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计量分析论文范文1
论文摘要：本文认为，相关性与可靠性共同决定了会计信息的决策有用性，两者缺一不可，对两者之间关系的合理判定直接影响到计量属性的选择。作为一种备受注目的计量属性，公允价值是否同时具备相关性和可靠性质量特征，需要深入剖析公允价值的内涵，澄清公允价值计量的相关性和可靠性质量特征至关重要。
一、会计信息质量特征：相关性与可靠性
(一)相关性与可靠性的涵义关于会计信息的相关性，国际会计准则委员会(IASC)认为，当信息能够通过帮助使用者评价过去、现在和未来事项或确认、更改他们过去的评价，从而影响到使用者的经济决策时，信息就具有相关性。而美国财务会计准则委员会(FASB)的概念公告对相关性所下的定义为信息导致差别的能力，并把预测价值、反馈价值与及时性并列为相关性的标志。相关有一般相关与特殊相关之分。一般相关是指满足现有的和潜在的投资者、雇员、贷款人、供应商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相关是指会计信息与某类信息使用者的特定决策相关。相关性也是相对的，在相关与不相关之间还存在着低度相关、高度相关等程度不同的相关。值得注意的是相关性是指会计信息在内容上与决策相关，不涉及信息的可靠与否。也即不具备可靠性的信息并不妨碍其相关性。如会计信息使用者需对某企业上年的盈利能力做出决策，那么该企业上年度的净利润就是与之相关的会计信息。虽然此数值可能是该企业利用虚假业务编造出来的，但这不影响净利润数值与特定决策的相关性。只能说明该净利润数值这一相关信息由于不具备可靠性而丧失了有用性。关于会计信息的可靠性，至今没有一个权威的定义。IASC认为资料当其没有重要差错或偏向并能如实反映其所拟反映或理当反映的情况，而能供使用者作依据时，资料就具备了可靠性。而FASB把反映真实性、可核实性和中立性并列为可靠性的标志。其中反映真实性是可靠性的灵魂，而可靠性和中立性则是验证可靠性应具备的条件。由此可见，可靠性是指会计信息能够再现重大的财务关系。可靠性不同于真实性，真实性是完全的再现，而可靠性允许有误差的幅度，是相对的，是否可靠还取决于会计信息允许包括误差的程度，允许误差的程度则决定于这种误差不致于降低信息的有用价值。不影响决策的正确性。虽然估计和假设是会计所固有的，但并不会损害可靠性。国际会计准则委员会在《编制财务报表的框架》中提到，成本或价值在许多情况下都需要估计，合理的估计是会计报表编制工作的一部分，这并不会损害其可靠性。
(二)可靠性与相关性关系的合理判定由以上分析可见，可靠性与相关性是会计信息的两个独立的质量特征，在内涵上互不影响：信息是否相关不需要可靠来支持。信息是否可靠也与相关性毫不相干。但要达到会计信息有用性这一目标，会计信息必须同时具备相关性和可靠性，两者缺一不可，否则会计信息就丧失了有用性。亦即相关又可靠的会计信息一定是有用的，而有用的信息肯定同时具备一定的相关性与可靠性。首先作为相对概念，在量的规定性上，相关性与可靠性并非总是在同一方向上影响信息的有用性，但又必须尽可能地统一于信息有用的目标之下。提高一定程度的相关性，在特殊情况下可以牺牲一定的可靠性，同样，为了达到更高的可靠性，也可牺牲一定的相关性，只要能满足对决策有用的目标即可，两者的度可根据具体情况灵活把握。如预测性信息具有极高的预测价值，即相关程度很高，但由于其反映的是未发生的经济业务，可靠性必然较差，只要编制该信息所依据的基本假设、所选用的会计政策及预测的编制基础是合理的，就可达到信息使用者决策有用的目标，而不必强求该预测信息一定可以实现；而历史成本信息，由于其具有可核实性这一其他计量属性无可比拟的优点，可靠性较高，但由于其反应的是过去的交易和事项，与面向未来的决策相关性就差一些，但权衡利弊仍能满足信息使用者的需要。这是在各界对历史成本提出强烈批评的情况下，这一计量属性仍未退出历史舞台的原因。其次，在考虑会计信息的决策有用性时，相关性与可靠性之间并不必然存在此消彼长，互相矛盾的关系，两者必需兼顾。当一方提高时，在保证信息有用的前提下，允许另一方有所下降，但并不意味着一方的提高必然导致另一方的下降。应该遵循效益大于成本原则，追求会计信息的可靠性与相关性的共同提高，以便更大程度地满足信息使用者的需要，这也是会计自产生以来的发展方向。如果一项会计创新，在导致所提供会计信息的可靠性与相关性比已有信息都有所下降的情况下，仍能在新的方面满足信息使用者的需要，也是可行的。为了达到会计信息有用性这一目标，在不同的情况下，两者各自的程度会在一定范围内有所波动，但由于不存在此消彼长的关系，其间也就不存在谁更重要一些的问题，即不存在一定要牺牲一定程度的可靠性去换取更大的相关性，或一定要在保证相关的前提下，尽可能提高可靠性的问题，这都是实际工作中相关与可靠之间权衡的特殊情况，不具有一般性。
二、公允价值的内涵及其计量
(一)公允价值的定义IASC将其定义为：在一项公平交易中，熟悉情况、自愿的双方交换一项资产或清偿一项债务所使用的金额。FASB的定义是：公允价值，指在当前交易中，自愿的双方买入(承担)或卖出(清偿)-项资产(负债)所使用的金额。我国会计准则的定义是：在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务清偿的金额计量。由此可见，公允价值的认定依据是市场上对资产或负债公平、自愿的交易金额，从本质上讲，公允价值是一种基于市场信息的评价。
(二)公允价值的内涵及外延公允价值是很广的概念范畴，并不仅是与其他计量属性相并列的概念，可以说是其他属性存在的基础，即需要反映交易和事项内含的公允的价格，并同时兼具可靠性、相关性的信息质量特征。公允价值概念是会计环境变化的产物，绝不仅是现有会计计量属性的简单统一。一般认为，公允价值是与历史成本相对立的复合计量属性，这包括两层含义：公允价值不包括历史成本；公允价值可包括现行成本、现行市价、未来现金流量现值等，其与现行价值概念十分接近。但公允价值和历史成本并不是对立的，因为历史成本和公允价值在逻辑上是一致的。历史成本(收入)作为已经发生的交换价格，是过去某个时点的公允价值。而现行成本、可变现价值、现行市价，以及短期的可变现净值和以公允价值为计量目的的未来现金流量的现值，在没有实际交换价格的情况下，通过模拟实际交换价格来实现公允价值的方式，也可以看做是公允价值的表现形式。因此，公允价值概念与上述各计量属性之间的关系并不是必然的，是有一定条件的，只有符合公允价值定义、具有相关性和可靠性质量特征的上述计量属性才是公允价值。
三、基于相关性和可靠性的公允价值信息质量
(一)公允价值的相关性公允价值反映的是在特定的时点和经济状态下，市场对资产或负债的定价，而公允价值的变化，也反映了市场对资产或负债所认可的价值变化。在完善的市场中，市场定价反映的是所有市场参与者对资产或负债价值的期望值，是统计上具有无偏性的指标，这个指标中包含了所有影响该资产或负债价值的信息。在知识经济时代，大量新业务不断涌现，企业的某些无形资产。如商誉、知识产权、人力资源、衍生金融工具等在现有的计量模式下遇到了难题，这些都影响了会计信息的相关性和有用性。而采用公允价值则能够对这些资产进行确认和计量，以满足投资者对这些与决策相关信息的需要。相比较而言，历史成本反映的是在资产获得时或者负债形成时市场对其价值的评价，而市场只有在资产转让或负债偿还时才反映其价格的变化，即被确认为利得或损失。这种会计处理方法与瞬息万变的金融市场是不相符的，更何况转让或偿还并不是导致损失或利得发生的原因。
由于公允价值是以市场定价为基础的，所以其决策价值要明显优于历史成本。首先，金融资产或金融负债的购买(或形成)时间和历史成本都不会影响后续计量，只有报告日的市场条件、债务人的信誉等因素才会影响到公允价值。其次，公允价值也不会受资产或负债持有人及其持有目的等因素的影响，这样可避免资产或负债计量中的一些武断的标准并减少管理当局操纵会计数字的空间。与此相比，历史成本计量属性却会使相同的金融资产变得不同，使不同的金融资产变得相同，甚至会误导决策。再次，由于公允价值是市场的无偏定价，所以同一会计主体各个会计期间以及不同会计主体之间，计量技术都是一致的，使会计信息的可比性大大增强。在预测功能方面，由于公允价值能够及时地确认市场条件变化所引起的资产、负债价值的变化，不断满足外部投资者对公司价值信息的需求，从而就具有历史成本所不可比拟的预测价值。实证研究表明，公允价值具有相关性质量特征，如MaryE.Barthetal(1996)检验了美国1992年和1993年银行的数据，样本银行占到了美国所有商业银行总资产和总存款的90％。研究发现，商业银行的股价确实会反映银行披露的公允价值信息；商业银行的健康状况越差，投资者对银行贷款定的权重越低；在披露公允价值的主要资产和负债中，尤其是贷款，公允价值对股价的解释能力显著优于历史成本。这证明银行金融工具的公允价值披露具有价值相关性。因此，公允价值与历史成本相比，能更加准确地反映企业的财务状况和经营成果，从而为信息使用者提供与决策更相关的信息。
