计量分析论文第1篇

在高速公路新、改建工程建设中，无论是桥梁、隧道、路基等工程项目，在实施过程中，均存在或多或少的变更问题。所不同的只是变更原因不同而已，变更规模大小不同而已，变更数额多少不同而已。而工程计量则以工程量清单为依据，以实际工程数量为准则，对建设工程项目投资作有效的调控与动作。

在具体的实施中，通常强调的除工程质量以外，而更主要的则是提出工程变更计量的问题。为什么业主、监理对工程变量计量提到如此高的程度，这固然有它的原因。因为，工程变更计量是控制整个工程项目进度、质量的双刃剑。

工程变更虽然有它的申报、审核、审批程序，而工程计量也是有它的一套计量规则，但是归结到一点，工程变更、计量都是以各自不同的运作方式，以其严密审慎态度，对建设项目实施有效的监控，尽管采取的手段不同，而目的则完全是一致的。

对此，笔者将对两者在工程建设中所处的特殊位置和作用以及相互间的紧密的内在关系进行一番分析，理顺变更计量当事人各方的职责和义务，为业主切实把好工程投资项目关。

二、变更计量实施操作的内在关系分析

工程变更计量实施操作的内在关系，可以从以下三点来加以论述。

1.工程变更与计量似乎是两个不同的概念，但仔细分析确实隐含着密不可分的关系。首先，工程变更不管以什么形式出现，而它都是要受计量规范所制约。比如，对某项变更，变更数量就必须准确，而工程数量不准确，则计量这一关就通不过。计量根据核实数量，有权作出修改。通常所说，设计数量(包括变更设计数量)并非是最终决算数量，而实际数量才是最终决算依据。然而，后者只能由计量工作来完成。由此又可看出，两者既是相互依赖，又是相互制约，相辅相成的。

2.工程计量则是对工程变更实施操作的一种引导。这也是不难理解的。试举两例说明，以三凯线挡土墙浆砌数量为例，挡土墙工程量清单中，以“m3”为计量单位。内容包括挖基土石方、实体浆砌及墙背回填等，单价反映的是一种综合单价。而挡墙加深加厚所引起的变更，则只能以浆砌“m3”来作为单位变更依据，则不能将其各个分项工程来进行分解。又如涵洞工程，不管是盖板涵、砼洪涵等等的不同的结构形式，工程量清单中均以“m”为计量单位，内容包括了：挖基土石方、基础浆砌(或基础砼)、台身砼、钢筋砼盖板、砼拱圈等，在涵洞工程变更中，不管涵洞结构形式及孔径大小如何，变更单位也只能以“m”作为单位，同样不能将其肢解。还有其它工程项目，也都如此，故不一一列举。

通过以上两例足以说明，工程变更单位必须依照计量单位及内容来行事，而决不能摆脱计量规则的约束。

3.工程计量亦需以工程变更为基础。这也是不矛盾的。众所周知，在新工地进场开始，即首先得进行“0”号变更台帐的建立，“0”号台帐是对工程设计数量进行完善的一种手段，本身也含有“变更”之意，这是整个工程建设项目工程预算的基础。据此列出工程细目相应的工程量清单，经承包人申报、监理审核、业主审批后，则以此作为计量的依据。同时又从另外的一种角度进一步说明，不管什么项目，凡在工程量清单以内的，都不属于变更，凡是在工程量清单项目以外的新增工程项目(包括缺项单价项目)均属工程设计变更，这也是对工程何为变更项目的一种明确的界定。而工程变更计量两者一直是紧密相连的。

三、工程变更与计量的异同点

1.工程变更的完整性与一次性。一份工程变更，可以一次完成。某个部位的变更只能一次完成而不能在此部位进行重复变更。(除非不可抗力的因素以外)。

2.工程计量的连续性和准确性。有个别重大变更工程量之大、项目之多、工序复杂、金额巨大，施工期限也长，如果待其工程竣工验收合格后再给其一次性计量完成，那显然是不可能的。只有根据施工顺序，施工项目，分项逐次核实计量，需要多次计量才能完成。

3.变更计量的同一性和统一性：

变更计量两者的目的，都是为了更好的控制工程投资，合理的运用变更资金完善工程在建项目的实施。

变更计量的统一性。变更以工程量清单细目为准，变更设计中必须依据工程量清单对号入座，而变更项目没有的，则仍以工程量清单中的章节顺序排列，新增项目工程量清单中则冠以“B”字开头，即表示变更设计之意思，即此达到一定程度的统一。

4.变更计量相互间的互补性及两者结合的完整性

从深层分析，工程变更计量确实隐含很强的互补性，从实施操作方法来看，从施工单位申报的方案报告及监理认可后所产生的完善变更，虽然通过了监理的层层审核，但多数工程项目数据确实可以作为计量实施，但也确实存在少数数据与现场核实不符。一句话，变更计量实施操作方法的共同点则是：力求清楚、完整、准确、有序。这是绝对不能含糊的。

四、变更计量几个问题的探讨

1.变更计量同属于新、改建工程项目中实施操作的两个概念，但仔细分析则有很多相近或相同之处，相近相同之处，变更计量的基点都必须是要求工程项目数据真实可靠，具有很强的可操作性。而真正实施操作，变更数量确实起具体施工的主导作用，但具体操作中又受到了客观条件所限或客观情况不符而作适当调整。

2.计量单位必须统一。在实施操作中，有些变更与计量单位确实不相吻合。如某边坡防护中的施工锚杆，不管其锚杆直径大小，全部以“m”为单位，而有的则以“kg”为单位，具体操作很不方便。变更估算金额本应以“元”为计量单位，而有的则也在小数点后保留三位，这显然是不符合计量规则的。

3.拟采用的工程量清单中的计量方法，仍需进一步细化。某挡土墙因山体滑坡，首先将得进行坍方清理，接着进行挖基并进行挡墙砌筑，挡墙砌筑完毕，则墙背形成很大的空缺，需要进行大量的土石方回填夯实，按照工程量清单规定，这是不能计量的。在正常施工条件下，不计墙背回填，可以接受。在不可抗力的自然因素条件下所产生的墙背超填而不计入到变更工程量的范畴，确实有失“公正”“公平”。

五、结束语

工程变更计量，两者确实有其各自的属性，既有相同点也有不同点。工程变更主要根据原始数据的收集，以文图并茂的形式，通过当事人提出变更申请，监理审核，业主审批的一整套程序。而计量则以工程量清单及经业主审批的变更设计数量为依据，进行严谨的数量核实，而进行工程计量，以充分反映变更设计的真实程度，而二者之中缺一不可。在实施操作中，同时也进一步说明，二者之中无时无刻确有相互关联因素存在。所以，只有二者紧密结合，才能达到公路工程建设投资的有效监控。

计量分析论文第2篇

一、会计信息的真实性与会计信息失真

会计信息失真,既是一个重大的实践性问题(会计信息失真已经给国民经济的健康运行带来了一系列严重的负面影响),也是一个非常重要的会计理论问题(会计学界对应的理论是“会计信息的真实性”)。研究会计信息的失真,首先必须明白什么是真实的会计信息。如果连会计信息真实性的本质特点都不知道,仅仅凭自己主观上的认识和对一些实际现象的理解就来探讨怎样解决会计信息的失真,是轻率的和不负责任的。

会计信息的真实性是与会计规则及其制定权的合约安排密切联系的。会计规则制定权的合约安排(contractualar-rangementofrightsofdeterminingaccountingrules)是指关于会计规则由谁来制定,由谁来监督其执行的制度安排。欧、美一些发达国家的会计规则制定权合约安排的方式一般是:政府享有一般通用会计规则的制定权(rightofdetermininggeneralaccountingrules),企业经营者享有剩余的会计规则制定权(rightofdeterminingresidua1accountingrules),由独立、客观、公正的会计专家(即注册会计师或特许会计师)来监督企业经营者对一般通用的会计规则的遵循和对剩余会计规则制定权的适当行使(谢德仁,1997)。

会计大师西蒙(Simon)在1997年就提出了“人是有限理性的(boundedrationality)”的思想,更关键的是他区别出了指导会计信息产生过程的“程序理性(proceduralrationality)”和“结果理性(rationalityofoutcomeproduct)”的重要理念,这就为判断会计信息的真实性提供了源于会计理论体系自身的“标准”。所谓“程序理性”是指行为是适当考虑的结果,该行为就是程序理性的,因此,行为的程序理性取决于它的产生过程。所谓“结果理性”是指在有既定的条件和限制所规定的范围内,当行为适合于达成既定目标时,它就是结果理性的。

这样,根据西蒙的程序理性观,会计强调的应当是会计确认、计量、记录与报告等行为程序的理性,所以,会汁信息的真实性并不体现在会计信息本身是多么真实,而在于它是否依照该国公认的会计规则及其合约制度安排权进行加工处理,如果是,那会计信息就是真实性的;如果不是,那会计信息就是非真实性的,就是所谓的“会计信息的失真”。这是从会计理论体系给“真实性会计信息”和“会计信息失真”下的定义。

从企业经营管理角度考虑,真实性的会计信息是指会计信息能够真实、客观地反映企业各项经营活动,准确地揭示了各项经营活动所包含的内容。会计信息失真是指会计信息没有能够真实地反映客观的经营活动,给决策者的相关决策带来了不利的影响。(谭劲松,2000)黄世忠(1999)给会计信息失真所下的定义最直截了当:“会计信息失真就是真实地反映虚假的经营业务”。

在会计实践中,会计信息失真情况有许多类别,我们从失真产生的方式对其加以归类:(1)从失真产生的过程,可分为会计事项失真导致的失真和会计处理失真导致的失真。前者是指会计事项未能真实反映客观经济活动,会计事项本身就不真实,从而引起会计信息失真,这就是我们平时所讲的“假账真算”;后者是指虽然会计事项真实地反映了客观的经营活动,但由于会计处理过程中的错误引起会计信息失真,即“真账假算”。当然,这两种情况也有可能同时存在,即“假账假算”。(2)从失真是否由主观所导致,可分为会计信息失真的有意造假和无意失实。有意造假是指会计活动中当事人为了个人利益,事前经过周密安排,故意以欺诈、舞弊等手段,使会计信息歪曲反映经营活动和会计事项。无意失实是指会计人员在遵循会计规范提供会计信息的过程中,由于主观判断失误、经验不足和会计系统本身的局限性等,造成会计信息未能如实或准确反映经营活动和会计事项的内容。判断会计信息失真是有意造假还是无意失实,其标准应是当事人是否有故意使信息失真的动机。(3)根据会计信息与会计处理的关系,失真可分为会计制度引起的失真和会计操作引起的失真。前者是指由于会计制度自身的不完善、会计技术本身的局限性等引起的会计信息无法真实反映客观经营活动和会计事项,造成会计信息失真,这是会计信息失真的制度原因。从理论上说,这一部分的会计信息失真可以通过制度的变迁得到改善。后者是指由于会计操作的错误(可能是主观的和有意的,也可能是客观的和无意的)引起的会计信息歪曲反映会计事项的情形,其原因包括会计人员素质不够高、会计处理方法选用不恰当、对会计事项的判断欠准确等。

二、会计信息失真的原因分析

对于造成会计信息失真的原因,本文重点在其它文章没有涉及的方面进行探讨,主要是从经济学和会计制度两个角度来研究。

(一)企业产权中各行为主体的利益冲突

企业产权中有政府、债权人、所有者、经营者和其他与企业相关的个体等几大主体。政府最关心税收的征缴;债权人最关注其债权是否能按时地收回本金和利息;所有者关心的是自己投入的资产能否保值和增值;经营者关心业绩的增加是否能给自己带来额外的经济收益;证券市场上的投资者关心股票的价值和公司的业绩。由于他们具有不同的行为目标和经济特征,存在着不同的利益驱动,不可避免地出现利益冲突。

