然后分別對這兩個時期進行協整檢驗。值得注意的是，按照這種方法進行的協整檢驗，缺少協整性正好意味著存在趨同進程。

在實際經濟活動中，《第二號銀行指導意見》通過影響銀行定價行為和競爭狀況，從而對金融市場結構形成沖擊，貸款利率就可能顯示出結構性突變。因此，我們要對存在結構性突變的時間序列分別進行協整檢驗?！兜诙栥y行指導意見》于1989年通過，到1993年9月歐盟各個成員國將其轉化為本國的具體法律加以落實，因此大致可以認為結構性突變發生在1990—1993年9月這段時期內。如果考慮90年代初期金融市場也經受多方面嚴峻的外部突發性沖擊，如兩德統一、歐洲貨幣體系危機等，將突變性時期確定在1990—1993年這段時期內是恰當的?；谶@種考慮，我們把整個樣本期分為兩個不同的子時期：第一個時期是從1985年1月到1990年12月，代表歐盟銀行信貸市場一體化的政策和措施沒有實際實施的階段，可稱為前一體化時期；第二個時期是從1993年9月到1997年12月，代表歐盟銀行信貸市場一體化有關政策措施開始實施后的階段，可稱為后一體化時期。1990年12月到1993年9月之間的這段時期被排除在外，以充分保證兩個子時期相互獨立，同時也力求減少90年代初外部沖擊對歐盟金融市場產生的影響。

這樣，我們就對上一部分的檢驗程序加以修正，具體按如下步驟進行：第一步，對從1985年1月到1997年12月的整個樣本期，根據方程(3)進行協整回歸，得出DW、DF、ADF的各個值。但是，在存在結構性突變的條件下，這些檢驗的實際意義有所減弱。第二步，進行結構性突變條件下的協整檢驗，把整個樣本期分為兩個子樣本，然后分別應用方程(5)對每一個子樣本進行協整檢驗。

(三)模型檢驗結果

1．貸款利率和利差的趨勢：描述性統計分析

為了說明歐洲和全球銀行信貸市場一體化的程度，我們將對歐洲聯盟六個核心成員國以及日本、美國的貸款利率和利差進行分析。

統計數據表明，整個樣本期內，歐盟各成員國的貨幣市場平均利率水平存在不小的差異，最低的是德國(5．89％)，最高的是意大利(11．66％)

；各成員國的貸款利率也并不相等，最低的是德國和荷蘭，它們的平均貸款利率大約是8．2％，意大利則高達12．86％。

如果銀行信貸市場一體化能夠導致金融資產價格均等化的理論假定成立，那么我們將發現各成員國的名義利率會減少到一體化之前利率最低的國家的利率水平。統計數據表明，與前一體化時期相比，后一體化時期的貸款利率明顯下降。但是，這種情形并不是歐洲特有的，因為美國和日本的利率也表現出同樣的下降趨勢，也就是說利率的下降更可能是一種全球性的趨勢，而不是由于歐盟銀行信貸市場一體化政策的獨特后果。另外，在后一體化時期，各國的利率看起來更加接近，一個可能的原因是由于利率普遍下降而導致利率之間的差距變小。而且，統計數據也不能夠說明利率實現了均等化，畢竟在意大利和荷蘭兩個國家之間，貨幣市場利率的差距達到4．97個百分點，銀行貸款利率的差距也有4．28個百分點。

對利差的分析表明，除了比利時和意大利之外的所有國家，與前一體化時期相比，后一體化時期的絕對利差普遍減少。但是這本身不足以說明歐盟金融市場實現了一體化，因為利差下降的很大一部分原因是各國名義利率的下降。而且，對相對利差的分析表明，在這一時期內利差實際上是增加而不是減少。在前一體化時期，相對利差的變化范圍是從比利時的1．64的高點到英國的1．10低點；而在后一體化時期，這一變化范圍是從比利時的1.87到意大利的1．15。利率的降低可以很大程度地解釋這種變化。銀行貸款利率可以表示為貨幣市場利率加上一個附加額，而相對利差又可定義為銀行貸款利率除以貨幣市場利率，因此，當貨幣市場利率下降時，相對利差將會增加。但是，統計數據表明，在后一體化時期，除了比利時以外的所有其他被分析的歐盟成員國的相對利差都更加緊密地朝德國的利差水平靠攏?？傮w而言，描述性統計量并不能有力地說明歐盟銀行信貸市場一體化，只是在較小程度上指出了不同國家利差更加接近。