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关键词：经济集聚；经济增长；空间计量模型
一、引言及文献综述
纵观世界经济的发展历史，经济的空间集聚是一种普遍存在的现象，正如克鲁格曼所言：“经济活动最突出的地理特征是什么?一个简短的回答肯定是集中”。与经济的空间集聚相伴而生的是区域经济增长的非均衡化以及地区差距的扩大。作为中国经济增长最快、最具活力的省区之一，江苏省内部表现出很强的经济集聚趋势，同时一直受到经济发展不平衡问题的困扰，地区间差距在最近20年迅速扩大。集聚是否是导致地区经济增长差异的重要因素?本文拟对这一问题进行实证研究。
长久以来，经济增长与经济集聚的研究几乎互不相关。然而，现实表明，经济活动的空间聚集与经济增长是很难被分割的两个过程。20世纪90年代后期，一些新经济地理学领域内的学者开始尝试整合新经济地理学与新增长理论，在统一的理论框架下探讨集聚与增长之间的相互作用，其中开创性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他们通过强调技术外溢和空间集聚的相互作用，为解释经济集聚和经济增长之间的内在联系提供了一个非常清晰和简明的理论分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基础上通过改进研发部门的生产函数和熟练工人的动态迁移过程，给出了一个数学分析更加容易、分析结果更加具体的整合模型。Dupont(2007)也在集聚与内生增长的框架下，分析了经济一体化过程对区域差异和不平等的影响。他们的研究表明：集聚对于整体的经济增长是有利的，地理位置会影响到经济增长。
伴随着理论研究的深入，经济学家开始针对经济集聚与经济增长之间的关系展开实证研究。许多研究验证了集聚的增长促进效应。如Ciccone(2002)使用5个欧洲国家NUTS第3级地区的数据分析了就业密度对于平均劳动生产率的影响，发现制造业与服务业活动的集聚的确对区域经济的增长具有正面效应。Henderson(2003)使用70个国家1960-1990年的面板数据，发现城市首位度(一国最大城市份额)在低收入国家有利于经济增长。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地区1980-2000年的数据，探讨了区域内经济活动空间集中对增长绩效的影响，发现生产活动的内部空间分布越不平衡的地区增长越快。但也有部分研究得出了与理论预测相反的结论，如Sbergami(2002)使用6个欧盟成员国1984～1995年的跨国面板数据对经济增长率和经济集聚相互关系进行实证检验，研究结果发现。高技术行业、中等技术和低技术行业的集聚对于经济增长率的影响都是负面的。㈣更为复杂的是，空间集聚对经济增长的影响可能是非线性的，在发展的早期阶段，集聚促进增长；但当达到某个收入水平后，集聚对经济增长就没有作用，甚至有害于经济增长。这一假说得到了Brulhart和Sbergami(2009)的验证，他们利用跨部门OLS和动态面板GMM估计方法研究了一国经济活动的空间集聚对国家层面增长的影响，发现只在经济发展的某一水平集聚才能推动GDP增长，关键水平约为人均10000美元。
针对中国的经济集聚与经济增长问题，范剑勇(2004)认为，中国现阶段仍处于“产业高集聚、地区低专业化”的状况，国内市场一体化水平总体上仍较低，且滞后于对外的一体化水平，这一现状使得制造业集中于东部沿海地区，无法向中部地区转移，进而推动地区差距不断扩大。㈣张艳、刘亮(2007)运用工具变量法，基于中国城市的面板数据实证检验了经济集聚对于城市人均实际GDP的影响，结果发现，经济集聚具有内生性，它对于城市经济增长具有显著的促进作用。张卉、詹宇波、周凯(2007)构造了产业间集聚指数和产业内集聚指数，并以此作为解释变量实证检验了中国产业集聚与劳动生产率和经济增长的内在关系。他们的研究发现，产业内集聚和产业间集聚都对中国经济增长存在显著影响。吴利学、傅晓霞(2008)以规模报酬递增为基础构建了一个包含集聚经济的生产函数，分析了城市化和市场化对中国各地区集聚经济效应的影响，他们的实证研究发现，中国各地区集聚经济效应显著，且集聚经济效应在地区经济增长中作用明显。马君潞、郭威(2007)通过对我国分省面板数据的实证分析表明，提升一个地区吸引外商直接投资的能力很大程度上取决于该地区的集聚经济环境，因此，积累集聚经济优势是吸引外资、促进区域经济增长的途径之一。
在这些实证分析中，虽然有的研究也考虑到了不同地区差异的影响并以地区虚拟变量来衡量，但从本质上看，区域总是被当成一个独立的个体进行分析，区域间潜在的相互影响往往被忽略。事实上，任何一个地区的经济都不可能独立存在，它总是与其他经济体存在着千丝万缕的联系。但在多数研究中，这一观点都还没有被正式引入模型进行实证分析。
空间计量经济学是在横截面或面板数据中研究经济单位的空间相互作用，近年来越来越受到学术界的关注。一些学者开始运用空间计量方法，明确将地理空间因素考虑到经济集聚与经济增长的实证研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省级横截面数据，从空间经济学的视角研究了中国经济增长问题，并指出中国区域经济增长的来源主要是非农业劳动力增长率、制造业产出、资本积累和实际的外商直接投资。林光平、龙志和及吴梅(2005)采用空间计量经济方法，研究我国28个省(市、区)1978～2002年间人均GDP的卢收敛情况，认为随着经济体制改革的深入，地区间的空间相关性对各地区经济增长的作用越来越大，我国地区间经济存在收敛性，但是它的估计值表现出增大的趋势。”吴玉鸣(2007)运用空间计量经济学模型，对2000年中国2030个县域的增长集聚与差异进行了空间计量分析，结果表明，中国县域经济增长不仅与人力资本、城市化、工业化、信息化等因素密切相关，而且与相邻县域的经济增长之间存在一定的空间依赖性。㈣符淼(2009)采用空间计量分析方法对技术传播的空间模式进行了实证研究，发现技术和经济活动都存在局部集聚，技术集聚度高于经济集聚，且两者的集聚度随时间增强，地理分布高度一致。随地理距离快速下降的技术溢出效应是导致局部集聚和东西部发展不均衡问题的原因之一。
针对江苏经济表现出来的空间集聚现象与地区差距问题，本文拟采用空间计量经济模型，对江苏省县域经济集聚与经济增长的关系进行实证检验。
二、江苏省县域经济活动的空间相关性
首先，画出江苏省2007年县域人均GDP的空间分布四分图(图1)。按照人均GDP的大小，65个县域被平均分为4组，以颜色的深浅代表相应县域的人均GDP的大小。由图1可见，江苏省县域层次的经济活动在地理分布上是极不均衡的，呈现出苏南一苏中一苏北梯度递减模式。并且邻近区域的经济指标水平基本相近，具有明显的集聚特征。
接着，通过计算县域人均GDP的MoransI指数对其空间相关性进行检验。Moran''''sI是最常用的检验空间自相关性的统计指标。利用GeoDa0.9.5软件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上显著，表明江苏省县域经济的分布的确存在明显的空间相关性。
进一步，作出江苏省2007年县域人均GDP空间自相关聚类图(图2)，图中HigllHigh部分表示人均GDP高的地区被人均GDP高的地区所包围，Low-Low部分表示人均GDP低的地区被人均GDP低的地区所包围。这种分布显示出江苏省县域经济之间存在着正的空间自相关性，形成了某种空间“俱乐部”现象。人均GDP水平较高的县域(H-H地区)集中分布在苏南地区，而人均GDP水平较低的县域(L-L地区)则分布在苏北地区，地区之间经济增长差异显著。
由此可见，我们观测到的截面区域之间在地理上是一些明显具有空间依赖性的经济实体，误差项独立的假设在统计上被拒绝了，也就是说，OLS估计的结果是不可信的。因此，这里将地理空间维度引入研究中来，采用空间计量经济学模型来估计经济集聚对经济增长的影响是十分有必要的。
三、变量选取、数据来源与模型设定