经营者的地位与其他利益主体相比有其独特之处,即经营者直接管理企业,对企业的经营运作负直接责任,因而他有着得天独厚的信息优势。然而,基于其自身利益的考虑,经营者只会提供信息披露边际收益等于边际成本这一点的信息量,也即信息披露量满足其本身利益最大化要求。许多信息从社会利益最大化角度考虑应该披露,而经理阶层从自利益出发,只会选择少量披露甚至不披露,从而损害社会利益。同时,由于信息不对称所引起的经营者“偷懒”动机会带来“道德风险”(moralhazard)问题,即经营者有动机操纵会计信息生成甚至提供虚假信息,导致会计信息失真。

(二)激励与约束机制的不对称

激励与约束机制是企业中极为重要的两大机制。制度经济学认为,产权结构影响组织中个体的行为,即不同产权结构可以导致同一个体做出不同的行为。产权安排规定了人在与他人的相互交往中必须遵守的与物有关的行为规范,违背这种行为规范的人必须为此付出代价。产权在组织中的具体表现为制度,制度框架通过影响个体获得的报酬及其违规应付的代价来具体影响个体行为。

目前国有企业中激励与约束机制不对称的情况比较严重。许多企业与经营者的劳动合同是采用完全合同的形式签订的,合同的谈判是一次完成的,经营者的业绩与报酬在事前就被一次性规定了。这种合同的最大弊端就在于不能及时地按照经营者所作贡献来对经营者进行对等的激励ar。经营者为企业做出了贡献,但是却没有得到相应的回报,心理上的不平衡加上物质上的不满足就成为个体实施违规行为的动机。另一方面,由于企业经营管理中可变因素很多,企业内外部各项制度不够健全,企业缺乏严格的、科学的监督、约束机制,所有者让渡给经营者的权力过多,并且对让渡的权力不能有效实施监督,“绝对的权力导致绝对的腐败”,经营者拥有过大的权力,无人监督也无人敢监督。经营者实施违规行为的风险很小,违反制度所得的好处大于受到惩罚导致的损失,造假者得好处,不造假者反而吃亏,这在无形中“鼓励”了经营者的违规行为。

(三)企业中存在委托——关系

我国国有企业中存在的委托——关系是所有者和经营者之间的关系,由于二者存在信息不对称,其利益目标也不相同,经营者可能制造虚假的财务信息,以欺骗所有者,获得自身的最大利益。

这种委托——关系有四个更低层次的委托——关系:股东与董事会之间的委托——关系;董事会与经营者之间的委托——关系;企业内部经营者与会计部门之间的委托——关系;会计机构内部会计主管与会计人员之间的委托——关系。由于委托、双方各自的利益不同,导致双方的目标不同,人不可能完全按委托人的意图进行企业行为,利益冲突是造成会计信息失真的直接动机;而双方信息不对称,使得人有机会进行一些危害委托人利益而增加自己利益的行为,从而为会计信息失真提供了可能性。

(四)会计准则、财务通则等内容存在缺陷

会计准则应有长远的适用性,不能经常进行修订,因此会计准则中的定义应力求准确,会计准则的内容规定应力求操作性强而且严密,我国会计准则的制定在这些方面还有差距,如会计准则中的重要性原则和重要事项的规定,没有从质和量的方面对重要性进行说明;对应收帐款只规定可以计提坏帐准备,什么情况下应计提坏帐准备,但什么情况下可直接转销没有做出说明。另外,会计处理方法的可选择性的规定也有缺陷。当然,会计处理方法的可选择性总是存在的,如同一会计事项在不同类型和规模的企业存在着程度上的不同,因此对其揭示的要求也不一样,对其会计处理就不能提出唯一的要求,必须分别情况制定不同的会计政策,如根据固定资产损耗情况的差异规定其折旧可以采用直线法、工作量法和加速折旧法;同时对同一会计事项在相同的客观情况下也规定了不同的处理方法,如加速折旧法中年数总和法与双倍余额递减法。但这两种加速折旧法却未规定适用范围。对于以上这些情况,企业经营者就可以利用自身拥有的“信息不对称”的优势,随意选择对已有利的会计处理方法,而可能导致会计信息失真。

(五)法律法规体系不健全、不完善,外部监督不力

第一,我国还未形成健全的财务、会计、审计法律法规体系,许多法律法规尚未建立,已建立的法律法规又不严密,法律法规之间又有许多矛盾、不协调之处,执行起来就有很多漏洞可钻。第二,外部监督不力。执法部门执法不力。执法部门往往有章不循,以权代法,执法不严,违法不究,大事化小,小事化了,使得作假付出的代价大大小于产生的利益,对有关责任人起不到应有的惩戒作用;各执法部门重复监督严重,单位不堪其扰;社会审计没有起到应有的中介作用。目前我国从事社会审计的人员还很少,力量不足,从业人员年龄结构不合理,总体业务素质、职业道德素质偏低,加上挂靠体制的影响,使得独立性不强,存在不公平竞争的现象,为争夺客户,出具虚假的验资报告、审计报告,未能充分发挥中介机构客观、公正的鉴证作用。

三、提高会计信息质量的对策

根据上述分析,笔者认为,提高会计信息质量,解决会计信息失真的问题,可以从五个方面入手:

(一)明晰产权,发挥产权对会计的规范和界定功能

只有产权的明晰界定,才会使市场主体根据会计行为规范开展会计管理交易活动。这是因为产权的明晰为会计信息目标的实现创造了两个重要条件:一是所有者追求资产收益的最大化,二是所有者和经营者之间存在经济上的契约关系。在这两个条件之下,资源的配置相对地有效率:经营者在最大化自己效用的同时也不降低(甚至增加)所有者的效用,按照市场而非所有者的旨意来实施经济行为。同时,会计主体可以根据交易费用的高低来选择会计规范组合方式,充分发挥会计规范的激励、约束、资源配置和收入分配功能。产权与会计信息失真的关系可以通过以下的研究成果得到验证,即会汁信息失其在私营企业大都表现为虚减利润,以逃避交税;而在国有企业则大都表现为虚增利润,以形成业绩良好的形象,使经营者获得经济利益和政治荣誉。

(二)理顺各方的利益关系,减少利益冲突

由于企业内部存在的多层级的、复杂的委托——关系,因此理顺委托方和方的利益关系就极为重要。

首先,要尽早建立专业经理人才市场,将竞争机制引入企业经营者的任命,其次,是进一步规范和促进我国证券市场建设,鼓励市场并购行为,活跃资本市场,通过资本市场的有效运行将替换机制引入专业经理人才市场,同时在企业内部建立对经营者的基于其经营成果的有效合同激励机制(如使经营者部分持股或给予其股票购买选择权等),使经营者的目标函数与所有者趋于一致,从而改善双方的“激励相容性”。此外,应强化外部监督和内部监督,加强对经营者的行为约束。应按现代企业制度的要求,健全企业的内部治理结构,明确董事会、监事会和经营者的责、权、利,可以考虑将会计按其职能和作用的不同分内部管理会计和对外报告会计,前者仍属企业内部委托——网络的一环,受托于经营者,起参谋和决策支持作用,后者则直接受托于董事会,起反映和监督作用。同时,为抑制对外报告会计人员其与经营者“串谋”欺骗所有者、出现“道德风险”和“内部人控制”问题,还需在机构设置上强化内部的制衡和约束机制,加强基础工作,以强化会计监督职能,减少或消除“X非效率”现象,同时,建立一套对其进行有效监督与激励的机制,使其目标函数与所有者目标函数一致,最终使所有者、会计人员与经营者三方达到经济利益上的“激励相容性”。

(三)建立企业内部会计信息质量责任保证体系

在会计信息生产的各个环节、各个岗位建立岗位责任制,明确单位负责人、会计机构负责人、会计人员及业务当事人在会计产品质量管理中的任务、职责、要求和权力。1.企业经营者的会计责任。企业经营者必须代表单位对会计产品的质量特征和特性负主要责任,应当保证本单位财务会计报告的真实、完整,保证会计机构、会计人员依法履行职责,不得授意、指使、强迫会计机构、会计人员违法办理会计事项,不得对依法履行职责、抵制违反《会计法》规定行为的会计人员实行打击报复,坚决避免单位负责人超越会计法制的约束,出了问题又追究会计人员的做法。2.部门负责人的会计责任。企业会计部门负责人应对会计信息的生成质量负具体的、全面的领导责任。主要包括:选择和运用适当的会计政策;建立健全内控制度和奖惩制度;保持完整的会计记录;保护资产的安全完整;对生产和提供符合质量特征的会计信息的整个过程进行指导、监督、检查。对违反(会计法)和国家统一的会计制度规定的事项,有权拒绝办理,或者按照职权予以纠正。无权处理的,应当立即向单位负责人报告,请求查明原因,做出处理。3.企业会计人员的会计责任。会计人员的会计责任其实也是一种道德责任。1996年6月财政部的《会计基础工作规范》及其说明,对会计人员的工作责任、职业道德作了具体的规定,新修订的《会计法》第五章第三十九条、第四十条也明确规定了会计人员应当遵守职业道德,提高业务素质;对有提供虚假财务会计报告,做假帐、隐匿或者故意销毁会计凭证、会计帐簿、财务会计报告、贪污挪用公款、职务侵占等与会计职务有关的违法行为者,将依法追究其刑事责任,并吊销其会计从业资格证书。因此,会计人员必须严格按规范要求办事,自觉地进行质量控制,认真做好自检、互检工作,保证不合格产品不流人下道工序,并对自己加工生产的产品负责到底。

(三)加强会计规范的建设,完善相关的法律、法规

第一,严格执行新修订的《会计法》,尽快出台相配套的实施细则,加大《会计法》的执法力度,从根本上扭转目前会计秩序混乱的局面;《刑法》应对涉及到会计问题的经济犯罪做出相应规定,以对利用会计进行经济犯罪的当事人进行足够的威慑;对《质量法》、《计量法》、《消费者权益保护法》做出相应的司法解释,使对会计事项的计量适用于《计量法》,对会计产品的质量要求适用于《质量法》,对会计信息用户的保护适用于《消费者权益保护法》,使会计信息质量真正受到法律的强有力的保护和制约。

第二,加强会计规范建设。尽快健全和完善我国的会计规范体系是治理会计信息失真的有效措施之一,在会计改革之初,为了减少会计制度变迁的阻力,使会计准则能尽早出台,以规范市场经济条件下的新会计实务,实现与国际惯例的衔接,即由政府直接参照国际会计准则来制定中国的会计准则是唯一的选择。但是需要强调的是,每个具体会计准则的制定和修订都要充分征求各方意见,进行反复讨论与论证,最终使准则能为各方所接受。政府机构要维护该机构制定的准则的权威性,对违反准则的行为要进行处罚,目的是使违反准则而提供失真会计信息者得不偿失,其私人成本接近或等于社会成本,从而消除会计信息失真的外部不经济现象。这样,会计信息供给方就会愿意提供真实的会计信息,使各方都能得到合作利益,而不愿提供失真会计信息反而使自己遭受损失,从而提供失真会计信息的经济利益动机得以消除。

[参考文献]

[1]谭劲松.提供会计信息质量的经济学思考[J].会计研究,2000,(6).

[2]陈信元.我国会计信息环境的初步分析[J].会计研究,2000,(8).

[3]陈国辉.论会计市场失灵与政府监管[J].会计研究,2000,(8).

[4]李君.会计信息失真为什么越来越严重[J].税务与经济,2000,(3).

[5]刘彗风,罗新华.提高会计信息披露质量的策略选择[J].当代财经,2000,(5).

[6]谢德仁.会计信息的真实性与会计规则制定权的合约安排[J].经济研究,2000,(5).