2．利率和利差的單位根檢驗

首先，我們給出協整檢驗第一步的結果，也就是確定待檢驗的時間序列是否是一階單整的，即時間序列是否I(1)序列。為此，我們分別對利率時間序列及其一階差分序列進行單位根檢驗。對所有的利率(包括貨幣市場利率和銀行貸款利率)，我們都不能夠拒絕有單位根的零假設，也就是說所有的利率時間序列都是非平穩的。進一步地，我們能夠拒絕利率的一階差分序列的零假設，也就是說，利率的一階差分序列是I(0)序列。因此，我們可以得出結論，所有的利率時間序列都是一階單整序列，即I(1)序列，我們可以對利率的時間序列進行協整檢驗。同樣地，利差的單位根檢驗的結果也表明，絕大部分國家的利差時間序列都是I(1)序列，而僅有幾個國家(意大利、荷蘭和英國)的檢驗值表明利差序列是I(0)序列。這里的利差是由貸款利率除以貨幣市場利率而得到的相對利差。

3．銀行信貸市場以及貨幣市場的協整檢驗

(1)利率的協整分析

經過經驗分析發現，除了法國、比利時，歐盟其他國家的貨幣市場利率普遍表現出缺少協整性。在現實情況下，對歐盟貨幣市場利率起基準作用的并不是歐盟的平均貨幣市場利率，而是德國的貨幣市場利率。因此，我們對歐盟各國貨幣市場利率和德國貨幣市場利率之間的關系進行協整檢驗，得到的結果見表1。

說明：(1)歐盟各國的貨幣市場利率序列相對于德國貨幣市場利率序列進行回歸。(2)DW給出了的德賓一沃森統計量的檢驗值，100個觀測值的相應的臨界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。當DW值大于臨界值時，拒絕非協整的零假設，表明存在協整性。(3)DF給出了簡單DF回歸的φ的統計量，其相應的100個觀測值的臨界值是：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)。根據絕對值比較，估計參數的t統計量大于臨界值時，拒絕非協整的零假設，表明存在協整性。(4)*數據代表存在協整性的結果。

我們可以看出德國貨幣市場利率和比利時、荷蘭、英國三國的貨幣市場利率在兩個子時期都是協整的，在前一體化時期協整性表現得更加強烈。法國和意大利有更低的檢驗統計量，表明它們的貨幣市場利率和德國的貨幣市場利率之間的非協整性。另外，值得注意的是，所有的后一體化時期的檢驗統計量的值都比前一體化時期更低，也就是說協整性在后一體化時期顯得更加微弱，這一結果符合凱普勒(Caporale，etal．，1996)的觀點，即趨同進程中，能夠檢驗到的協整性會減少，換言之，缺少協整性可以被解釋為趨同進程的結果?？傮w而言，歐盟各國的貨幣市場利率和德國的貨幣市場利率之間表現出較明顯的協整性和趨同現象。

貨幣市場利率通過固定匯率聯系在一起，從而貨幣市場利率之間的協整性一定程度上可以轉換成銀行貸款利率之間的協整性，但是這種轉換關系并不是很明確。從表1中可以看出，就比利時而言，在前一體化時期其貨幣市場利率是協整的，同期銀行貸款利率也是協整的；但是對荷蘭而言，貨幣市場利率的協整性并沒有導致銀行貸款利率的協整性。因此，我們得出結論，即貨幣市場利率的趨同是銀行貸款利率之間出現協整性的必要但絕不是充分的條件。