(一)变量选取与数据来源
本文关心的问题是经济集聚是否会促进经济增长，因此，在进行实证检验时，需要对经济增长和经济集聚分别进行度量。本文选取人均GDP的自然对数来衡量县域经济的增长。由于各地区在人口和面积方面相差很大，因此选取人均GDP为测度指标来衡量地区经济发展差异，具有一定的客观性。关于经济集聚，本文选取第二产业区位熵、第三产业区位熵和城市化三个指标来衡量经济集聚的程度。i地区i产业的区位熵定义如下：其中：Eij表示j地区i产业的产值，∑iEij表示i产业在整个区域的总产值，∑jEij表示j地区的总产值，∑i∑jEij表示整个区域的总产值。因此，该指标的分子是j地区的i产业占整个区域该产业总产值的份额，分母是j地区的总产值占整个区域总产值的份额，通过两者的比来评价i产业在j地区的集聚程度。区位熵小于1说明该产业的集聚化水平比较低，区位熵等于或大于1说明该产业的集聚化水平较高。区位熵越大，说明该地区的这一产业在整个区域范围内的集聚程度越高。
本文中令i=1，2，3，分别表示三次产业；j=1，2，…，65，分别表示江苏省65个县域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(这里省略了下标)分别表示江苏省每个县域第一、二、三产业的区位熵，度量了三次产业在该地区的集聚程度。由于经济的集聚主要体现在第二产业和第三产业，所以选择第二产业区位熵和第三产业区位熵作为衡量经济集聚程度的两个解释变量。
此外，城市的出现也是经济集聚的一种表现。经济学家长久以来一直强调城市在经济增长中的作用，更准确地讲，城市己被看成一种主要的社会制度。城市化是一个国家、地区社会经济发展尺度的体现，城市化不但表现为人口向城镇聚集和非农人口上升，还表现为人们生产与生活方式、社会结构、价值观念由农村向城市文明升级转化的过程。因此，本文希望就城市化与经济增长之间的关系进行实证检验，这里用非乡村人口在总人口中的比重来衡量各地区城市化的程度。本文采用2007年江苏省65个县级行政区域的横截面数据，所有统计资料均来自《江苏统计年鉴(2008)》。
(二)模型设定
1经典线性回归模型
基于以上考虑，本文首先构建经典线性回归模型如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)
其中，PGDP表示县域人均GDP水平，是本文的被解释变量，LQ2和LQ3分别表示第二产业和第三产业区位熵指标，URBAⅣ是城市化指标，三者用来表示经济集聚，是本文关心的解释变量。
2空间计量经济模型
针对经典线性回归模型(1)，可以通过两种不同方式引入空间依赖性。相应地，空间计量模型有两种设定形式：
第一，空间滞后模型(SLM)，在解释变量中增加一个空间滞后变量，模型的形式为：
InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空间权重矩阵；W_PGDP是空间滞后变量，定义为W_PGDG=WlnPGDP；P是空间自回归系数；ε是误差项；其他变量的含义与原来相同。
第二，空间误差模型(SEM)，通过误差项引入空间相关性，即假设误差项是空间相关的。如果误差项是一个空间自回归过程，则模型具体形式如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空间误差自回归系数，Wε是空间滞后误差项。
3空间计量模型的选择
Anselin(2005)提出，可以根据拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相应的稳健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在两种空间计量模型之间进行选择。首先判断LM-Lag和LM-Error的显著性，如果两者中只有一个是显著的，那么就选择相对应的模型，即如果LM-Lag显著就用空间滞后模型，LM-Error显著就用空间误差模型。如果两者都显著，则需进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error的显著性，选择Robust指标中更显著的那一种模型。是选择空间滞后模型还是空间误差模型，下文中根据判别指标的具体情况而定。
四、实证检验与结果分析
为了进行比较，首先给出经典线性回归模型的OLS估计结果，见表1。由表1的检验结果可以看出，OLS估计的F统计量达到117.193，模型整体上非常显著。拟合优度为0，8521，说明拟合程度一般，可能与忽略了空间依赖性有关。LQ2、LQ3和URBAN系数的符号都与预期一致，均为正；LQ2、LQ3在1％的水平上显著，URBAN在5％的水平上显著。自然对数似然函数值(Loglikelihood)、赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)作为衡量模型拟合优度的指标，在下文中与空间计量模型的估计结果进行比较。
接下来，采用GeoDa0.9.5软件对OLS估计的残差进行空间依赖性检验。这里使用的江苏省县域地图数据来自中国分县行政区划界线数字化地图，①空间权重矩阵采用的是一阶Rook邻接矩阵。检验结果见表2。表2显示，Moran''''sI指数在1％的概率上显著，说明OLS估计的残差存在明显的空间自相关性，经典线性回归模型可能存在模型设定不恰当的问题。因此，这里采用OLS估计是不合适的，需要将截面单元之间的空间相关性引入模型中。具体是采用空间滞后模型还是空间误差模型，可以根据拉格朗日乘子检验的结果来决定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上显著，因此需要进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上显著，而RobustLM-Error在10％的水平上显著，相比之下，RobustLM-Lag的显著性更强。因此，根据上文中提到的标准，选择空间滞后模型(2)更为合适。空间计量模型如果仍采用最小二乘法估计，系数估计值会有偏或者无效。这里用极大似然法(ML)进行估计。结果见表3。
首先，通过似然比检验比较原模型(不考虑空间因素的经典回归模型)与各择模型(空间滞后模型)空间自相关系数的渐进显著性。表3中SLM模型的LR值为25.4468，在1％的水平上显著，再次证明该模型中空间依赖性的存在。进一步，三个经典检验是渐进一致的，但在有限样本中，应该满足Wald>LR>LM。本文中，Wald值为28.4089，LR值为25.4468，LM-lag值为24.3492，与预期的顺序一致，说明SLM模型符合ML估计的渐进性质，模型的设定是比较合理的。
其次，根据Loglikelihood、AIC和SC比较SLM模型和经典线性模型OLS估计的拟合优度。Loglikelihood越大，模型的拟合效果越好。而AIC和SC则相反，值越小，表示拟合效果越好。由表3可见，SLM模型的Loglikelihood值为-1.3229，大于OLS估计的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估计的相应值，说明SLM模型的拟合程度优于原经典回归模型，引入空间效应使模型的解释力有了明显增强。
最后，对SLM模型估计的系数进行分析。空间滞后变量WLNPGDP的空间自回归系数在1％的水平上显著，表明县域人均GDP增长在地理空间的邻接上表现出了较强的溢出效应。县域经济增长集聚的空间相互作用或影响的途径可以通过邻接地区而相互传递。三个衡量经济集聚的解释变量LQ2、LQ3和URBAN的符号均为正，与我们的预期一致，且均在1％的水平上显著，这一结果支持了经济集聚对于经济增长具有促进作用的结论。具体而言，LQ2的回归系数为2.3931，说明第二产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约2.39％；LQ3的回归系数为1.7357，说明第三产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约1.74％。LQ2和LQ3的系数比OLS估计中两者的系数均有所降低，说明OLS的估计结果可能存在向上偏误。URBAN的回归系数为0.0105，说明非乡村人口在总人口中的比重增加1％，则县域人均GDP可以增加约0.01％。与OLS估计结果相比，城市化指标的显著性有了明显提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。总体看来，第二产业的集聚对于区域经济增长的影响最为明显。