计量分析论文第3篇

一、生产费用

中国传统农业固然是以人力为主，但并非纯粹劳动密集型生产。清代农学家已注意到耕作成本，章谦在《备荒通论》中说：“一亩之田……籽种有费，雇募有费，牛力有费，约而计之，率需千钱。”顾炎武说，苏南“类壅工作，一亩之费可一缗”[1]。

清苑农村调查资料表明，农作物生产费用包括雇工费、耕畜费、种籽费、肥料费、农具费、农舍费等项。雇工费指雇工的工资，犒赏及衣物等杂项还不包括在内。耕畜费包括耕畜资本息（以耕畜总价值的年利8%折算）和饲养费。种籽费包括自有的与购买的两项费用。肥料费仅就购买的部分而言，实际上自制的土肥占多数。农具费包括折旧费（依农具价值的8%折旧率计算）与修理费两项。农舍费包括修缮和部分租金等。根据上述统计范围，1930年清苑农民家庭农场平均每亩生产费用如下表：

1930年清苑平均每亩生产费用支出

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资料来源：《社会科学杂志》第7卷第2期，1936。

从上表可见，中农平均每亩生产费用1.98元。当时清苑1亩地粮食收获价值为8.1元，所以生产成本大约相当于其产值的1/4。在农户实际支出的每亩生产费1.98元中，种籽费用最高，占30%；雇工费次之，占29%；再次为肥料费、农具费等。较富裕农户的生产支出中，雇工的费用大些，开销占第一位，但种籽费仍居第二位，而且其他方面的投入同样不足。投入产出之比与清代农业相去不远，表明当时的农业生产与经营仍然处于比较传统的生产手段和生产方式中，没有多少变化。

按照上述清苑每亩生产成本1.98元的数据，又知中农粮食种植面积为18.68亩，那么一个中等农户粮食的生产成本即为36.99元。按户计算，还须加上棉田生产费用的支出。30年代“满铁”在冀东的一项调查表明，棉田生产费用支出比较高，肥料、雇工费等大约每亩支出6.3元[2]。上面曾推算中农的植棉面积为1.32亩，那么棉田费用支出即为8.32元。粮、棉田合计，一个中等农户的农作物生产费用支出为36.99+8.32=45.31元。按此计算，生产费用相当于农作物（包括棉花）总收入（167.31元）的27.08%。

张培刚利用1930年的清苑调查资料，也做了一项以农户为单位（不是以每亩为单位）的生产性支出统计。生产费也是包括雇工费、耕畜费、种籽费等若干项，每农户田场支出多少，随田场经营规模大小而不同。他以500家农户取样为例，在田场的各项支出中，仍然是种籽费和雇工费所占比例最高，与前面平均每亩生产费用的比例及其特点，几乎完全一致；如果按照平均每家生产性支出的统计，并以中农为样本户，每年生产费用为50.26元[3]。巧得很，此数据与笔者按单项数据所作的中等农户生产支出的估算（即45.31元）非常接近。

上述生产成本，都未计入家庭自身劳动力的投入，清苑调查也没有做这方面的专门统计。不过，根据调查资料中提供的有关数据，可以试着进行一下这方面的间接推算，以期得出一个基本概念。1930年清苑11村共有耕地41514.36亩。而当年参加农田劳动的长住人数共3524人（常住劳动力6979人，参加农田劳动的人数占其50.4%）。参加农田耕作的劳动者可能有临时外来的雇工，同时也可能有临时外出打工的本村人，如果假定打工者流出与流入的数量相当，那么可以认为11村田间耕作者的总人数不变。农业劳作有季节性闲置，一般每个劳动者实际上全年平均131.9个劳动日[4]，以不变劳动日利用率计，3524个常住农田劳动力可折合464815.6个劳动日，或者说同等数量的人工数。这些人工数分布在耕地总面积后，平均每亩投入的人工数为11.20个。据估算，清苑三四十年代的复种指数已达126%，即11村的实际播种面积为52308.09亩。按播种面积计算，平均每播亩投入的人工数为8.89个。如果将投入的所有劳动力皆折为货币（包括自家劳动力的投入），生产成本则是其产值的68.40%。

卜凯统计，华北三省农民平均每亩农作物产值为9.59950元，每亩的经营费用（种籽、肥料、牲畜、人工）约占每亩产值的80%以上，以80%计，每亩生产费为7.6760元[5]。

韩德章统计，深泽县梨元村28个田场，平均每个田场每作物亩农业之收入为11.657元，各项费用为10.248元，占每亩农作物收入的87.91%[6]。

二、农民实际负担

租税等赋役负担是农民家庭的另一支出，而且是一项最为不稳定的支出。

先说地租负担。租入耕地者绝大部分是下层贫苦农民，也有一部分中农，为了生活不得不在苛刻的条件下租入土地。租佃前，一般是租佃双方先订立契约，说明所租耕地位置、亩数、租额及地租交纳的办法。如佃户经济条件尚好，也有不订契约，只有口头协议便租种土地的。订约一般在白露前后，租期大多为一年，长期租佃的很少，这样有利于佃主收回土地或抬高租金。地租形式以定租为多，分成租很少。分成租中，如佃主提供牲畜、种子、肥料等，则依提供数量的多少而有主6佃4、主7佃3或主8佃2的分别。在通常实行的定额租中，地租的主要形式还是实物地租。但到1930-1936年间，货币地租占有主导地位，实物地租逐渐减少。1936年后，由于币值暴跌，物价不稳，实物地租又重新流行起来。

货币地租的数量在清苑1930-1936年间，多为3～5元，地租大约占收获量的一半。上缴政府的田赋等一般由佃主担负，1937年后因捐税更加繁重，所以有时佃户还要承担一部分田赋或杂税。关于地租额，当时河北省普遍采取对分制，一部分县按主6佃4比例分配产品，如赵县、大兴、宛平、苏县等。从全国情况看，各地地租额或轻或重不等，对分制仍是比较普遍采用的主佃分成比例。对30年代15省60县的地租率进行的一项统计表明，每亩地租额占产量一半以上者共34县，占统计总数的56.6%[7]，可见30年代各省的地租还是比较重的。而且，主佃之间仍然有一定的人身依附关系，比较普遍的现象是佃户年年要给地主送鸡鸭、水果等贡品，义务当马夫、车夫，地主家遇有婚丧等事，佃户须前往帮忙等。

不过，从清苑的总体情况看，20世纪上半叶租佃土地的情况已远远不占主要成分。1930年出租的耕地仅占耕地总面积的3.05%，租入耕地的农户仅占总农户的9.06%，1930年后，不仅未增加，还有减少的趋向。

由于清苑自耕农经济占绝对主体，所以农民的主要负担是政府的田赋、附加税和其他行政或驻军的临时征收。清苑农民家庭的负担有：田税、地亩捐、验契费、公债摊派费、军事特捐及其他各种杂捐等。在这些捐税负担中，以田税、地亩捐最为普遍，凡耕田者皆要交纳，而清苑农户大多数拥有自己的小块土地，所以交田税和田捐者达90%以上。其次为军事特捐，交纳农户大约占一半。至于公债摊派额及其他有关杂捐，交纳的农户是少数，大约不到1/10。

田赋是农民负担的主项，田赋的数额，据清苑11村农户统计，平均每家担负6.08元；其中中农家庭负担7.77元。中农1930年户均耕地为22亩，平均一亩负担0.3532元。这个数据在华北地区有多大普遍性？

据卜凯《中国土地利用》记载：每公顷普通田地农民向县政府所纳之税额，1932年华北地区为4.15元，合每亩0.2767元[5](445)，显然低于清苑的田赋。近年从翰香先生主编的《近代冀鲁豫乡村》则比卜凯估算的还要低。该著统计，1932年，河北省田赋及附加税额征数为1218.4388万元，山东省为2559.77万元，河南省为2193.837万元，共计5972.0458万元。而三省额征地亩为26470.7769万亩，故华北三省平均每亩田赋额应为0.2256元。该著又说，且此数也不能代表华北三省农民的平均赋役负担，因三省额征地亩数与实际地亩数相去甚远。河北省额征地亩数为8647.0279万亩，而实际地亩数为10343.2万亩；山东省额征地亩数为10074.4515万亩，而实际地亩数为11066.2万亩；河南省额征地亩数为7749.2975万亩，而实际地亩数为11298.1万亩，如以三省田赋及附加税额征数与三省实际亩数32707.5万亩相平均，则三省平均每亩实际赋役负担为0.1826元[8]。

按照政府当年征收入库的赋税额，反推回去计算每亩耕地的负担，结果比卜凯调查的数据低不少，比清苑11村的统计数据更是相去甚远，低48.30%。该如何解释这个现象呢？其一，各地区的赋役负担是不平衡的，不能排除清苑或卜凯统计地区农民负担高于华北三省平均量的可能。赋役偏重的情况，各省皆有，如河南汜水县即每亩正附税合计竟有三四元之多，但衡之全省，则为罕见，不足为论。清苑有可能高一些，可似乎谈不上赋役偏重的个例。其二，也是更重要的一点，就是要充分考虑的黑洞因素对赋税差额的影响。从一县、一省或从数省范围内，经过层层机关最后征收上来的赋税额，与每家每户农民实际交纳的赋税之间，肯定有一个或多或少的落差。在之风愈演愈烈的政府时期，各级官吏瞒产漏报、巧立名目、层层克扣、中饱私囊的情况，决非偶尔有之，因之而使农民的实际负担量比之应当征收的赋税（也就是实际入国库的赋税）增长一二成、二三成甚或更多，都是完全有可能的。这大概是华北三省估算的每亩地负担低于卜凯的统计、也低于清苑统计的主要原因。笔者认为，用挨家挨户调查的方法计量而成的11村农民负担量，具有较高的可信度，尤其在强调和重视农民的实际负担，即进行农户赋役实际支出量统计的时候，当年入户调查的原始记录的价值更不容忽视。由于赋税征收中的这种弹性而增加农民实际负担问题，在苛捐杂税的征收中表现得尤为明显。

除所谓正赋即田赋外，清苑还有验契费、公债摊派额、军事特捐、其他杂捐等四项临时性附加负担，大约平均每家负担1.24元。再加田地捐税，平均每户共负担7.32元。负担的轻重基本与各类农户的承受能力相合，中农户居中，为9.71元。

农民负担量是一个十分复杂的问题，由清末传统的田亩赋役制向现代税收制转化而法治又极其不健全的情况下，矛盾和冲突变得更加突出。人们得到的一般印象是：农民的负担愈来愈沉重。

从全国来看，民国田赋总量较清代为重。大约从1909年（宣统元年）开始，田赋附加税逐渐增加，而至民国时期增长尤快，到1927年达到了一个高峰。1909年，附加税约占正税的1/12；民国初年曾把附加税限制在30%以内；其后，该限制一再被突破，1927年不得不作出田赋附加税不得超过正税的规定。以后各省的附加税纷纷接近正税，甚至超出了这一限制。30年代，河北、山东等华北各省的附加税与正税基本相当。当时，国民政府也颁布了一些限制附加税增加的措施，并且重申孙中山的《建国大纲》中关于“田赋正税附捐之总额不得超过现时地价百分之一”的规定。在政府有关文件中也经常提到这个标准。但在实际的田赋征收中，不少地区的田赋早已超过地价的1%。根据原中央农业试验所在1936年的调查，包括河北省在内关内各省田赋平均比正常标准高二倍以上。国民政府的这一规定，本意是对田赋的附加税进行限制，可实际上并没有达到目的，因为地价并不固定，其随丰年歉年及农产品价格而浮动，不能正确反映田赋及附加税的轻重程度。