(2)利差的協整分析

這一部分我們進行利差的協整分析。利差的協整性反映了能夠將市場緊密地聯系在一起并確立一種長期均衡關系的套利力量。這種力量可能來自于貨幣市場一體化，銀行零售定價行為的趨同，以及信貸市場的套利過程，我們不追究這種套利過程背后的驅動力量，因為協整分析考慮的僅僅是長期均衡化的進程是否存在。

說明：(1)歐盟各國的利差相對于歐盟平均利差進行回歸，對每一國的檢驗，歐盟平均利差中都已排除了該國的利差；美國和日本的利差相對于歐盟平均利差(包括所有的歐盟6國)進行回歸。(2)DW給出了德賓—沃森統計量的檢驗值，100個觀測值相應的臨界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。當DW值大于臨界值時，拒絕零假設，意味著存在協整性。(3)ADF(k)給出了增廣迪基—富勒回歸的估計參數的t統計量，括號中的k給出了增廣迪基—富勒回歸的滯后項數，因此k＝0代表簡單的迪基—富勒回歸。100個觀測值的迪基—富勒回歸的相應臨界值為：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)，100個觀測值的增廣迪基-富勒回歸的相應臨界值為：3．77(1％)，3．17(5％)，2．84(10％)。(4)表中*數據代表不存在協整性的結果。

表2給出了整個樣本期的利差協整檢驗結果，從中可以看出歐盟各國的利差序列較為普遍地表現出明顯的協整性。但是，將樣本分為前一體化時期和后一體化時期之后，檢驗結果會表現出許多結構性變化。一般地，在第一個子時期，檢驗結果總體上表明

存在協整性，惟一的例外是法國，只是部分地表現出協整性。在后一體化時期，我們發現協整性減弱。根據ADF統計量，在后一體化時期中能夠確定存在協整性的只有英國。

4．地區銀行信貸市場一體化和全球銀行信貸市場一體化

最后，我們從地區對比的角度分析協整檢驗的結果。具體地說，就是將歐盟6國作為一個整體，對比美國和日本研究其銀行信貸市場一體化，主要目的是明確目前的歐盟銀行信貸市場一體化進程在多大程度上是歐盟地區一體化政策的結果，或者只是金融市場全球化的一個結果。而根據前面部分的協整檢驗的結果(表1、2)，我們可以得出結論，無論是貨幣市場利率還是貸款利率，歐盟和美國、日本都不存在協整性，利差也是如此。這說明歐盟銀行信貸市場一體化主要是地區性現象，也就是說，歐盟銀行信貸市場一體化的進程主要是歐盟政策推動的結果。上述結果的一個隱含結論是歐盟銀行信貸市場一體化的水平遠遠超過全球銀行信貸市場一體化的水平，從全球的角度看這可能會導致某種程度的歧視利損失：由于銀行信貸市場一體化，客戶可能會偏向于選擇一體化區域內的歐洲銀行，而不選擇成本最小、價格較低的區域外銀行。為了減少或避免這種損失，全球銀行信貸市場一體化應加速發展，并最終趕上地區銀行信貸市場一體化的進程。在某種意義上，WTO框架下金融服務貿易多邊協議的達成為全球銀行信貸市場一體化的進一步發展奠定了一個較好的基礎。

三、簡要結論

根據上文的協整檢驗，我們可以得到以下的簡要結論：

第一，歐盟各國貨幣市場利率表現出較好的協整性，說明歐盟貨幣市場的一體化程度較高；

第二，歐盟各國銀行貸款利率的協整性較差，說明歐盟銀行信貸市場一體化程度較低，存在較明顯的市場分割；

計量分析論文范文5

經濟增長首先要有數量的擴張，才能談到質量的提高。并且，經濟增長質量的提高需要建立在經濟增長有持續的數量保證的基礎上。根據美國經濟學家西蒙•庫茲涅茨的定義：“持續增長是指不為短期波動掩蓋的一種量的增長。”可見，經濟增長的持續性是一個長期的概念，它并不否定經濟當中存在著“短期波動”的現象，而是強調：從一個較長的時期來看，經濟總量具有明顯的上升趨勢。這和哲學上的辯證法是相統一的，即“事物的發展是前進性和曲折性的統一，常表現為螺旋式的上升運動和波浪式的前進形式”。經濟的這種持續增長性是保證經濟增長質量必不可少的前提。