五、结论及政策含义
(一)主要结论
1江苏省县域经济具有显著的空间依赖性，邻近区域的经济增长相互影响，但这种影响以回浪效应为主，扩散效应不足，因此导致苏南苏北地区经济差距加大。由于地理区位、经济基础、经济结构、发展政策等方面所具有的优势，苏南地区集聚了大量资本、技术和人才，具有规模经济效益，自身增长迅速，成为江苏地区的“增长极”。政府希望通过增长极地区的优先增长带动周边更多地区的经济发展，发挥增长极的扩散效应。然而事实上，至少到目前为止，该增长极体现出的回浪效应——即吸引其他地方的资本、人才和技术，削弱周边地区的经济增长实力——远大于其扩散效应，从而导致发达区域更发达，落后区域更落后。因此，为了防止在这种累积循环因果作用下区域间差距的无限扩大。需要政府创造条件，引导回浪效应向扩散效应的转化。
2以产业集聚和城市化为特征的经济集聚对于经济增长具有积极作用，但这种影响是地方性的，随空间距离的增加而衰减。根据内生增长理论和新经济地理学理论，知识溢出是解释集聚和区域增长关系的重要概念之一。经济活动的空间集中会有效地促进知识溢出，推动技术进步，实现经济增长。在产业活动空间集中的区域或人口密度多样化的城市中，知识、人才在不同企业和区域的流动以及与不同群体的互动交流，促进了知识的传播扩散，进而促进技术进步。同时，企业在地理空间上的邻近不仅为面对面的交流提供了便利，而且有利于企业间前向后向的市场联系，更有利于劳动力的进一步集聚以及知识溢出。但是，知识空间溢出具有局域性特征，其影响随地理距离的增加而迅速衰减。陋瑚因此，苏南地区通过知识溢出产生的正外部性难以扩散到更远的苏北地区，导致南北差距加大。可见，如果希望通过集聚促进落后地区的经济增长，需要充分考虑到地理空间的因素。
(二)政策建议
1促进要素向苏北地区的流动，使回浪效应过渡为扩散效应。可以通过加强苏南地区与苏北地区间的统筹规划，打破地方壁垒，改善苏北地区的投资环境、贸易条件、市场条件，创造良好的人才吸引机制，鼓励资本、人才等生产要素不断由苏南向苏北地区流动，充分发挥增长极的扩散效应。
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[关键词]石油行业；下游行业；需求因素
石油是现代工业和现代文明的物质基础，是国民经济不可或缺、无法替代的重要能源和工业原料，国民经济对石油具有很强的依赖性。石油一方面直接影响着一国经济的发展速度，另一方面影响着国家的经济安全。如果石油供应紧张，供不应求，势必成为遏制一国经济发展的“瓶颈”。石油既是能源，又是基础原材料，下游的石油加工、化学原料及制品和交通运输等各行业对其有很高的依存度，因此石油资源对我国整个经济都具有较大的影响力。图1反映了单位石油产量所支持的GDP总量，可以发现石油对整个经济的支持度不断提升，从2001年的每万吨支持6亿元GDP，到2006年上升为支持13亿元GDP。该指标反过来也说明了我国获得单位GDP所消耗石油数量的下降，即我国正趋向于节能经济和发展多种能源，这种趋势自最近石油价格持续上涨变得更加鲜明。由以上的分析能看到石油行业对我国整个国民经济的发展具有重要的影响，已经成为我国国民经济发展的支柱产业。因此，本文通过建立石油及其下游行业的向量自回归模型，来研究石油供需平衡以及石油下游行业需求对石油行业的冲击效应，并提出相应的政策建议，以保障石油行业对我国经济增长的平稳支持。
一、参变量的选取
石油行业是一个传统的垂向行业，我们根据《2005年按行业分能源消费量统计表》，选取石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业和交通运输设备制造业四个下游行业来对石油行业进行需求状况分析。从表1可以看到，石油加工及炼焦业消费了原油总量的72.26％，包含交通运输、仓储和邮电通信业的交通运输设备制造业消耗了大量的石油衍生能源，化学原料及制品制造业也在能源消费中占据重要地位，因此我们选择石油行业及其主要的下游行业的销售收入数据作为各行业的需求变量，所选变量简称见表2。
从表3的结果可以看出变量oil、coki、chem、tran、fiber均仅有一个单位根，这说明他们都是一阶单整过程I(1)。可以对它们进行Johanson检验，从表4的检验结果可以看出：所选用的5个变量之间满足协整关系。这说明，所选的各下游行业的销售收入与石油行业的销售收入之间在短期内由于随机干扰，偏离均值，但在长期具有均衡关系。
2模型构建。向量自回归(VAR)模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到有多元时间序列变量组成的向量自回归模型。我们主要利用石油行业及其主要下游行业的销售收入建立了相应VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。
用Eviews5．0对系统Y进行VAR分析，估计结果如下：
由上式大体可以看出，石油行业销售收入主要受其自身滞后期值的影响，另外，石油加工及炼焦业销售收入和化学原料及化学制品制造业销售收入的滞后期值对它也有一定的影响，而交通运输设备制造业销售收入和化学纤维制造业销售收入对它基本上没有影响或者说影响极为微弱。为了进一步说明各个变量间的相互作用，我们根据上面对Y1的VAR分析结果继续进行脉冲响应分析。
我们分别给石油各下游行业销售收入一个单位大小的冲击，得到关于石油行业销售收入的脉冲响应函数图。在下图2－5中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：月度)，纵轴表示石油行业销售收入(单位：亿元)，这几个图中曲线表示了脉冲响应函数，代表了石油行业销售收入对其相应下游行业销售收入的冲击的反应。虚线表示正负两倍标准差偏离带。
从图2中我们可以看出，当在本期给石油加工及炼焦业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第2期达到最高点，之后的几期内小幅度上下波动，从第5期以后开始稳定增长。这表明石油加工及炼焦业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第2期达到最大，之后逐渐回落，在第5期之后趋于稳定。即石油加工及炼焦业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应，可见石油加工及炼焦业的快速发展将带来石油消耗的增长。
从图3中我们可以看出，当在本期给化学原料及化学制品制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第1期有个小幅度负向的波动，从第2期开始变为正向波动，在第6期达到最高点。之后的2期小幅度上下波动，从第8期以后开始稳定增长。这表明化学原料及化学制品制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在第1期会给石油行业带来反向的冲击，从第2期开始，经市场传递作用，又给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第6期达到最大之后，逐渐回落，在第8期之后趋于稳定。即化学原料及化学制品制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应。具体地说，化学原料及化学制品制造业销售收入增加会在8期后对石油行业的销售收入产生稳定的拉动作用，反之化学原料及化学制品制造业销售收入的降低也会在8期后给石油行业带来负面的冲击。
从图4中我们可以看出，当在本期给交通运输设备制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在前7期内会有小幅度的负向波动。从第8期以后开始稳定回升变为正值，直至平坦，波动幅度不大。这表明交通运输设备制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在前7期会给石油行业带来小幅度的负向冲击，从第8期开始变为对石油行业同向的冲击并趋于稳定。交通运输设备制造业销售收入增加会在8期后对石油的销售收入产生正向的冲击，反之交通运输设备制造业销售收入的降低则会在8期后给石油行业带来负向的作用，但波动幅度不是很大。可见，交通运输设备制造业的快速发展对石油消耗的增长有一定的带动作用，但带动作用不是很大。