这一时期，还出现了地方政府或军队向老百姓预征和借垫田赋的情况，这可视为变相增收田赋的一种形式。1929年，清苑就被当地军阀预征了一年的田赋[9]。四川军阀普遍预征田赋，最贪婪的是28军，在其防区内一年征收了59年的田赋！还有一些地方政府向管区居民借垫田赋。民国24年（1935年）9月4日，《天津大公报》报道：“（通县）县政府奉财厅令，挪借田赋一万六千元解省，以应急需。当于昨日召开县政会议，讨论办法。议决：由县印刷一元、二元两种田赋借券抵借，并依例按着商二成、民八成摊筹，债券于夏忙完粮时代银通用。”同时，其他苛捐杂税的种类和数量也有扩大的趋势。

一种观点认为，即使田赋及各种捐税确有上升，但就规定的绝对量而言，包括冀中及华北等大部分地区在内，农民的赋役负担并非过量，或者说并非畸重得难以忍受。当时，许多研究赋役的著述都指出过这一点。关于与清苑比邻的定县农民的田赋量，冯华德、李陵就曾指出：“定县人民的田赋负担，一般看来，并不为繁重”，“就把现行税率再提高一倍，以图增加收入，也不为过分。”[10]再如朱其华的《中国农村经济的透视》也提到：“河南省田赋正附税捐统计，不过二千万元，比量民力，非为过重。”[11]一方面，人们在抱怨负担愈来愈重，“其重将何以堪”，另一方面有人似乎又不无根据地主张增加税收。答案好像还要回到刚才的话题。

问题是，在一个非法治化的国家里，制度、法令及各种规定与实际上的操作及其结果之间，总是存在着一个相当的距离。农民的赋役负担极其不稳定，在一些地区、一些年代里，这种落差可能不明显，因而农民还能承受得了；而在另一些地区、另一些年代农民的负担就有可能变得相当沉重而无法忍受。影响农民赋役负担稳定性的因素很多，在20世纪前半叶最为突出的是附加税的增加，兵差的摊派和货币价格的涨落。

以上种种，仅在说明中国农村赋役制度特别是农民的实际负担是相当不稳定的，在实际中也是难以统计的，须充分认识到这一点；然而笔者不能杜撰数字，也不能援引其他旁证代替之。这种不可选择性是微观研究中的无奈，也许它是偏谬的，也许它避免了更大的偏谬。无论如何，按照微观历史研究的法则，在没有获得更充分的证据之前，仍须尊重和依照1930年的原始统计，并据此继续进行农民家庭的收支核算。当年11村农户的平均赋役量是7.32元，这里仍取中农平均每户的赋役负担量，即9.71元。

三、农民家庭的剩余及余论

在对农民家庭的剩余进行分析之前，我们先计算一下农民家庭经济的总收入。这里所说的总收入系生产性收入，不外乎农作物生产和工副业生产的收入，前者包括粮食和经济作物（主要是棉花）；后者包括家畜饲养、家庭织布、食品作坊、贩卖和充作工匠以及苇编、猪毛加工等手工业，还有打工的工资收入等几项。以中等农户为例，每年共收入228.97元。农民家庭的总支出包括生产费用支出、农民赋役支出和生活消费支出三项。从上文得知，按中等农户的标准计算，粮田、棉田的生产成本分别为36.99元和8.32元，共计45.31元。农民的实际负担量问题也是在本文讨论过的，除地亩捐等正税外，还包括军事捐等各种附加税，仍以中农为样本户，按照当年的统计一年大约支出9.71元，再加以生产成本两项总计55.02元。另从下表得知，以中等农户计，生活消费每年共支出194.75元。下面，综合列表如下：

*

上表中的数据难免存在误差，但它总体上还是给人以大体不差的比例关系：从支出部分看，生活消费占去78%，而饮食部分又占去生活消费支出的80.62%，因此，其恩格尔系数为绝对贫困型。饮食支出占总收入之比则是68.70%，“糊口农业”的经济特征在这里可以得到充分的量化证明。近10%负储蓄率与这样的收入消费结构是一致的。也就是说，在一种绝对贫困型的生产生活方式中，农民家庭连简单的再生产都难以为继，更谈不上持续的剩余和积累，以及普遍地投入和扩大再生产。从这里我们可以理解为什么清苑负债户占村民总数的60%以上，以及为什么高利贷经济那么活跃。从这里也可以理解为什么笔者称冀中农业的商品化有一定的虚假成分，因饥饿、负债而被迫走向市场与普遍富裕、追求利润而走向市场，自然不能期许二者产生相同的结果。英国农村商品率达到一定比值的时候，其流通结构、生产结构和阶级结构都相应发生极其深刻且不可逆转的变化；而清苑农产品商品率接近60%，但对乡村传统经济与政治结构的冲击远没有英国那么显著，其直接原因不能不归结为农民的普遍贫困化。显然，冀中是糊口农业，甚至是不能糊口的农业。

如按照计算企业经费的方法，将包括自家人在内的所有劳动力投入都计入成本，其结果则是更大面积和更大份额的亏损。

清苑中等水平的农户是这样的，中国北方其他地区的农民大致又是什么状况呢？整个中国北方地区都是这样，农民以小农最多，每至春夏之交，皆感有青黄不接之苦，衣食尚感不足，春季纳粮，如非富农，未有不感困难者。以每亩之收获量而论，除去人工种子肥料等之种种费用外，实余者寥寥，或辄有不足之虞。据马扎亚尔的统计：华北“棉花每亩生产费用，平均为8.72元，每亩收入，平均为13.84元（棉13.46元，芝麻、黄豆等副产物0.38元），故每亩纯利为5.11元；稻子每亩生产费用为8.48元，收入为6.08元，亏损2.40元，晚稻纯利为0.75元，稷黍纯利为1.68元；高粱净亏2.57元；玉米净亏0.33元；菜蔬净亏0.40元”[12]。

1926-1929年，李景汉对北平西郊和河北省定县农村进行了3次调查，共调查了198户农家。1922-1924年，卜凯等人对河北、山西、河南、安徽等六省进行了13次调查，共调查了2370户农家。他们调查的结果是：在这总共2568户农民家庭中，亏损户占60%以上[13]。

显然，粮食生产率始终没有走出低水平徘徊格局。从全国粮食单位面积产出率上看，近代以来，因战乱等种种原因呈下降的趋势，直到30年代日本侵华战争以前才恢复到清代最高水平，何况冀中的亩产量还低于华北及全国的平均水平。这就从根本上限制了农村市场的发展规模和质量。即使这一时期外部市场条件的改善给农民带来一些生计，甚至小小的繁荣，但总的看颇为有限，颇为不充分，而且还有一部分虚假成分，不足以改变个体农民世世代代积贫积弱的状态。前面关于清苑一般农户每年生产储蓄率的计算以及其他地区相关情况的列举，充分表明了这一点。农民个体财产与财富的积累极其薄弱，在正常年景下都不能收支相抵，稍有三长两短，就难以度日。商品生产说到底是产品剩余的产物，近代意义上的商品生产尤其如此。显然，众多农户的普遍贫困是农村市场，大概也是全国市场发展的瓶颈。

直至20世纪中叶，中国没有像工业化以前的英国农村那样，个体农民从物质到精神曾普遍经历了相当一段较为宽松、较为充分发展的时期。在那样的环境下生产者个人财产和财富普遍与持续的积累，社会地位、个人权利也得到了明显的改善——由于没有这样一个前提，所以中国农村既没有普遍出现面向市场、追求利润的经营型农业，也没有产生一批像英国约曼那样的富裕农民阶层，成为现代农业的发起人。即使乡村中一小部分人手里聚积起了一批货币，由于缺乏一系列的社会条件和社会基础，那些货币也难以转化为创造利润的资本。

冀中上等农户的状况究竟如何呢？

清苑11村的统计资料表明，富农中也有负债户，但毕竟是少数，他们中的多数人都有相当比例的剩余，逐年有了一定的积累。个别人丁兴旺的富农户，想方设法增加土地耕作面积，甚至租进土地经营，使用雇工，也有一定的土地投入，出现了扩大再生产的趋势。

对于自耕以外的土地，是出租出去还是雇工经营，人们往往选择后者，他们认为雇工经营比土地出租更有利。人们倾向于选择雇工经济，表明已开始形成比19世纪及其以前更有利于雇佣经济发展的社会条件，而19世纪仍然把出租土地认作地产经营最佳的、也是惟一的选择[14]。不过，大概正是由于那样的社会条件发育还不够充分、不够成熟，当然还有其他一系列的政治与经济缘由，所以从整体上看农业雇佣经济发展的规模和质量是颇为有限的。清苑农村没有出现一批面向市场、有实力、有地位的资本主义农场主，同时也没有形成一大批独立的、自由的雇工队伍。也就是说，20世纪上半叶清苑农村没有形成近代有效率有规模的生产组织，当然农村财力与人力的主体也没有向其集中；恰恰相反，就主要的资金流向而言，依然停留在传统的储存方式中，而集中起来的货币依旧与高利贷结有不解之缘。

一部分富农和地主，尤其是拥有百亩以上田权并兼有比较活跃工副业和商业收入的大户，已经聚集起一定数量的货币。其中一部分成为农村借贷经济的来源，更大部分资金则在地主和富农手里存储起来。值得深思的是，上等农户手中的这些货币并没有转化为开发现代化农业的资本，而是进入了“沉淀状态”——埋入地下。这些资金本来可以用于生产投入，事实上并没有这样做。农业投入的风险成本过高是没有这样做或者说没有普遍这样做的原因之一。一场干旱就会使肥料失去作用，一场战乱会使所有投入化为灰烬，更无完善的法律体系保证投入者切实获得其成果。在这种情况下，没人愿意在生产要素上投入大本钱。

把剩余的资金埋藏起来，只会加深和延长经济的停滞，使急需得到发展的农村和农业不能利用仅有的一点资金。许多急待开发的农业和工副业生产因缺少资金而不能进行，甚至为得到一头牛、一张犁都可能意味着农民全家不得不饿上一年肚皮。生产性资金几近枯竭，一般小农的简单生产都常常难以为继，普遍扩大再生产的前景更是渺茫；同时，剩余资金“沉淀”，丰富的劳动力资源不得不大批闲置。

这样，在20世纪中叶，冀中农村走到了一个十字路口：一方面，在国内外市场诱导下，各级交易市场逐渐扩大，自然经济的平衡性进一步破坏，同时化肥良种等新的生产要素初露头角；另一方面，由于战乱与社会动荡，政府低能腐败，缺乏基本的法律制度等一系列社会经济条件，使大部分农业生产者入不敷出，负债挣扎，少部分上层村民稍有剩余，而资金又远离市场，陷于停滞；劳力浪费、技术陈旧、生产凋敞，广大农民仍然在传统经济社会中徘徊。

【参考文献】

[1]备荒通论·上．皇朝经世文编卷三十九；顾炎武．日知录卷十．

[2]满铁北支事务局调查部．农家经济调查报告：丰润县第2卷．

[3]社会科学杂志，1937,7(2)．

[4]中国农业合作史资料增刊2．解放前无锡保定农村经济专辑，1988.79．

[5]卜凯．中国土地利用．金陵大学出版社，1937.381．

[6]韩德章．河北省深泽县农场经营．社会科学杂志，1934,5(2)．

[7]乌廷玉等．现代中国农村经济的演变．长春：吉林人民出版社，1993.178．

[8]从翰香．近代冀鲁豫乡村．中国社会科学出版社，1995.520、524．

[9]秦含章．中国农业经济问题．376～377．转引自乌廷玉．现代中国农业经济的演变．74．

[10]冯华德，李陵．河北省定县之田赋．政治经济学报，1936,4(3):68．

[11]朱其华．中国农村经济的透视．中国研究书店，1936.250.