二、經濟增長的穩定性

根據哈羅德—多馬模型，在短期中，只有當一國的實際增長率與有保證的增長率相一致時，經濟的增長才是穩定而均衡的，不相一致時，經濟就出現波動；在長期中，當實際增長率等于有保證的增長率同時等于自然增長率（又稱“潛在增長率”）時，才能既實現均衡增長，又保證充分就業，從而成為一種合乎理想的長期增長狀態?，F實當中，經濟要持續這種“刀鋒式增長”固然是很難的，不穩定是常態，但我們仍需要追求各年的增長率具有相對的穩定性。如果經濟過度波動，會造成經濟資源的巨大浪費，對經濟增長的長期績效產生一系列負面影響。

三、經濟投入產出效率

經濟增長是由投入的生產要素決定的，投入要素的數量、質量以及要素間組合配置的效率都直接決定了經濟增長的質量。一般而言，生產要素至少包括人的要素、物的要素及其結合因素。

經濟增長過程中投入與產出的比率，直接表現為經濟增長效率，是反映經濟增長質量的重要方面。根據美國經濟學家丹尼森對經濟增長因素的理論分析和核算認為：經濟增長通常可以通過要素投入量的增加和要素生產率的提高兩種方式來獲得，也就是馬克思所謂的“外延擴大再生產”和“內涵擴大再生產”，其中，內涵擴大再生產方式，即在不擴大要素投入的情況下，通過改善要素生產率來實現經濟增長，被認為是更有效率且可持續的。

四、科技進步

在經濟增長的結果中，技術進步可以表現為產品的更新換代、產品質量升級和品種增加、知識和人力資本的積累等多種形式。在經濟增長過程中技術進步的作用是與經濟系統中的其他要素結合在一起的。對此，盧卡斯研究認為：與人力資本相匹配的技術進步投入要素對提高經濟增長質量是最有潛力并且最有效的。

五、經濟結構

在各類經濟結構中，產業結構在整個國民經濟中居于主導地位，它的變化對于經濟增長起著重要的作用。20世紀30年代，澳大利亞經濟學家費歇爾(A.G.B.Fisher)，確立了我們所熟悉的三次產業分類法，即把廣義的農業稱為第一次產業；把廣義的制造業或工業稱為第二次產業；把包括所有第一次和第二次產業以外的其他經濟活動稱為第三次產業，并指出第三次產業的本質在于提供服務。

除了產業結構以外，經濟結構還包括所有制結構、產業內結構、城鄉結構等多種區分。經濟結構的各層次特征，共同構成對經濟增長質量的影響要素。

六、產品質量

經濟增長的大部分結果直接體現為向市場提供的產品的增加，包括有形的物質產品和無形的服務產品等。在西方經濟增長理論中，都是以“產出是有效的”為前提來分析經濟增長問題的，一般不考慮產品質量問題，不考慮因產品質量問題所造成的社會資源的浪費。然而，如果考慮到資源的有限性和社會主義生產的目的所在，則在我們對經濟增長質量內涵的界定中，產品質量成為衡量資源配置有效性不可或缺的因素。

七、競爭能力

在當今世界經濟全球化、一體化、信息化已成為大趨勢的形勢下,任何國家和地區的經濟增長都不可能是封閉、孤立的,而總是在國際、地區之間經濟聯系日益密切的環境下實現。因此,競爭能力的強弱,對于經濟發展、增強綜合實力、提高在國際上的地位和影響具有重要意義,同時也是經濟增長質量高低的重要表現。