从图5中我们可以看出，当在本期给化学纤维制造业销售收入一个正冲击后，在第1期，石油行业销售收入为负向的波动。从第2期开始，化学纤维制造业销售收入的提高将带动石油行业销售收入的提高。由图5可知，石油行业销售收入在前5期内有上下波动；从第6期以后开始稳步回升直至平坦。这表明化学纤维制造业的某一冲击从第6期开始也会给石油行业带来正向的冲击，但冲击力度不大。化学纤维制造业销售收入增加会在6个月后对石油的销售收入产生正面的冲击，反之化学纤维制造业销售收入的降低则会在6个月后给石油行业带来负向的冲击，波动幅度虽不是很大，但比交通运输设备制造业对石油行业的冲击幅度略高。正是由于化学纤维制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有较小幅度的促进作用，并且该促进作用具有较长的持续效应，因此，我们可以通过推动化学纤维制造业的发展带动石油行业的发展。
3下游行业的贡献率分析。脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量带来的影响，但是并没有确定各变量具体影响力，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献率，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。
在这里我们仅考虑各下游行业需求冲击对石油需求的前期的相对方差贡献率RVCii(s)，当i＝1时的经济意义为：如果RVc1(s)较大时，意味着第一个行业需求冲击对石油需求的影响大；相反地，RVc1(s)较小时，可以认为第j个行业需求冲击对石油需求的影响小。下面分别给出各下游行业销售收入的变化对石油行业销售收入的方差分解。
下面做图比较各下游行业对石油行业变化的贡献程度，我们在此将分析时段定为36期。
由图6中我们可以看出，石油行业销售收入对其自身的一个标准差信息立刻有较强反应，第2期石油行业销售收入的响应最大，此后对其自身的波动逐渐减小并趋于稳定。化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率，最大在43％左右，其对石油行业的贡献率是逐渐递增的，在30期左右达到40％。石油加工及炼焦业对石油行业的贡献率也比较大，从第5期开始达到顶峰，在37％左右，此后趋于稳定。而化学纤维制造业对石油行业的贡献率比较小，在第6期达到最大值，最大时仅为7％。交通运输设备制造业对石油行业的贡献率最小，不到1％。
可见，化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率最大，我国化学原料及化学制品制造业得到了快速的发展，这也为石油行业的发展起了推动作用；石油加工及炼焦业的快速发展带动了能源需求，主要是石油的需求，这使其对石油行业的贡献率较大；化学纤维制造业以及交通运输设备制造业对石油行业的贡献率都比较小，但是这两个下游行业的发展对石油行业也有一定的带动作用。
三、结论
计量分析论文范文4
内容提要：本文运用协整检验方法就20世纪80年代中期以来欧洲经济一体化的一个重要方面，即欧盟银行信贷市场一体化进行计量分析，对欧盟银行信贷市场一体化的实际进程进行经验检验。结果表明，欧盟银行信贷市场一体化的有关政策具有积极的意义。
关键词：欧盟银行信贷市场一体化进程
20世纪80年代中期以来，欧洲经济一体化取得的巨大进展，集中体现在欧洲单一市场的建立和欧洲经济货币联盟的建设进程上。由于银行业在欧盟金融市场以及整个经济中的关键地位，欧盟银行信贷市场一体化在这两个进程中起了重要作用。而目前国内外有关欧盟银行信贷市场一体化进程的研究主要是定性分析，缺少经验检验。本文运用经济计量分析的协整检验方法，对欧盟银行信贷市场一体化的实际进程进行经验检验。
一、欧盟银行信贷市场一体化的政策
欧盟银行信贷市场一体化进程始于20世纪80年代中期，标志是1986年欧共体通过的《单一欧洲法案》的提出。在这份法案中，欧共体提出了在1992年12月31日之前建立欧洲统一大市场的目标，在这个市场内，实现产品、人员、服务和资本的完全流动。在《单一欧洲法案》框架下，银行信贷市场一体化成了欧洲经济一体化的重点，而且随着德洛尔报告的和《欧洲联盟条约》(《马斯特里赫特条约》)的实施，银行信贷市场一体化又成为推动欧洲向经济货币联盟迈进的关键动力。
《单一欧洲法案》只是明确了欧共体银行信贷市场一体化的方向性目标，具体的政策表现为欧共体理事会的指导性意见”。
早在1977年，欧共体委员会就了《第一号银行指导意见》，其核心条款是允许外国银行在符合东道国法规的前提下设立分支机构。它事实上打开了成员国银行在共同体其他成员国设立分支机构的大门，具有重大的普遍性意义。但是，由于各国的立法差异并没有得到消除，因此《第一号银行指导意见》并没有导致任何重大的跨国银行活动。真正标志着欧洲银行业和金融服务业走向单一市场的是1989年欧共体理事会的《第二号银行指导意见》(Directive89／646／EEC)，经过修订，1993年各成员国将其转化为本国的法律加以正式实施。这份立法涉及欧洲银行业金融服务和跨国活动的各个方面，具有十分广泛的内容，其核心是置于共同监管规则下的单一许可原则和母国控制原则。根据这两项原则，任何一个成员国的银行和金融机构，只要在本国获得了营业许可，就可以在其他成员国开设分行，不用事先征得接纳国的许可，其业务也只受母国监管机构的监督，而不受东道国的监督和管制。单一许可原则和母国控制原则对银行业跨国经营的便利性不言而喻，银行不再需要为了申请在国外开立分支机构的资格而花费巨大的精力和时间，其经营活动也只由本国的监管机构监督，这样就避免了成员国之间由于监管规则不同造成的麻烦。另外，这两项原则也为欧盟各国提供了一个监管框架，这个框架有助于降低对欧盟各国之间进行协调的成本，并减少欧盟各国的监管负担，同时也限制了潜在的各国监管者的偏见。1986—1992年间，欧共体理事会还制定了8个附加的指导意见，分别对银行业监管、资本金要求、偿债能力标准、洗钱活动、信贷风险、年报的要求和银行并购重组各个方面做出具体的规定。
欧共体理事会的这些指导意见系统地阐述了银行信贷市场一体化的立法要求，然后各成员国将这些要求转化成本国的具体立法加以落实。因此，欧盟银行信贷市场一体化不仅依赖于各项指导意见的有效性，而且也和各成员国的具体实施状况密切相关。芝摩曼(Zimmerman，1995)考察了所有单一市场指导意见在各成员国的实施状况，得出的结论是在1991年末至1994年4月间，已经被成员国采用的指导意见占全部指导意见的百分比已经从58％上升到89％。对于《第二号银行指导意见》，截至1994年4月，12个欧洲联盟的成员国中有11个已经根据指导意见的要求进行了国内立法，惟一的例外是西班牙。
总体而言，在欧共体一系列的指导意见之后，欧盟银行信贷市场一体化的法律框架已经建立起来，在一定意义上可以说，法律一体化比市场的实际一体化先行一步。
二、欧盟银行信贷市场一体化的经验检验
(一)假设和数据
首先，经验检验主要是针对欧盟银行信贷市场，同时也涉及货币市场，因为银行信贷市场利率是以货币市场利率作为基础的，银行信贷市场和货币市场的关系很密切。
其次，检验的指标是利率，也就是以利率(金融市场上的价格)作为衡量银行信贷市场一体化的指标。根据利率平价理论，完全一体化的市场应该遵循单一价格原则，换言之，就是在完全一体化的金融市场上，所有相同金融资产都具有相同的价格。由此，利率可以作为银行信贷市场一体化的衡量标准。在实际情况中，由于风险的不同，文化对银行与客户关系的影响不同，货币政策条件不同，以及各国银行为解决信息不完全而采取的策略不同，一体化的银行信贷市场内利率并不一定都实现均等化。因此，我们对欧盟银行信贷市场一体化的检验不是以严格的价格均等化作为标准，而是使用协整的概念。协整分析认为，随着银行信贷市场日益一体化，区域内银行的定价行为将会越来越紧密地联系在一起，换言之，一体化地区内成员国的利率将表现出趋同的关系。而从具体分析的角度说，在一体化的金融市场内，利率(非稳定时间序列)在短期内可以分离变动，但是在长期，市场力量将迫使它们恢复到一个均衡的关系。