计量分析论文第4篇

关键词 计量分析；科学史；ISIS

中图分类号G304 文献标识码A 文章编号 1674-6708（2013）90-0001-02

0引言

国际科学史权威刊物ISIS是由科学家萨顿1912年在比利时创刊。1913年三月出版第一卷至今，已出版103卷。萨顿作为《ISIS》第一任主编，对《ISIS》具有巨大的贡献。萨顿在《ISIS》的首卷第一期《ISIS之目的》一文中明确指出：“《ISIS》是哲学与科学的哲学杂志；是历史与科学的历史杂志；是社会学与科学的社会学杂志。”[1]

很显然，ISIS是集人文科学、社会科学和自然科学于一身，熔科学史认识论、方法论和价值论于一炉，是一份综合性很强、内容丰富、水平很高的国际科学史权威刊物，被誉为百科全书式的杂志[2]。本文主要选取ISIS（1913-2012）的研究论文作为研究对象进行计量研究。

1 ISIS研究论文的内容计量分析

根据ISIS的目录，本文主要选取研究论文按学科和断代进行计量统计。按学科可分为数学科学、物理学、生物学、地球科学、医学、技术、其他；本文以十年为时间单位并将分类的研究论文数占总研究论文数的20%作为划分热点的标准对ISIS研究论文进行计量统计，详见表1。

按断代分为古希腊时期、中世纪时期、16世纪～21世纪和其他。详见表2。

从表一数据中我们可以清楚地看出，ISIS（1913-2012）研究论文的领域统计分类所占比例分别为数学8%，物理科学28%，生物科学9%，地理科学4%，医学7%，技术4%，其他40%，总计1794篇。

很显然，在1913-2012年这100年中物理科学的比重平均超过20%，一直是科学史研究的热点，这与物理科学是自然科学的研究热点关系密切相关。数学在1913-1922十年中，比重超过20%，可以称为是阶段研究热点。其他类所占比例远远超过20%，这是由于其中包括科学社会学和人类学视角受到更多的关注。

从表2ISIS研究论文的内容断代中得出古希腊和中世纪的比例呈下降趋势，而19和20世纪呈逐渐递增趋势，这说明这两个时间是研究热点。其他类仍占有最多比重，这是由于20世纪以来科学社会和人类学普遍受到关注。

从图表的数据显示上看，现代科学史研究趋势已超越古代科学史。从而反映出科学史的发展趋势已从近代科学的源头希腊科学向“现代性”型的科学通史转化。不同的科学观导致科学史的关注度不同，从而导致科学史的发展趋势出现变化。20世纪以来80年代以来，科学史的发展趋势已从科学思想史向科学社会史发生转变，科学社会史成为科学史的新的研究热点，备受关注。科学史的发展迹象也从实证角度向科学事实发生着更深层次的变化。

2结论

从上面对研究论文的计量研究判断出这一时间科学史的研究热点。依据图一，就ISIS而言物理科学都是这一时间段的研究热点，这说明物理科学就是科学史研究的热点。生物科学和医学都在呈上升趋势，这说明他们有望成为科学史的新的研究热点。依据图二，我们得出19世纪，20世纪的研究占一半以上，这说明科学史的研究已接近现代研究，而不是以古代和中世纪为主。

通过分析100年来科学史权威刊物ISIS在研究论文方面的统计数据，大体反映了百年来世界科学史研究发展的基本趋势。从科学史内在逻辑看，表现为从物理科学研究一枝独秀到多门学科并举；从科学史发展的社会与境看，交叉学科关注度的增加，反映了科学社会化程度的提高，对科学史的综合研究已经成了当代科学史的一门显学。正如袁江洋研究员所说，科学史正面临着一场新的综合。

参考文献

[1]G.Sarton.Historie de la Science.ISIS，1913，1：4-5.

[2]G.Sarton.Le but d’ISIS.ISIS，1913，1：1.

[3]魏屹东，刑润川.国际科学史刊物ISIS（1913-1992）内容计量分析[J].自然科学史研究，1995（2）.

计量分析论文第5篇

有关计量经济学分析论文范文一：经济学研究中统计思想的运用分析

摘要：当今我国社会飞速发展，各种信息呈现爆炸状态，在经济活动中如何高效地从繁杂的信息中整理、分析出一个正确、科学的结果，如何利用统计学来使得经济活动中的一些问题简捷化、明了化、高效化是一项值得学习和研究的重要课程。从以上分析中，我们必须明白，统计思想在经济学中的应用是必不可少的。

关键词：经济学;研究;统计思想

一、统计思想的内涵。

统计是一种科学认识世界的方法，其研究的对象是大量数据。由此可以知道统计学即收集、分析、解释、表述大量数据。没系统学习过统计学的人简单的认为统计学就是加减乘除的数字运算，那只是统计学的外在形式，真正的统计学研究的是研究对象本身的变化规律，统计思想就是在统计工作中应树立的世界观与方法论.在当前社会中，统计学的应用范围不断扩大，各个领域都能看到统计思想的影子。经济学与统计学是两个独立的学科，统计学是从高等数学中的数理统计分离出来再进行展开的一部分。统计学偏重数学，经济学偏重理论。两者之间也存在一定的联系，经济学中的有关理论的数据支持像GDP、失业率、企业经济决策等的一般通过统计学得出数据，统计学还是经济学解决计算问题的重要工具。

二、统计思想的分类。

统计学这门学科综合性较强，学科内领域众多，研究重点不同，统计思想就不同，总的来说，统计思想主要包括以下几种。

1.估计思想。

估计是一种认识方法，在统计学中常表现为以样本对总体进行推测，其强调的是由此及彼，可谓是统计学中一种重要的预测方法。样本是总体的一部分，能够显示出总体的若干属性，对样本进行研究，有利于预测总体的概况。由于样本易受偶然因素影响，这就导致对总体的估计与总体实际会有一定偏颇。

2.拟合思想。

拟合是指抽象化不同类型事物之间的表象关系。联系是普遍的，事物不可能单独存在，但在实际中，事物彼此之间的联系往往错综复杂，难以分辨，利用统计学拟合思想，有利于总结出事物彼此之间的联系规律或趋势，如通过经济现象总结的经济规律。

3.均值思想。

均值思想实质上是一种概括，是统计学的基本思想。均值思想的侧重点是寻求事物之间的一般性规律，其应用领域十分广泛，是指导人认识事物的重要方法，有利于在研究事物关系时避免偶然因素的干扰，提高研究的科学性。

4.联系思想。

马克思主义唯物论认为，世界是由个体相互联系的综合，是普遍联系的整体。统计学的联系思想与唯物论的联系观相一致，要求人们在分析处理问题时，应注重问题彼此之间的联系，注意考察变量。

5.差异思想。

概括性是统计学的显着特点，差异思想指示人们事物之间虽然具有普遍性，但也具有特殊性，研究问题应以事物之间的差异性为重点，由差异性上升至普遍性。统计学的许多概念都表现出差异思想，如方差，可以说差异思想是提高数据研究准确性与可靠性的重要方法。

三、统计思想在经济学研究中的应用。

我国改革开放以来，经济飞速发展，国家进人了全面建设的新时期，在经济领域中统计学有所运用和发展。然而，由于我国的特殊的基本国情和经济状况决定了统计学还只是停留在表面，它的应用并没有被广泛重视起来。这种情况随着社会的不断发展函待解决，政府及相关研究人员应当放眼世界，看到统计思想在其他发达国家经济建设中的良好运用与深人挖掘，投人更多的时间和精力去研究领先实用的统计学，使其能够在经济中发挥优良的辅助作用，促进我国经济的不断前进[2].我们必须认识到，当今我国的经济统计学已经完全不能满足我国经济发展的需要，僵硬单一的统计学体制和其他国家存在相当大的差距，这些不良影响都直接在经济上表现出来。

统计思想在经济学中的运用对于经济学来说，有优化方法的良好作用，也就是说对经济学方法的量化与精确化有着促进作用。经济学中，各种不同变量如价格、供给、需求等都是重要的组成部分。而运用统计思想来解决这些在经济学中遇到的问题是一种有效、便捷、科学的手段方法。如今，统计思想应用在经济学中很多领域和方面。

1.统计学在风险决策中的应用。

经济决策往往存在很多不确定因素，在经济活动中所作出的每一项决策都要承担一定的风险。在决策之前利用科学的方法来使决策向科学、正确的方向前进是至关重要的，也是经济活动顺利进行的安全保障。在日常经济活动中，企业决策的正确与否直接决定着企业的盈利亏损和企业的走向。为了避免造成难以估量的经济损失，决策者应利用科学、正确的方法对其进行分析估量。我们可以看到，不少企业决策者在进行风险决策时难免会用到决策树法。

这种方法运用了统计学中的概率论原理，与此同时它以树形图为分析工具，对一个经济问题进行深人分析以便做出正确的判断。

决策树法是使用率较高的风险分析决策法，它能有效地计算出每个方案在经济上的差别和优缺点。决策树法针对各种方案进行比较选择，每种情况下都会推出一定的概率，从而得知收益的好坏。决策树法通常按照三个步骤进行，绘制决策图-从右到左计算各方案期望值，并得出结果-对比大小，择优选取。

2.统计思想在市场调查中的应用。

利用统计学进行市场调查，可以有目的、有分类、有系统的记录整理相关大量数据和信息，以此来正确科学地分析所搜集到的数据了解市场，为市场今后的发展找准方向、调整策略。把统计学运用于市场调查中，是对经济形势判断和市场需求了解的有效途径，它有多种形式和途径可进行。如取样调查法、整群抽样法等等，都是统计学在经济领域中的有效运用。

3.统计思想在经济预测中的运用。

顾名思义，经济预测和风险预测略有不同。它是对未来经济各种不确定因素的理智分析。经济预测是一种科学的预测手段，不是靠臆想或者胡乱猜测来完成的，更不是用直觉、经验来进行的，它是根据科学的方法、精确的计算、以及搜集到的各种相关资料，经过不断地分析而得出来的预测途径。决策者通过这种手段加深对未来经济状况的了解，以便做出最优决策。经济预测有三个分类标准，即按预测范围、按预测时效、按预测的性质，每种分类标准又可以分出不同的经济预测类型。然而，不论哪种统计方法，其目的都是服务于经济活动。

四、结语。

当今我国社会飞速发展，各种信息呈现爆炸状态，在经济活动中如何高效地从繁杂的信息中整理、分析出一个正确、科学的结果，如何利用统计学来使得经济活动中的一些问题简捷化、明了化、高效化是一项值得学习和研究的重要课程。从以上分析中，我们必须明白，统计思想在经济学中的应用是必不可少的。

参考文献：

[l]陈玲。统计学与经济学的结合田。科技经济市场，20巧(2)：134一134.

[2]李金昌，程开明。经济学研究的统计思想探讨田。商业经济与管理，2008,198(4)：55一61.