八、人民生活

社會主義生產的根本目的就是為了滿足人民群眾不斷增長的物質和文化生活的需要，這一生產目的深刻體現了社會主義的本質。無論是同志在“三個代表”中提出的“把代表最廣大人民群眾的根本利益作為我們黨的宗旨”的思想，還是“十五”計劃編制中首次提出的“以人為本”的思想，都強調了這一點。經濟增長是滿足人民群眾日益增長的物質、文化生活需要的重要手段，只有在保證人民生活水平不斷提高條件下的經濟增長，才能稱其為高質量的。人民生活水平受到收入、消費、儲蓄、科教文衛、福利保障等多方面因素影響。人民能否真正從經濟增長中得到較多的實惠，反映了經濟增長質量的高低。

九、資源環境

經濟增長受到各種社會因素和自然因素的制約，其中自然因素，即自然資源和環境狀況與經濟增長具有不可分割的關系。如果人類在大力促進經濟增長的同時，盲目擴大生產和消費，物質和能量需求不斷擴大，而不注意資源的節約再造和環境的保護，則經濟增長必然與自然供給能力之間形成矛盾和對立。如果人類認識到環境的客觀屬性及其發展變化規律，將自身需求量和廢棄物排放量控制在環境允許的范圍內，合理地利用和改造環境，則環境將在人類引導下向著有利于人類生產、生活和生存的方向發展，此時資源環境與經濟社會發展和諧統一，這就是“可持續發展”——根據聯合國環境與發展委員會1987年在題為《我們共同的未來》報告中的定義，意為：“既滿足當代人的需要，又不損害后代人滿足其需要的能力的發展”。毋庸置疑，是否以可持續發展觀為指導對待資源環境的保護和利用是經濟增長質量重要的衡量標準。

綜上所述，經濟增長質量不僅包括經濟增長的持續性、穩定性和投入產出效率、科技進步、經濟結構、產品質量、參與經濟競爭的能力及潛力，而且包括人民生活、社會福利，以及人與自然的和諧共生程度等等。經濟增長質量作為一個綜合經濟、社會、資源環境三方面范疇的概念，是指一個國家或地區的經濟活動整體在資源的配置、利用和滿足人民生活以及社會可持續發展的需要上所綜合表現出來的優劣程度。

參考文獻：

[1]岳魯，袁關林.簡明質量管理詞典[M].河北人民出版社，1987.115.

[2]王玉梅.論經濟增長質量之內涵[J].市場論壇，2004，（2）：24-25.

[3]單曉婭,陳森良.經濟增長質量綜合評價指標體系設計[J].貴州財經學院學報，2001，（6）：28.

計量分析論文范文6

1資料來源與方法

問卷調查對象為1998~2000學年的實習生,調查采用無記名方式,集中地點單獨填寫,當場收回。調查結果按不同問題分類在不同學歷中所占的比例進行統計。

2結果與分析

2.1影響實習質量的因素分析

2.1.1教學環境和教學狀態

問卷調查中,不同學歷的實習生對各帶教層次的評價分別是:各層次實習生對中級職稱評價最高,本科生對高級職稱評價較高,初級職稱在各層次的評價中最低。分析原因如下:初級職稱指臨床住院醫師,缺乏帶教經驗,自身的理論和實踐水平有待提高;中級職稱一般帶教經驗豐富,知識結構較全面,易溝通,適合各種層次的帶教;而高級職稱在醫療、教學和科研等方面具有更高的指導地位,是指導和深化教學醫院的教研教改的核心力量,尤其在實行醫學本科實習生“導師制”,促進本科實習生和優秀實習生早日成才的教學工作中承擔主要任務。調查表明,以學生為主體、老師啟發和引導的床邊查房式教學效果明顯優于以講授、灌注為主的課堂式教學,這說明只有理論結合實踐,重視臨床思維和技能培養,才能提高教學質量和效果。