这里，我们关注的是名义利率而不是实际利率，这是出于下面几方面因素的考虑。第一，在金融市场上，名义利率能够比实际利率更好地反映国际套利过程。借款者用以进行比较、评判的是经过汇率预期调整的名义利率而不是实际利率，相应地，那些不通过直接投资方式进行跨国业务活动的银行一般也只是对经过汇率预期调整的名义利率感兴趣。上述两者构成了国际套利过程的主要参与者，因此在国际套利过程中名义利率比实际利率更重要。第二，用实际利率进行衡量本身存在着难以克服的问题。一方面，实际利率以各国的货币分别表示，其差异无法比较，同时，没有任何一个机构对跨国实际利率进行比较，因此对于单个投资者或借款者来说，实际利率差异并不能够提供获利机会。另一方面，由于平均实际利率在很大程度上取决于购买力平价，而各国的购买力平价在长期来说不会有太大的偏离，也就是说各国平均实际利率在长期是基本相等的。这样，使用实际利率进行银行信贷市场一体化检验具有潜在的误导性——无论银行信贷市场一体化是否发生，实际利率本身的差异就很小。因此，我们选择名义利率而不是实际利率作为欧盟银行信贷市场一体化的检验指标。
我们的研究范围包括欧洲联盟的六个核心国：法国、德国、英国、荷兰、比利时和意大利。这些国家的经济总量占欧盟GDP总额的80％以上，很大程度上可以代表欧洲联盟的总体。同时，为了比较地区性和全球性的银行信贷市场一体化
，我们把分析扩展到美国和日本。
我们将使用从1985年开始的月度利率对银行贷款利率和利差进行协整检验。对于银行贷款利率，选用各国的基准利率表示；为了计算利差，选用货币市场利率作为存款利率的近似表示。银行贷款利率和货币市场利率的数据都可以从国际货币基金组织(IMF)出版的《国际金融统计》(InternationalFinancialStatistic)中得到，两者都从1985年1月开始。利差有两种形式：一是由贷款利率减去货币市场利率得到的绝对利差；二是由贷款利率除以货币市场利率得到的相对利差。
(二)模型的分析框架
1．协整检验的一般分析框架
一般而言，如果两个时间序列yt、Xt各自都是一阶单整序列，定义为I(1)序列，而且两个序列的某个线性组合是平稳的或I(0)，那么称时间序列Yt、Xt是协整的，或者说两者具有协整性。协整意味着两个时间序列变量之间存在某种长期的均衡关系，一个时间序列变量的变化总是伴随着另一个时间序列变量的变化，两者不会分离太远。
对欧盟银行信贷市场一体化的协整检验基本上是遵循恩格尔和格兰杰(EngleandGranger，1987)建立起来的方法，按两个步骤展开。首先，证明时间序列存在单位根；然后，估计协整向量。
协整检验的条件是待检验的时间序列是一阶单整序列，定义为I(1)。为了确定贷款利率时间序列和利差序列是I(1)，我们需要进行单位根检验。为此，我们要构建关于利率和利差的时间序列和一阶差分序列的回归方程，然后分别进行t检验和F检验。两个回归方程都包括一个紧跟在利率的滞后差分项之后的趋势变量：
零假设表示时间序列服从随机游走，即非平稳。对于t检验，零假设是Ho：b＝0；对于F检验，零假设是H0：b＝d＝0。如果计算出的‘统计量或F统计量的值小于临界值，那么我们不能拒绝零假设，也就是说时间序列是非平稳的。
一旦确定了贷款利率和利差的时间序列是I(1)序列，我们就可以从杜宾一沃森(Durbin-Watson，DW)统计量开始进行协整检验。杜宾一沃森统计量从协整回归中得到，协整回归使用单个国家的利率或利差yt作为因变量，欧洲联盟其余国家的平均利率和平均利差作为自变量xt：
当由方程(3)的回归中计算出DW值比临界值大时，拒绝非协整的零假设，即两个时间序列存在协整性。正如恩格尔和格兰杰指出的，杜宾一沃森检验只是作为证明存在协整性的一个近似指标，它需要更详细精确的其他检验加以补充，有代表性的是迪基一富勒(Dickey—Fuller，DF)检验和增广迪基一富勒(AugmentedDickey—Fuller，ADF)检验。迪基一富勒检验基于协整回归方程的残差构建模型：
这里，估计参数的t统计量表明了两个时间序列变量的协整性。具体地说，按照绝对值进行比较，当t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，说明两个时间序列变量存在协整关系。另外，根据以下的回归方程可以进行增广迪基一富勒(ADF)检验：
这里，按照绝对值进行比较，当估计参数的t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，即两个时间序列变量具有协整性。
2．存在结构性突变的协整检验
凯普雷(Caporaleetal．，1996)认为，对于趋同之前和之后的时间序列变量间的长期关系，协整是一个强有力的检验，但是对趋同过程中的时间序列变量则不然，也就是说，在趋同发生的时期内，时间序列变量经常表现出非协整性。换言之，非协整性能够反映时间序列变量的一种趋同进程，这一结论得以成立的重要前提是时间序列存在结构性突变，这种结构性因素常常是由外部作用引起的，而不是时间序列本身变化规律的结果。如果欧洲联盟促进银行信贷市场一体化的立法和政策措施(主要是《单一市场法案》和《第二号银行指导意见》)有效，那么欧洲联盟成员国之间的利率差异应该存在下降趋势，或者说利率的时间序列显示出结构性突变，欧洲联盟各成员国之间的贷款利率出现趋同。根据上述观点，如果存在结构性突变，那么样本将要划分为突变前和突变后两个时期，然后分别对这两个时期进行协整检验。值得注意的是，按照这种方法进行的协整检验，缺少协整性正好意味着存在趋同进程。
在实际经济活动中，《第二号银行指导意见》通过影响银行定价行为和竞争状况，从而对金融市场结构形成冲击，贷款利率就可能显示出结构性突变。因此，我们要对存在结构性突变的时间序列分别进行协整检验。《第二号银行指导意见》于1989年通过，到1993年9月欧盟各个成员国将其转化为本国的具体法律加以落实，因此大致可以认为结构性突变发生在1990—1993年9月这段时期内。如果考虑90年代初期金融市场也经受多方面严峻的外部突发性冲击，如两德统一、欧洲货币体系危机等，将突变性时期确定在1990—1993年这段时期内是恰当的。基于这种考虑，我们把整个样本期分为两个不同的子时期：第一个时期是从1985年1月到1990年12月，代表欧盟银行信贷市场一体化的政策和措施没有实际实施的阶段，可称为前一体化时期；第二个时期是从1993年9月到1997年12月，代表欧盟银行信贷市场一体化有关政策措施开始实施后的阶段，可称为后一体化时期。1990年12月到1993年9月之间的这段时期被排除在外，以充分保证两个子时期相互独立，同时也力求减少90年代初外部冲击对欧盟金融市场产生的影响。
这样，我们就对上一部分的检验程序加以修正，具体按如下步骤进行：第一步，对从1985年1月到1997年12月的整个样本期，根据方程(3)进行协整回归，得出DW、DF、ADF的各个值。但是，在存在结构性突变的条件下，这些检验的实际意义有所减弱。第二步，进行结构性突变条件下的协整检验，把整个样本期分为两个子样本，然后分别应用方程(5)对每一个子样本进行协整检验。
(三)模型检验结果
1．贷款利率和利差的趋势：描述性统计分析
为了说明欧洲和全球银行信贷市场一体化的程度，我们将对欧洲联盟六个核心成员国以及日本、美国的贷款利率和利差进行分析。
统计数据表明，整个样本期内，欧盟各成员国的货币市场平均利率水平存在不小的差异，最低的是德国(5．89％)，最高的是意大利(11．66％)
；各成员国的贷款利率也并不相等，最低的是德国和荷兰，它们的平均贷款利率大约是8．2％，意大利则高达12．86％。
如果银行信贷市场一体化能够导致金融资产价格均等化的理论假定成立，那么我们将发现各成员国的名义利率会减少到一体化之前利率最低的国家的利率水平。统计数据表明，与前一体化时期相比，后一体化时期的贷款利率明显下降。但是，这种情形并不是欧洲特有的，因为美国和日本的利率也表现出同样的下降趋势，也就是说利率的下降更可能是一种全球性的趋势，而不是由于欧盟银行信贷市场一体化政策的独特后果。另外，在后一体化时期，各国的利率看起来更加接近，一个可能的原因是由于利率普遍下降而导致利率之间的差距变小。而且，统计数据也不能够说明利率实现了均等化，毕竟在意大利和荷兰两个国家之间，货币市场利率的差距达到4．97个百分点，银行贷款利率的差距也有4．28个百分点。
对利差的分析表明，除了比利时和意大利之外的所有国家，与前一体化时期相比，后一体化时期的绝对利差普遍减少。但是这本身不足以说明欧盟金融市场实现了一体化，因为利差下降的很大一部分原因是各国名义利率的下降。而且，对相对利差的分析表明，在这一时期内利差实际上是增加而不是减少。在前一体化时期，相对利差的变化范围是从比利时的1．64的高点到英国的1．10低点；而在后一体化时期，这一变化范围是从比利时的1.87到意大利的1．15。利率的降低可以很大程度地解释这种变化。银行贷款利率可以表示为货币市场利率加上一个附加额，而相对利差又可定义为银行贷款利率除以货币市场利率，因此，当货币市场利率下降时，相对利差将会增加。但是，统计数据表明，在后一体化时期，除了比利时以外的所有其他被分析的欧盟成员国的相对利差都更加紧密地朝德国的利差水平靠拢。总体而言，描述性统计量并不能有力地说明欧盟银行信贷市场一体化，只是在较小程度上指出了不同国家利差更加接近。