有关计量经济学分析论文范文二：如何实现企业统计的服务转型

企业统计是实行科学管理、监督企业生产经营活动的重要手段，具有反馈信息、提供服务、实施监控三大功能。它为职能部门提供信息咨询，为决策层提供参谋服务，为企业运营预警监控，它参与了企业全过程、全方位的管理，是企业管理的一部分，它为企业的决策和发展提供全面、准确的参考依据，发挥重要的参谋作用。

1企业统计服务转型的必要性。

随着资源配置方式由计划向市场转变，企业管理体制、组织形式、经营方式、运行机制都发生了巨大的变化。但是多数企业依然受到传统企业统计的束缚，致使统计工作不能更好地服务于现代企业。传统企业统计主要有以下几个特征：

1)企业统计服务对象上，主要是政府和上级机关，统计模式属于报告式统计，以满足统计报表为主，为事后统计，事前和事中没有进行预警监督。

2)统计指标设置上，实物量和劳动量指标多，价值量指标少;数量指标多，质量指标少;增长速度的指标多，增长质量和效益的指标少。

3)统计手段上，以手工采集、整理和汇总为主，信息分散，形成信息孤岛。

4)统计方法上，以描述统计和静态分析方法为主。

传统企业统计模式，无法满足现代企业运营的要求，严重阻碍了现代企业的生存和发展，因此，企业统计服务转型迫在眉睫。

2企业统计转型的三个方面。

2.1巩固和丰富信息职能。

2.1.1侧重外部信息搜集。

信息功能是企业统计的基本职能。信息是决策的基础和前提，没有准确、及时、全面的信息，就不可能有正确的决策。过去一段时间内，企业统计服务的对象是政府或上级机关，企业统计的工作是汇总内部信息，按政府和上级机关的要求进行报表式统计。企业统计专注于内部信息汇总，忽视外部信息搜集。进入市场经济后，企业面对是国内外竞争对手，市场竞争异常激烈，外部信息也显得尤为重要。在一定程度上，外部信息的重要性甚至超过了内部信息，因此，进行外部信息开发是企业生存和发展的迫切需要。

形势在变，统计信息工作的重心也要变，要从专注内部信息汇总转向于侧重搜集外部信息上来，统计人员要充分利用互联网的优势，广泛大量地收集企业外部数据和信息，在遵守国家法律的范围内，企业需要什么信息，就采集什么信息。

企业统计在进行外部信息搜集时，重点要从两类信息入手：一是国家经济政策、行业发展方向、产品和原材料的供求关系、价格变化及制约因素。二是国内外同行业竞争对手的实力和状况，主要包括竞争对手产品、资金、技术、生产能力、市场占有率和经济效益等情况。

2.1.2建立统计网络平台。

为了适应国内外激烈的市场竞争环境，建立快速、准确和智能的决策机制，企业应利用现代网络技术，建立信息库，搭建综合网络信息平台，实现统计信息搜集、加工、整理的现代化、科学化和规范化。

步骤是：首先由各单位和部门的统计人员按职责进行内、外部信息搜集，通过初步整理、筛选和审核后，将数据上传到统计网络平台，然后利用平台数据库系统的存储、检索功能取代手工统计加工整理工作，自动生成各种统计台账、报表和统计汇编资料，这些经过再加工的信息资料，可以存放在网络平台上，随时提供给有一定权限的职能部门或决策成员调用。

2.1.3重构统计指标体系。

统计部门为决策层和职能部门提供数据和信息，是通过设置实用的、科学的、合理的统计指标体系，以统计报表的形式反映的。

目前，我们要根据新形势的特点，本着需要和实用的原则，对企业现有的统计指标体系进行全面彻底的改革和重新组合，重构统计指标体系，一方面对那些过时的、用处不太的指标下决心从统计指标体系中删除;另一方面增加和完善现代企业制度，特别是公司制的指标内容，构造更加全面、实用的企业内部报表体系，使统计报表成为反映企业运营变化的晴雨表和温度计.

在企业统计指标设置上应以效益指标为主，实物量和劳动量指标为辅;以质量指标为主，以数量指标为辅;以增长质量指标为主，以增长速度指标为辅等，同时还可以补充设置一些资源消耗、环境损害、生态效益、职工收入和职工健康方面的指标。

2.2加强分析服务功能。

统计分析是统计工作的核心成果，是充分发挥服务功能的重要手段，它比统计数据、信息甚至统计报表，更集中、更系统地反映客观实际，是统计人员参与企业决策的有效途径。

统计分析也是统计人员最主要的工作，统计人员要把统计分析写作纳入统计工作的日常管理，使这项工作经常化，制度化。一份好的统计分析报告，它产生的经济效益是无形的，也是十分巨大的。统计人员只有扎实搞好统计分析工作，揭示企业存在的问题，提出更好的对策和建议，当好企业的参谋，并提高自身的地位，才能真正发挥企业统计工作的服务职能和作用。

统计分析的开展要以企业生产中的重点、热点和难点为切入点，从提高分析的时效性、实用性和深度性上下功夫，就职工或领导关心的问题有的放矢地开展调查研究和专题分析，提出有事实、有观点、有建议的分析报告，提供准确、快速、权威的信息和成果，使统计分析成为领导决策的信息部和智能库.

2.3开发预警、监控功能。

2.3.1开发的原因。

信息反馈、统计分析都只是事后反映工作结果，不能预测事前可能发生的情况。企业统计要当好 事前诸葛亮,就要从预测上下功夫，在事情发生前，就加强对企业生产运营的监控和预警。

过去，企业统计总结性的多，预测性的少。从现实看，新的决策不可能完全依据过去的经验做出，那种根据过去经验做出的决策，就已经暗含一种假设：即经济增长或事物发展仍然遵循指数型增长的轨迹，未发生偏离或大幅波动。事实上，现实经济系统是一个随时间不断变化的复杂系统，这种时变，既有趋势的，也有波动的。因此，研究经济现象只观察趋势性变动，进行静态分析或比较分析，而不观察和研究波动，不进行动态分析，是不全面的。为此，企业统计迫切需要科学的预测来提供有力的依据，开发生产运营监测、预警系统也就成了企业统计发挥监控功能另一个不可缺少的重要方面。

2.3.2步骤和方法。

现以制造企业中的网络计划法为例，谈谈开发、建立企业统计监测、预警系统的几个步骤：①设计预警指标体系;②确定预警指标区间;③绘制预警信号图;④预警信号的分析及解决方案。

首先，运用统计重点调查方法，确定产品零件的作业时间;其次，以部件为项目，以零件为事件绘制网络图形，确定部件的最佳作业时间;最后以整项产品为项目，以部件为事件再绘制网络图形，确定整项产品的最佳作业时间。确定部件或整项产品作业时间的同时，可利用最早完工时间、平均完工时间和最迟完工时间确定出先行指标，同步和滞后指标，然后根据三类指标分别编制扩散指数，即划分三类指标的扩散区间(确定三种完工时间最低值、平均值和最高值)，最高值和最低值可按平均值加上一定的正(负)扩张量求得，然后再编制部件或整项产品预警信号图，以加强对部件或产品产出时间的监控，这样就可以确保在预测的时间之内，保证产品的产出时间。当某个部件出现滞后和严重滞后的警示后，一方面可以科学地预测影响整项产品最后产出的日期数;另一方面可以集中财力、物力和人力保证滞后或严重滞后事件，加快滞后零部件的产出，以确保整项产品在最短的时间内完工，满足用户和市场需要。网络计划法还可以将产品的制造过程延伸到从设计到产品发运全过程，也可以运用到企业生产的其它方面。同样，在企业生产运营的其它领域或子系统中，也可根据不同的需要建立起与之相适应的子预警系统，如产品库存预警系统，投入产出预警系统等等。

2.3.3设置评价体系。

企业统计在事前、事中、事后都能及时反映和监控企业生产运营以后，还需要设置一套企业经济效益考核评价体系，设置评价体系的目的是对当期全过程生产运营结果进行评价，发现问题，探明原因，进而制定纠正措施，调整下一步的工作目标，重新确立和定位努力的方向。不同的预警系统，应分别设置不同的评价指标，构成整个评价体系。

3企业统计服务转型后的影响。

功能重新定位和服务转型后的企业统计，将以全新的姿态参与到企业的运营管理中，无论是反馈信息、提供服务和实施监测这三大功能的哪个方面，都将发挥着巨大的作用。首先，建立和完善了信息管理系统，搭建的综合网络信息共享平台，为企业应对各种正确、快速决策提供了信息保障。其次，统计人员对企业热点、难点定向分析、咨询参谋后，决策层可以从琐碎的日常事务中摆脱出来，更加专注企业未来发展的规划和战略决策。第三、从企业的源头就建立了风险预警系统，极大地提高了企业风险预警的及时性和前瞻性，企业防风险的控制能力日益增强，核心竞争力不断提升。

4结束语。

转型后的企业统计将以改革、创新的模式融入新形势中，为现代企业科学决策、提质增效，转型升级全方位进行保驾护航。服务转型后的现代企业统计工作也赋予了新的生命和活力。

计量分析论文第6篇

A时间序列是指按照时间顺序得到的变量的观测值，而按时间顺序得到的经济变量的观测值即为经济时间序列。

文中讨论的ARIMA模型是一类常用的随机时序模型，它是一种精度较高的时序短期预测方法，其基本思想是：某些时间序列是依赖于时间t的一族随机变量，构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性，但整个序列的变化却有一定的规律性，可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析研究，能够更本质地认识时间序列的结构与特征，达到最小方差意义下的最优预测。我国GDP总量的形成是一个复杂的过程，受经济、政策、科技水平、自然等多因素的影响。

GDP总量或人均GDP预测的理论及应用研究非常多。国内外学者对我国GDP的研究方法主要有三种：（1）时间序列方法：研究GDP随时间发展的规律。通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律，建立ARMA、ARCH等模型，将这种规律延伸到未来，从而对该现象的未来作出预测；（2）协整检验的计量经济学模型：通过分析影响GDP发展的本质因素，研究GDP与这些因素的协整关系，建立计量经济学模型；（3）生产函势，并具有很强的非平稳性。

2、数据平稳化。对于含有指数趋势的时间序列，可以通过取对数将指数趋势转化为线性趋势，然后再进行差分以消除线性趋势。取对数过后的GDP依旧存在非平稳性，需要对其进行差分，先进行一阶差分，绘制一阶差分后的时间序列图。

从图中很难看出一阶差分后的序列是否平稳。于是，首先考察序列的样本自相关图，从直观上检验该序列的平稳性；其次，我们对该序列进行ADF单位根检验。从自相关图中发现序列的自相关系数一直都比较小，延迟一阶后始终控制在2倍标准差的范围以内，可以认为该序列在零轴附近波动，具有短期相关性，因而可以直观地判别一阶差分后序列平稳。从单位根检验结果看，由于Tau统计量的P值都小于0.05，可以认为该序列平稳，不存在一个单位根，即有指数趋势的序列，经过取对数、一阶差分后序列平稳。对差分后序列进行纯随机检验，发现延迟各阶的P值显著地小于α（α=0.05），拒绝原假设，即可以认为序列为非白噪声序列。

（二）模型的建立与识别。

从上文分析已知道，序列经过差分后为平稳非白噪声序列，可以对差分后序列拟合ARMA模型。即是对原始序列用ARIMA（p，d，q）模型拟合。考察序列的样本自相关图，自相关图显示延迟1阶之后，自相关系数全部衰减到2倍标准差范围内波动，但序列在延迟4阶后，衰减为小值的过程相当缓慢，该自相关系数可以认为不截尾。再看样本偏自相关图，从图中可以看出，除了延迟一阶的偏自相关系数显著大于2倍标准差之外，其他的偏自相关系数都在2倍标准差范围内做小值随机波动，而且由非零相关系数衰减为小值波动的过程非常突然，所以偏自相关系数可以视为1阶截尾。综合序列自相关系数和偏自相关系数的性质，为拟合模型定阶为AR（1）。

（三）参数估计。利用SAS，用estimate命令可以得到未知参数估计结果及拟合统计量的值。从图中可以看出均值MU显著（t检验统计量的P值小于0.0001），参数也显著（t检验统计量的P值为0.0003）。输出结果显示序列的拟合模型为ARIMA（1，1，0），模型口径为：xt=0.11087+1.47833xt-1-0.47833xt-2+εt

（四）模型检验。确定了拟合模型的口径之后，就要对拟合模型进行必要的检验。

1、模型的显著性检验。模型的显著性检验主要是检验模型的有效性，一个模型是否显著有效主要看它提取的信息是否充分。一个好的拟合模型应该能够提取观察值序列中几乎所有的样本相关信息，换言之，拟合残差项中将不再蕴涵任何相关信息，即残差序列应该为白噪声序列。为考核所建模型的优劣，需要对模型的残差序列进行检验，检验其是否为白噪声序列。若残差序列是白噪声序列，可认为模型合理，适用于预测，否则，意味着残差序列还存在有用的信息没被提取，需要进一步改进模型。