2.1.2實習生素質差異

調查表明,實習生的素質存在不同程度的差異,如主動性、自覺性、獨立思考能力、臨床實踐能力等。問卷中設計了諸如“第三輪(實習后階段)的實習狀態”、“是否注重復習鞏固和總結經驗教訓”等問題,本科生占明顯優勢。這與本科生的理論知識較扎實、年齡等方面趨于成熟、學習目標較明確、學習動力較大有關。

2.1.3就業情況

雙向選擇就業制度是市場經濟下社會人才競爭的產物,就業是否順利以及社會對醫學人才的需求情況直接影響到實習生的實習態度和學習動力。由于雙向就業選擇必須在實習期內完成,因此對實習階段,尤其是后階段的第三輪實習影響最大。

調查表明,大多數實習生認為畢業實習成績對就業沒有什么影響,有的實習生因工作沒有落實而意志消沉甚至曠工。

3討論

問卷調查結果分析表明,實習質量受教學環境和教學狀態、實習生素質差異以及就業等內外因素的影響。如果說健全的教學規章制度、完善的教學管理體系、素質優良的教學隊伍是教學良性循環的前提和保障,那么,加強實習生主觀能動性的自我意識鍛煉,就是將外在的條件轉換成內在動力的關鍵。

3.1保證教學環境良性循環的核心是教學人才的培養和合理使用,可以從以下幾個方面著手。

3.1.1樹立“人人參與帶教”的意識。教學與醫療是密不可分、相輔相成的。兩者之間的密切可以用“醫療提高教學,教學促進醫療”、“教學相長”來概括說明。兩者均強調整體素質的重要性和提高整體素質的必要性。我們認為只有樹立“人人參與帶教”的意識,才能實現教學整體提高、整體發展的目標。

3.1.2突出以中級職稱為主的教學骨干作用和加強住院醫師自身素質的提高。實行院科兩級教學管理模式,加強教學管理力度,讓教學骨干參與教學管理,組織臨床教學觀摩和評教評學活動。住院醫師在知識、技能、醫德醫風等方面還處在一個鍛煉和培養的過程,要不斷強化其教學意識,提高素質,使之逐步成為教學骨干。

3.1.3樹立因材施教的帶教意識。調查表明,實習生的素質并不能簡單地以學歷來界定,而且素質差異表現在許多不同的方面。素質差異的對癥教學方法就是因“材”施教,對于素質較好的、積極主動的學生可以適當放寬,多提供一些操作和學習的機會;對后進的學生要加強思想教育,改善帶教方式。

3.2加強實習生素質教育,適應“生物——心理——社會”醫學模式和社會發展的要求。

3.2.1加強實習生思想教育和引導,激勵實習生奮發學習,端正實習態度,正確對待雙向就業選擇。畢業實習是實習生理論知識轉化為實習經驗和技能的過渡階段,是實習生個性發展走向成熟穩定的關鍵時期。加強實習生管理,促進實習生培養自信心和自學能力,對社會、對未來樹立信心;打好醫學基礎,為將來的自立和發展創造條件。

實習生的主觀能動性的意識鍛煉要結合個性的特點。在帶教的過程中,我們要關心實習生個性的成長。實習生的個性發展還不全面、不成熟,老師的為人師表、言傳身教對其個性的發展和世界觀的形成起著潛移默化的作用。因此,帶教老師如能有針對性的教育引導,尤其是反復強化醫德醫風教育,對學生良好個性的發展有著極大的影響。

3.2.2引導實習生樹立“以病人為中心”的實習觀念。“以病人為中心”是醫院尊重病人權益、社會要求的改革方向,教學模式的轉變也應以此為依據,因此提倡帶教老師要“授人以漁”,實習生也要樹立“以病人為中心”的實習觀念來適應社會的發展。把病人和病案當作臨床實習的第一教材和老師,把主要的精力和時間放在臨床上,以高度的熱情和責任感對待每一個病人,這樣才能做到主動熟悉病史,掌握病程和診療方法,加強臨床思維能力的培養,從而起到事半功倍的學習效果。