2．利率和利差的单位根检验
首先，我们给出协整检验第一步的结果，也就是确定待检验的时间序列是否是一阶单整的，即时间序列是否I(1)序列。为此，我们分别对利率时间序列及其一阶差分序列进行单位根检验。对所有的利率(包括货币市场利率和银行贷款利率)，我们都不能够拒绝有单位根的零假设，也就是说所有的利率时间序列都是非平稳的。进一步地，我们能够拒绝利率的一阶差分序列的零假设，也就是说，利率的一阶差分序列是I(0)序列。因此，我们可以得出结论，所有的利率时间序列都是一阶单整序列，即I(1)序列，我们可以对利率的时间序列进行协整检验。同样地，利差的单位根检验的结果也表明，绝大部分国家的利差时间序列都是I(1)序列，而仅有几个国家(意大利、荷兰和英国)的检验值表明利差序列是I(0)序列。这里的利差是由贷款利率除以货币市场利率而得到的相对利差。
3．银行信贷市场以及货币市场的协整检验
(1)利率的协整分析
经过经验分析发现，除了法国、比利时，欧盟其他国家的货币市场利率普遍表现出缺少协整性。在现实情况下，对欧盟货币市场利率起基准作用的并不是欧盟的平均货币市场利率，而是德国的货币市场利率。因此，我们对欧盟各国货币市场利率和德国货币市场利率之间的关系进行协整检验，得到的结果见表1。
说明：(1)欧盟各国的货币市场利率序列相对于德国货币市场利率序列进行回归。(2)DW给出了的德宾一沃森统计量的检验值，100个观测值的相应的临界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。当DW值大于临界值时，拒绝非协整的零假设，表明存在协整性。(3)DF给出了简单DF回归的φ的统计量，其相应的100个观测值的临界值是：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)。根据绝对值比较，估计参数的t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，表明存在协整性。(4)*数据代表存在协整性的结果。
我们可以看出德国货币市场利率和比利时、荷兰、英国三国的货币市场利率在两个子时期都是协整的，在前一体化时期协整性表现得更加强烈。法国和意大利有更低的检验统计量，表明它们的货币市场利率和德国的货币市场利率之间的非协整性。另外，值得注意的是，所有的后一体化时期的检验统计量的值都比前一体化时期更低，也就是说协整性在后一体化时期显得更加微弱，这一结果符合凯普勒(Caporale，etal．，1996)的观点，即趋同进程中，能够检验到的协整性会减少，换言之，缺少协整性可以被解释为趋同进程的结果。总体而言，欧盟各国的货币市场利率和德国的货币市场利率之间表现出较明显的协整性和趋同现象。
货币市场利率通过固定汇率联系在一起，从而货币市场利率之间的协整性一定程度上可以转换成银行贷款利率之间的协整性，但是这种转换关系并不是很明确。从表1中可以看出，就比利时而言，在前一体化时期其货币市场利率是协整的，同期银行贷款利率也是协整的；但是对荷兰而言，货币市场利率的协整性并没有导致银行贷款利率的协整性。因此，我们得出结论，即货币市场利率的趋同是银行贷款利率之间出现协整性的必要但绝不是充分的条件。
(2)利差的协整分析
这一部分我们进行利差的协整分析。利差的协整性反映了能够将市场紧密地联系在一起并确立一种长期均衡关系的套利力量。这种力量可能来自于货币市场一体化，银行零售定价行为的趋同，以及信贷市场的套利过程，我们不追究这种套利过程背后的驱动力量，因为协整分析考虑的仅仅是长期均衡化的进程是否存在。
说明：(1)欧盟各国的利差相对于欧盟平均利差进行回归，对每一国的检验，欧盟平均利差中都已排除了该国的利差；美国和日本的利差相对于欧盟平均利差(包括所有的欧盟6国)进行回归。(2)DW给出了德宾—沃森统计量的检验值，100个观测值相应的临界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。当DW值大于临界值时，拒绝零假设，意味着存在协整性。(3)ADF(k)给出了增广迪基—富勒回归的估计参数的t统计量，括号中的k给出了增广迪基—富勒回归的滞后项数，因此k＝0代表简单的迪基—富勒回归。100个观测值的迪基—富勒回归的相应临界值为：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)，100个观测值的增广迪基-富勒回归的相应临界值为：3．77(1％)，3．17(5％)，2．84(10％)。(4)表中*数据代表不存在协整性的结果。
表2给出了整个样本期的利差协整检验结果，从中可以看出欧盟各国的利差序列较为普遍地表现出明显的协整性。但是，将样本分为前一体化时期和后一体化时期之后，检验结果会表现出许多结构性变化。一般地，在第一个子时期，检验结果总体上表明
存在协整性，惟一的例外是法国，只是部分地表现出协整性。在后一体化时期，我们发现协整性减弱。根据ADF统计量，在后一体化时期中能够确定存在协整性的只有英国。
4．地区银行信贷市场一体化和全球银行信贷市场一体化
最后，我们从地区对比的角度分析协整检验的结果。具体地说，就是将欧盟6国作为一个整体，对比美国和日本研究其银行信贷市场一体化，主要目的是明确目前的欧盟银行信贷市场一体化进程在多大程度上是欧盟地区一体化政策的结果，或者只是金融市场全球化的一个结果。而根据前面部分的协整检验的结果(表1、2)，我们可以得出结论，无论是货币市场利率还是贷款利率，欧盟和美国、日本都不存在协整性，利差也是如此。这说明欧盟银行信贷市场一体化主要是地区性现象，也就是说，欧盟银行信贷市场一体化的进程主要是欧盟政策推动的结果。上述结果的一个隐含结论是欧盟银行信贷市场一体化的水平远远超过全球银行信贷市场一体化的水平，从全球的角度看这可能会导致某种程度的歧视利损失：由于银行信贷市场一体化，客户可能会偏向于选择一体化区域内的欧洲银行，而不选择成本最小、价格较低的区域外银行。为了减少或避免这种损失，全球银行信贷市场一体化应加速发展，并最终赶上地区银行信贷市场一体化的进程。在某种意义上，WTO框架下金融服务贸易多边协议的达成为全球银行信贷市场一体化的进一步发展奠定了一个较好的基础。
三、简要结论
根据上文的协整检验，我们可以得到以下的简要结论：
第一，欧盟各国货币市场利率表现出较好的协整性，说明欧盟货币市场的一体化程度较高；
第二，欧盟各国银行贷款利率的协整性较差，说明欧盟银行信贷市场一体化程度较低，存在较明显的市场分割；
计量分析论文范文5
经济增长首先要有数量的扩张，才能谈到质量的提高。并且，经济增长质量的提高需要建立在经济增长有持续的数量保证的基础上。根据美国经济学家西蒙•库兹涅茨的定义：“持续增长是指不为短期波动掩盖的一种量的增长。”可见，经济增长的持续性是一个长期的概念，它并不否定经济当中存在着“短期波动”的现象，而是强调：从一个较长的时期来看，经济总量具有明显的上升趋势。这和哲学上的辩证法是相统一的，即“事物的发展是前进性和曲折性的统一，常表现为螺旋式的上升运动和波浪式的前进形式”。经济的这种持续增长性是保证经济增长质量必不可少的前提。
二、经济增长的稳定性
根据哈罗德—多马模型，在短期中，只有当一国的实际增长率与有保证的增长率相一致时，经济的增长才是稳定而均衡的，不相一致时，经济就出现波动；在长期中，当实际增长率等于有保证的增长率同时等于自然增长率（又称“潜在增长率”）时，才能既实现均衡增长，又保证充分就业，从而成为一种合乎理想的长期增长状态。现实当中，经济要持续这种“刀锋式增长”固然是很难的，不稳定是常态，但我们仍需要追求各年的增长率具有相对的稳定性。如果经济过度波动，会造成经济资源的巨大浪费，对经济增长的长期绩效产生一系列负面影响。
三、经济投入产出效率
经济增长是由投入的生产要素决定的，投入要素的数量、质量以及要素间组合配置的效率都直接决定了经济增长的质量。一般而言，生产要素至少包括人的要素、物的要素及其结合因素。
经济增长过程中投入与产出的比率，直接表现为经济增长效率，是反映经济增长质量的重要方面。根据美国经济学家丹尼森对经济增长因素的理论分析和核算认为：经济增长通常可以通过要素投入量的增加和要素生产率的提高两种方式来获得，也就是马克思所谓的“外延扩大再生产”和“内涵扩大再生产”，其中，内涵扩大再生产方式，即在不扩大要素投入的情况下，通过改善要素生产率来实现经济增长，被认为是更有效率且可持续的。
四、科技进步