从SAS作出的残差自相关图中可以看出除延迟6阶外，其余的延迟各阶的LB统计量的P值均显著大于α（α=0.05），可知残差通过了白噪声检验，该拟合模型显著成立。即认为残差序列为白噪声序列，拟合模型显著有效。2、参数的显著性检验。参数的显著性检验就是要检验每一个未知参数是否显著非零。准1的条件最小二乘检验结果是t统计量的值为3.85，P值为0.003；均值的条件最小二乘检验结果是t统计量的值为4.7，P值<0.001；结论是由于系数t统计量的P值为0.003，小于α（α=0.01），模型系数在1%的水平以上。显然两参数检验均显著。

（五）模型优化。当一个拟合模型通过了检验，说明在一定的置信水平下，该模型能有效地拟合观察值序列的波动，但这种有效模型并不是唯一的。同一个模型可以构造多个拟合模型，当这些模型都显著有效时，难以选择哪个模型来进行推断，于是引进AIC和SBC信息准则来选择相对最优模型。通过用AIC和SBC准则对多个ARIMA模型的比较，最小信息量检验显示无论是AIC准则还是SBC准则，ARI－MA（1，1，0）模型的AIC函数和SBC函数都是最小的，所以ARIMA（1，1，0）是相对最优模型。

（六）模型预测。用上面拟合的模型可以得到未来8年GDP的预测值。（表1）

二、结果分析本文主要从自身发展规律来分析和预测国内生产总值（GDP），比较准确地预测和判断未来几年内的国内生产总值的状况。从预测结果来看，预测值有个明显的增长趋势，这符合我国GDP发展的现况，因为近年来，我国的经济以较快的速度增长。由前面我国GDP时间序列模型可知，我国GDP的增长与上一期GDP增长有关。

另外，根据我国GDP的单位根检验，发现我国GDP消除指数增长趋势后的序列为一阶单整的，这说明我国GDP时序数据对冲击具有持久的特性，往往具有一个固定的增长趋势，一般不会返回某个特定值。我国GDP增长具有长期可持续性，并且稳定性也在逐步增强。文中我们能做到的也仅限于以GDP的变化为视角，并在这样一个视角下，力图达到对经济运行较为准确的预测。本文有一个没有仔细研究的问题，就是GDP数据的周期性，如果能从这方面详细研究，肯定更能对GDP的发展变化做出更准确地分析。

主要参考文献：

[1]王燕.应用时间序列分析[M].中国人民大学出版社，2003.

计量分析论文第7篇

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。

计量分析论文第8篇

中国经济目前尚处于初级发展阶段，经济增长具有典型的要素拉动特征。经济发展需要刺激投资需求，最终消费需求的形成也有赖于加大投资力度，投资与消费双管齐下，投资需先行。因此，国民经济的高速增长离不开投资的持续增长。从理论上讲，投资增长率和经济增长率具有一种正向的关联关系。

一般认为，建设投资是国民经济增长的强大拉动因素。几乎所有国家的政府都会在经济不景气的时期，将建设投资作为刺激经济增长的工具。加大建设投资的规模，既可增加就业机会和国民可支配收入、扩大内需，又可以直接带动当前的经济增长，为新一轮的经济增长奠定物质基础。西方学者的研究表明：建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，尤其是在发展中国家，建设投资在这些国家的整体投资中的比率甚至达到了20%(Kessedes,1995)。

我国大量的文献也讨论了建设投资对国民经济的重要作用，但是，真正能够揭示建设投资与经济增长之间的数量关系的研究成果却极少。中国发展研究院曾经做过一项研究，发现在中国经济中固定资产投资是决定社会需求的最积极的因素。因此，增加固定资产投资可以作为刺激经济活动的主要手段（中国发展研究院，1997）。虽然还有其他一些关于建设投资对中国经济增长重要性的研究，但是，这些研究大部分还处在定性阶段，很少能够指出建设投资对中国经济发展的贡献水平。本研究就致力于找到其对中国经济发展拉动水平的具体数量关系。

二、数据和模型

在本研究中，建设投资对国民经济的拉动作用是指以一定速度增长的建设投资所拉动GDP的增长量或增长率。GDP是衡量一个国家或地区经济水平的重要指标和方法。它是指一个国家或地区在一年内所有常住单位生产活动的最终成果的价值形态。另外本研究涉及的指标还有固定资产投资和建筑安装工程投资。

固定资产投资(FAI)是衡量一个国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，它同样也能够以价值形态反映固定资产建造和购买活动的总量，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。固定资产投资可以根据国家的投资计划分为基本建设投资、更新改造投资、房地产开发投资和其他固定资产投资四部分。本文采用这个指标来代表宏观意义上的建设投资水平，既包括建水坝、修公路这些大型的土木工程项目，也包括住宅和商业房地产项目的开发，同时，还涉及各类建筑物、构筑物和大型设备的修缮和改造。

固定资产投资活动按其工作内容和实现方式可以分为建筑安装工程，设备、工具、器具购置，其他费用三个部分。在本文中也将建筑安装工程投资(CI)作为衡量建设投资活动对国民经济增长拉动作用的一个变量，它是指各种房屋、建筑物的建造和各种设备装置的安装工程投资。建筑安装工程投资比固定资产投资的范围小一些，可以代表一年内国民经济中的建筑工作量，是一个衡量建设活动水平更为合适的指标。

本研究拟采用动态计量经济学所倡导的误差修正模型来描述建设投资和国民经济的相互作用。建立经济学模型的传统方法主要是以理论为导向，依据某种已经存在的经济理论或者已经提出的对经济行为规律的某种解释设定模型的总体结构，这种建模途径对先验的经济理论有很强的依赖性。这种建模方法在20世纪70年代的经济动荡前屡次预测失灵，促使人们寻求另外的建模方法。20世纪70年代末80年代初，以英国经济学家D·F·Hendry为代表，提出了动态建模的方法，交替利用经济理论和经济数据提供的信息，在协整理论的基础上建立反映变量短期波动和长期均衡的误差修正模型(D·Hendry,1998)。

一般经济变量都可以用时间序列来表示，如果它的均值和方差都不随时间变化，就称这个序列是稳定序列。如果一个序列在成为稳定序列之前必须经过d次差分，则称该序列是d阶单整。按照协整理论，几个同阶单整的时间序列之间可能存在着一种长期的稳定关系，其线性组合可以降低单整阶数，即所谓的协整关系。误差修正模型就是建立在这种理论之上的。以GDP和建筑安装投资(CI)为例，若GDP和CI具有协整关系，则它们之间的关系可以写作一般的自回归分布滞后的表达式：

附图

和CI之间存在的长期均衡关系。于是GDP的短期波动被分为两部分：一部分是长期均衡，一部分是短期波动。一般（β[,2]-1）都会小于0，因此，若(t-1)时刻GDP大于其长期均衡解，γecm[,t-1]为负值，使GDP[,t]减少；若(t-1)时刻GDP小于其长期均衡解，γecm[,t-1]为正值，使GDP[,t]增加。体现了长期均衡误差对GDP的控制。

以不变价格表示的流量指标一般是一阶单整。固定资产投资、建筑安装投资和国内生产总值都是流量指标，一般情况下属于一阶单整，它们之间可以存在这种长期稳定的关系，同时，固定资产投资、建筑安装投资的短期的变动又会对国内生产总值产生短期的影响。因此，国内生产总值的变动既受固定资产投资、建筑安装投资短期变动的直接影响，又受两者之间长期稳定关系的调整，可以建立误差修正模型来讨论这种关系：

附图

表明如果FAI变化了1%，GDP将变化β[,1]%。α[,1]同理。可见各个系数具有很强的经济意义。

本研究中的数据都来源于《中国统计年鉴》。数据自1981年始，且已经折算为1981年不变价，这样可以去除通货膨胀的影响，更好地反映数据内在的规律性。在本研究中，采用SPSS软件包进行统计分析。各年的数据如下；

表1固定资产投资、建筑安装投资与国内生产总值

（1981-1999年，单位：亿元）

附图

注：1.所有数据均为1981年不变价；2.数据来源：《中国统计年鉴2000》。

三、建立误差修正模型

（一）方程的初步设定和简化

一般来讲，在经济数据中，以不变价格表示流量的序列往往表现为一阶单整。因此，从理论上判断，LnGDP、LnFAI和LnCI序列都应该是一阶单整。采用Dickey和Fuller于1979年、1980年提出的ADF方法进行单整检验结果也表明，的确如此。

然后，可以将方程设定为一般的自回归分布滞后模型。模型的右边包括被解释变量的滞后、解释变量及其时间滞后项。对于固定资产投资方程，首先设定为：

附图

用最小二乘法估计这两个自回归分布滞后方程，采用逐步回归(Stepwise)方法，剔除不显著的变量。

在固定资产投资方程中，LnGDP[,t-1]、LnFAI[,t]和LnFAI[,t-1]被引入方程。估计得到的方程为：

附图

可见方程的显著性很高，完全可以通过检验。常数项的t值很小，并不显著。（由于此方程对后面的过程只有理论上的意义，因此不必剔除常数项。）其他各项系数在99%的置信水平下显著不为0。该方程的残差类似白噪声。

在建筑安装投资方程中，也是LnGDP[,t-1]、LnCI[,t]和LnCI[,t-1]被引入方程。估计得到的方程为：

附图

方程的显著性很高，完全可以通过检验。常数项的t值很小，也不显著。其他各项都在99%的显著性水平下显著不为0。该方程的残差类似白噪声。

可以看到，以上两个方程中LnFAI[,t-1]和LnCI[,t-1]前的系数为负值。出现这种现象的原因是由于它们分别与LnFAI[,t]和LnCI[,t]之间存在着共线性的关系，导致两者的系数在一定程度上能够互相任意分配。但这对后面的研究影响不大。

（二）求长期均衡方程

下面可以用简单的回归分析求得长期均衡方程。对于固定资产投资方程，长期均衡方程为：

附图

可见，整体显著性明显满足。各项系数的显著性检验均顺利通过。从此均衡方程可以计算ecm序列（即残差序列）：

附图

AdjustedR[2]=0.982F=980.657

整体显著性明显满足。各项系数的显著性检验均顺利通过。

ecm[,t-1]=LnGDP[,t-1]-3.228-9.793LnCI[,t-1]。

（三）建立误差修正模型

1.固定资产投资方程

考虑到在初步设定的方程中LnFAI[,t]、LnFAI[,t-1]和LnGDP[,t-1]都比较显著，在建立误差修正模型时引入LnGDP[,t]，LnFAI[,t]，ecm[,t-1]，以保证方程的包容性。

设定误差修正模型为：

附图

p=0.0002，可见整体显著性明显满足。

从变量显著性检验来看，两个方程的ecm[,t-1]的显著性较低，但是，考虑到它们重要的经济意义，仍不将其剔除。

四、经济意义分析

（一）弹性分析

在以上两个误差修正方程中，LnFAI[,t]和LnCI[,t]前面的系数可以看作是GDP对FAI和CI的弹性系数，因此，可以根据方程的系数对它们进行弹性分析。

LnCI[,t]前的系数为0.324，这说明国内生产总值对建筑安装投资的弹性系数为0.324。当建筑安装投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.324%。而LnFAI[,t]前的系数为0.317，这说明国内生产总值对固定资产投资的弹性系数为0.317。当基本建设投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.317%。

这是非常重要的结论，定量地给出了建设投资对国民经济拉动作用的大小。可以看出，建设投资对国民经济的拉动效应大致是这样一个概念，即当建设投资增长1%时，能带动国内生产总值增长大约0.32%。以往的分析往往仅限于定性，没有反映出真正的定量关系。从两个弹性系数可以看出，建设投资对国民经济的增长有很大的促进作用，弹性系数都较大。