在经济增长的结果中，技术进步可以表现为产品的更新换代、产品质量升级和品种增加、知识和人力资本的积累等多种形式。在经济增长过程中技术进步的作用是与经济系统中的其他要素结合在一起的。对此，卢卡斯研究认为：与人力资本相匹配的技术进步投入要素对提高经济增长质量是最有潜力并且最有效的。
五、经济结构
在各类经济结构中，产业结构在整个国民经济中居于主导地位，它的变化对于经济增长起着重要的作用。20世纪30年代，澳大利亚经济学家费歇尔(A.G.B.Fisher)，确立了我们所熟悉的三次产业分类法，即把广义的农业称为第一次产业；把广义的制造业或工业称为第二次产业；把包括所有第一次和第二次产业以外的其他经济活动称为第三次产业，并指出第三次产业的本质在于提供服务。
除了产业结构以外，经济结构还包括所有制结构、产业内结构、城乡结构等多种区分。经济结构的各层次特征，共同构成对经济增长质量的影响要素。
六、产品质量
经济增长的大部分结果直接体现为向市场提供的产品的增加，包括有形的物质产品和无形的服务产品等。在西方经济增长理论中，都是以“产出是有效的”为前提来分析经济增长问题的，一般不考虑产品质量问题，不考虑因产品质量问题所造成的社会资源的浪费。然而，如果考虑到资源的有限性和社会主义生产的目的所在，则在我们对经济增长质量内涵的界定中，产品质量成为衡量资源配置有效性不可或缺的因素。
七、竞争能力
在当今世界经济全球化、一体化、信息化已成为大趋势的形势下,任何国家和地区的经济增长都不可能是封闭、孤立的,而总是在国际、地区之间经济联系日益密切的环境下实现。因此,竞争能力的强弱,对于经济发展、增强综合实力、提高在国际上的地位和影响具有重要意义,同时也是经济增长质量高低的重要表现。
八、人民生活
社会主义生产的根本目的就是为了满足人民群众不断增长的物质和文化生活的需要，这一生产目的深刻体现了社会主义的本质。无论是同志在“三个代表”中提出的“把代表最广大人民群众的根本利益作为我们党的宗旨”的思想，还是“十五”计划编制中首次提出的“以人为本”的思想，都强调了这一点。经济增长是满足人民群众日益增长的物质、文化生活需要的重要手段，只有在保证人民生活水平不断提高条件下的经济增长，才能称其为高质量的。人民生活水平受到收入、消费、储蓄、科教文卫、福利保障等多方面因素影响。人民能否真正从经济增长中得到较多的实惠，反映了经济增长质量的高低。
九、资源环境
经济增长受到各种社会因素和自然因素的制约，其中自然因素，即自然资源和环境状况与经济增长具有不可分割的关系。如果人类在大力促进经济增长的同时，盲目扩大生产和消费，物质和能量需求不断扩大，而不注意资源的节约再造和环境的保护，则经济增长必然与自然供给能力之间形成矛盾和对立。如果人类认识到环境的客观属性及其发展变化规律，将自身需求量和废弃物排放量控制在环境允许的范围内，合理地利用和改造环境，则环境将在人类引导下向着有利于人类生产、生活和生存的方向发展，此时资源环境与经济社会发展和谐统一，这就是“可持续发展”——根据联合国环境与发展委员会1987年在题为《我们共同的未来》报告中的定义，意为：“既满足当代人的需要，又不损害后代人满足其需要的能力的发展”。毋庸置疑，是否以可持续发展观为指导对待资源环境的保护和利用是经济增长质量重要的衡量标准。
综上所述，经济增长质量不仅包括经济增长的持续性、稳定性和投入产出效率、科技进步、经济结构、产品质量、参与经济竞争的能力及潜力，而且包括人民生活、社会福利，以及人与自然的和谐共生程度等等。经济增长质量作为一个综合经济、社会、资源环境三方面范畴的概念，是指一个国家或地区的经济活动整体在资源的配置、利用和满足人民生活以及社会可持续发展的需要上所综合表现出来的优劣程度。
参考文献：
[1]岳鲁，袁关林.简明质量管理词典[M].河北人民出版社，1987.115.
[2]王玉梅.论经济增长质量之内涵[J].市场论坛，2004，（2）：24-25.
[3]单晓娅,陈森良.经济增长质量综合评价指标体系设计[J].贵州财经学院学报，2001，（6）：28.
计量分析论文范文6
1资料来源与方法
问卷调查对象为1998~2000学年的实习生,调查采用无记名方式,集中地点单独填写,当场收回。调查结果按不同问题分类在不同学历中所占的比例进行统计。
2结果与分析
2.1影响实习质量的因素分析
2.1.1教学环境和教学状态
问卷调查中,不同学历的实习生对各带教层次的评价分别是:各层次实习生对中级职称评价最高,本科生对高级职称评价较高,初级职称在各层次的评价中最低。分析原因如下:初级职称指临床住院医师,缺乏带教经验,自身的理论和实践水平有待提高;中级职称一般带教经验丰富,知识结构较全面,易沟通,适合各种层次的带教;而高级职称在医疗、教学和科研等方面具有更高的指导地位,是指导和深化教学医院的教研教改的核心力量,尤其在实行医学本科实习生“导师制”,促进本科实习生和优秀实习生早日成才的教学工作中承担主要任务。调查表明,以学生为主体、老师启发和引导的床边查房式教学效果明显优于以讲授、灌注为主的课堂式教学,这说明只有理论结合实践,重视临床思维和技能培养,才能提高教学质量和效果。
2.1.2实习生素质差异
调查表明,实习生的素质存在不同程度的差异,如主动性、自觉性、独立思考能力、临床实践能力等。问卷中设计了诸如“第三轮(实习后阶段)的实习状态”、“是否注重复习巩固和总结经验教训”等问题,本科生占明显优势。这与本科生的理论知识较扎实、年龄等方面趋于成熟、学习目标较明确、学习动力较大有关。
2.1.3就业情况
双向选择就业制度是市场经济下社会人才竞争的产物,就业是否顺利以及社会对医学人才的需求情况直接影响到实习生的实习态度和学习动力。由于双向就业选择必须在实习期内完成,因此对实习阶段,尤其是后阶段的第三轮实习影响最大。
调查表明,大多数实习生认为毕业实习成绩对就业没有什么影响,有的实习生因工作没有落实而意志消沉甚至旷工。
3讨论
问卷调查结果分析表明,实习质量受教学环境和教学状态、实习生素质差异以及就业等内外因素的影响。如果说健全的教学规章制度、完善的教学管理体系、素质优良的教学队伍是教学良性循环的前提和保障,那么,加强实习生主观能动性的自我意识锻炼,就是将外在的条件转换成内在动力的关键。
3.1保证教学环境良性循环的核心是教学人才的培养和合理使用,可以从以下几个方面着手。
3.1.1树立“人人参与带教”的意识。教学与医疗是密不可分、相辅相成的。两者之间的密切可以用“医疗提高教学,教学促进医疗”、“教学相长”来概括说明。两者均强调整体素质的重要性和提高整体素质的必要性。我们认为只有树立“人人参与带教”的意识,才能实现教学整体提高、整体发展的目标。
3.1.2突出以中级职称为主的教学骨干作用和加强住院医师自身素质的提高。实行院科两级教学管理模式,加强教学管理力度,让教学骨干参与教学管理,组织临床教学观摩和评教评学活动。住院医师在知识、技能、医德医风等方面还处在一个锻炼和培养的过程,要不断强化其教学意识,提高素质,使之逐步成为教学骨干。
3.1.3树立因材施教的带教意识。调查表明,实习生的素质并不能简单地以学历来界定,而且素质差异表现在许多不同的方面。素质差异的对症教学方法就是因“材”施教,对于素质较好的、积极主动的学生可以适当放宽,多提供一些操作和学习的机会;对后进的学生要加强思想教育,改善带教方式。
3.2加强实习生素质教育,适应“生物——心理——社会”医学模式和社会发展的要求。
3.2.1加强实习生思想教育和引导,激励实习生奋发学习,端正实习态度,正确对待双向就业选择。毕业实习是实习生理论知识转化为实习经验和技能的过渡阶段,是实习生个性发展走向成熟稳定的关键时期。加强实习生管理,促进实习生培养自信心和自学能力,对社会、对未来树立信心;打好医学基础,为将来的自立和发展创造条件。
实习生的主观能动性的意识锻炼要结合个性的特点。在带教的过程中,我们要关心实习生个性的成长。实习生的个性发展还不全面、不成熟,老师的为人师表、言传身教对其个性的发展和世界观的形成起着潜移默化的作用。因此,带教老师如能有针对性的教育引导,尤其是反复强化医德医风教育,对学生良好个性的发展有着极大的影响。
3.2.2引导实习生树立“以病人为中心”的实习观念。“以病人为中心”是医院尊重病人权益、社会要求的改革方向,教学模式的转变也应以此为依据,因此提倡带教老师要“授人以渔”,实习生也要树立“以病人为中心”的实习观念来适应社会的发展。把病人和病案当作临床实习的第一教材和老师,把主要的精力和时间放在临床上,以高度的热情和责任感对待每一个病人,这样才能做到主动熟悉病史,掌握病程和诊疗方法,加强临床思维能力的培养,从而起到事半功倍的学习效果。