（二）拉动效率分析

为了进一步分析建筑安装投资和固定资产投资对国民经济拉动作用的大小，引入一个新的系数，将其称之为“拉动效率”，它是GDP对该变量弹性系数与该变量在GDP中所占份额的比值，即附图，D[,i]表示在此区间内GDP对某一变量i的弹性系数，S[,i]表示某一变量i在此区间内占据GDP的平均百分比。这样可以排除弹性系数大小中不同变量份额因素的影响。如果q＞1，这表明某一变量在这一阶段对GDP的拉动作用是积极的，超过了自身在GDP中所占据的份额，是高效率的。相反，如果q＜1，则表示这种拉动作用是消极的，少于变量自身占据GDP的份额，是低效率的。

结果如下（1981年—1999年间）：

变量D[,i]S[,i]q[,i]

CI（建筑安装投资）0.3240.1961.652

FAI（固定资产投资）0.3170.3001.057

由此可见，两者对国民经济的拉动作用都是很积极的，q[,i]均超过了1，建筑安装投资更为显著。它在国民经济中的份额为19.6%，而弹性系数达到了0.324%。这进一步验证了在本文开始时所提到的定性研究的结论，建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，是刺激经济活动的主要手段，能够高效率地拉动国民经济的增长。

（三）误差修正项(ECM)的分析

Ecm项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，系数的估计值一般是负值。对于固定资产投资方程，Ecm前面的系数是-0.049，由此看来，调整的力度不是很大。调整的过程大致如下：

附图

对于建筑安装投资方程，Ecm前面的系数是-0.018，调整的力度也较小。因此，可以看出，建设投资主要以短期波动的形式来影响GDP的变化，长期均衡起的控制作用不大。这符合我国现阶段的具体情况，我国目前正处在大规模建设的发展阶段，还远远没有达到建设量的稳定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

五、总结

本研究将固定资产投资(FAI)和建筑安装投资投资(CI)作为对GDP产生拉动作用的变量，通过建立误差修正模型得到了反映它们之间长期均衡和短期波动的表达式。从弹性系数可以看出，无论是建筑安装投资，还是固定资产投资，二者对国民经济的拉动作用都是很明显的，国内生产总值对建筑安装投资的弹性系数为0.324。当建筑安装投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.324%。国内生产总值对基本建设投资的弹性系数为0.317。当基本建设投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.317%。综合起来，当建设投资增长1%时，能带动国内生产总值增长大约0.32%。从拉动效率来看，两者对国民经济的拉动作用都是积极的，q[,i]均超过了1，建筑安装投资更为显著。

建设投资主要以短期波动的形式来影响GDP的变化，长期均衡起的控制作用不大。这主要是由于我国目前正处在大规模建设的发展阶段，还远远没有达到建设量的稳定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

因此，本研究的定量结果不仅验证了很多研究者的定性结论，即建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，是刺激经济活动的主要手段，能够高效率地拉动国民经济的增长；而且给出了具体的拉动效应值，分析了短期波动和长期均衡各自的作用，有助于更加准确地分析建设投资对国民经济增长的贡献。

收稿日期：2001-03-23

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[6]李子奈，叶阿忠．高等计量经济学[M]．北京：清华大学出版社，2000．

计量分析论文第9篇

【摘要】西方国家尤其是美国，在老龄经济学研究上积累了丰富的研究成果，对我们具有一定的借鉴意义。笔者翻阅了大量国外老龄经济学文献，重点对计量标准和经济状况两个方面的研究进行综述，以飨国内学者。【关键词】计量标准、经济状况AnalysisonEconomicsofAging：MeasurementandEconomicStatus【KeyWords】Measurement，EconomicStatus前言目前我国老龄经济学研究还处于起步阶段，我们对老龄经济学的理论、方法和数据的收集，以及研究中碰到的难题和结症等问题还没有充分的熟悉，老龄经济学的研究远远不能满足社会经济发展和政府决策的需要，因此，加强老龄经济学的研究迫在眉睫。在过去半个多世纪里，西方国家尤其是美国，在老龄经济学研究上积累了丰富的研究成果，笔者将其中具有代表性的研究成果介绍给国内学者。一、老人经济福利的计量我们做研究，首先要搞清楚所使用的计量单位和概念问题。克雷斯托对老龄经济学研究中碰到的计量问题进行了细致的梳理。他认为，从已经公开发表的研究成果来看，对老年人以及比较老年人与其他年龄人口所拥有的经济资源的估计量存在很大的差异，这种差异主要是由于选择使用的概念和方法的不同造成的。必须考虑的计量问题包括：计量收入积蓄的层面概念，即是用个人、家庭还是用家庭户为计量单位。分析单位和对“老年人”单位的界定，即老年人为户主的平均家庭户收入与只有老年人的平均家庭户收入是不同的。调查数据来源的选择。按家庭或家庭户规模、资产对老人经济福利的贡献，以及实物收入，对在可使用的调查数据中，一些收入类型的低进行调整。集中趋势计量单位的选择，即用平均数还是用中位数。横截面视角对纵向视角，即用横截面数据还是用纵向数据。1.分析单位和收入概念美国大多数消费收入和资产统计基于普查局调查的数据，如每十年一次的人口普查和SIPP调查等，在分析这些数据时，分析单位可以是家庭户、家庭或个人。这同样适用于分析老年人收入时所使用的概念，例如，个人层面的分析可以侧重于个人收入、家庭收入或家庭户收入的分析。由于相对少量的老年人家庭包括非家庭成员，家庭户和家庭收入计量非常相似。许多研究使用家庭户作为分析单位，比较老年人为户主和非老年人为户主的家庭户资产，因为，在这种分析中，以老人为户主的家庭户权数是相同的，不管这样的家庭户是否包含一个、两个或更多的老人。与有配偶老人相比，关于独居老人的数据被大大地加权。而那些住在非老人户主家庭户中的老人则没有被体现出来，因此，这样的数据在统计上不能代表老年人口。家庭户收入作为简明扼要的计量单位仅仅反映部分情况：关于个人收入的信息同样重要，因为，用家庭户或家庭为计量单位的关于“经济资源共享”假设充其量只是对复杂现实的粗略估计。为了比较不同老年亚群体以及老年人群与其他年轻人群的经济福利，我们必须根据不同家庭户收入差异和消费这些收入的人数的差异，确定可以比较的家庭生活水平。通常按照未调整的家庭户收入，用户主的年龄对家庭户进行比较：这种比较非凡指出，老年户主家庭户显然不如非老人户主的家庭户富有。2.贫困计量一些研究者认为，试图按照一个绝对的、不随时间和收入分配的变化而变化的计量标准测量贫困是不适当的，而且会夸大老年人经济改善情况。他们建议使用一个相对计量标准，如收入中位数的50%为贫困线。另外，官方的贫困统计以现金为基础，没有反映实物补助的变化，因而可能低估了改善情况。争论的结果建议贫困计量标准使用更宽泛的收入概念，例如在收入中包括医疗补助等【3】。由于许多老年人聚集在接近按官方定义的贫困线区域四周，有关低于贫困线的老人和非老年人的比例变化趋势的研究，为我们提供了一个过分乐观的老年人经济状况改善的画面。尽管研究者对使用官方贫困线尚存在相当大的不满，但对于使用一个恰当的贫困概念还没有达成共识。然而研究结果证实，在现有的贫困标准框架内，运用不同的贫困线进行比较为我们提供了更广阔的视野。3、资产对经济福利的贡献像现金收入一样，对资产的所有权代表着对经济资源的支配权，即使这些资产在即定的年份没有兑现成现金的收入。有研究者采用几种方法来分析资产对经济福利的贡献，非凡是探讨了资产的全部或部分净值，因为它是在个人晚年生活中可以分配的年收入。住宅资产受到非凡的关注，因为它是一种相对固定的资产。住宅资产提供居住资源，在西方国家它的价值可以被折算为“估算的房租”。显然，在比较经济福利时，完全忽视住宅资产是说不过去的。莱德勒【4】也将财富纳入分年龄别的经济福利比较之中。考虑到在计量方法上缺少共识，他提供了几种可供选择的估计方法，其中一些方法将财富定义为全部净价值，其它仅按金融资产概念来定义财富。调整后的收入概念包括非财产收入加上1/3财富。通过这种方法，将资产适当考虑进来后，老年人的经济状况相对改善了。这反映了这样一种事实：老年人的财富远远超过了非老年人，不管其净值或金融资产是否被用来定义财富概念。4、其它概念问题在计量经济福利当中，老年医疗保险是一个有争议的问题，另一个分析问题是集中趋势计量方法的选择，因为晚年收入存在偏态分布，平均数受到高收入人口分布的影响很强。一些分析家认为，分年龄组进行比较时，应当主要使用中位数而不是平均数作为比较的基础。假使老年人收入分布不均匀，集中趋势的任何单个计量方法都不足以为比较不同群体收入提供根据。因此，必须用其它有关收入分布的信息补充集中趋势的计量分析的不足。二、经济状况在过去几十年里，老年人的经济福利一直是公众争论的焦点。赫德【5】认为，抱着众多目的，分析老年人经济状况的研究结果发现，测量经济福利比只测量收入统计数据效果要好，用这种计量方法能确定老年人的经济状况是否得到改善，是否比非老年人的经济状况改善得更快，是否比非老年人的经济地位更高。这些研究最终的社会目标是评价非老年人对老年人的转移支付是否充足，以及是否有现实的政策意义。1、收入的来源克拉克、克瑞普斯和斯潘格勒【6】认为，在美国，随着社会保障制度的健全，社会保障金已经成为老年人收入最主要的来源，但随着社会保障受益人其它收入的增加，社会保障金在收入中所占的份额急剧下降。舒尔兹【7】分析了1996年65+老人的收入来源构成：社会保障是主要来源，占40%，资产收入占18%，养老金占19%，工资占20%。西方学者指出老年人通常是通货膨胀的受害者。舒尔兹列举了老年人可能受到通货膨胀不利影响五个主要方面。没有随通货膨胀调整的资产价值会贬值。转移支付的收入或其它收入的调整滞后于通货膨胀，其实际收入会减少。工资水平的调整滞后于通货膨胀，实际工资会减少。实际税收负担的增加。假如通货膨胀针对构成老年人预算支出的大部分项目，非凡是用于计量和调整各种收入来源的指数不能准确反映老年人购买模式，那么老年群体也会受到不同程度的影响。2、收入趋势赫德认为，没有一项的调查或研究能够得到对家庭户规模和收入进行调整后的令人满足的收入结构。他首次运用一种规模调整方法，然后将这种调整方法应用于某一个年份，假定调整的结果具有稳定性，把这两种方法合并，就可以看出完全调整后的收入趋势。表1显示税前货币收入的年增长率和1984年按照官方贫困指数进行调整以后的家庭户规模的收入水平。在这种按比例测量中，给一个非老年人的权数为1.024，两个非老年人的权数为1.322，三个人的权数为1.568等等。给老年人的权数比非老年人少些，规模调整后的收入等于家庭户收入除以家庭户权数。这种按比例测量体现了家庭户消费的实际规模收益假设：两个人的非老人家庭户比一个人的家庭户只需要29%多些收入。这种测量得到的收入数量更接近人均家庭户收入，而不是人均收入。老年家庭平均人数比非老年家庭平均人数少，因而，相对于非老年人来说，规模调整将提高老年人的收入数量。1984年未做规模调整的非老人对老人的收入比为0.67，规模调整后的比率为0.87。平均家庭规模一直在下降，但非老人比老人家庭规模下降得更快，因而，规模调整后会出现非老年人收入比老年人增加很多。例如，从1979到984年，规模调整使得非老年人年收入增长率增加0.9%，而老年人只有0.3%。不管使用调整的还是未调整的计量方法，老年人比非老年人有更高的收入增长率。表1还表明，对规模进行调整后，在大多数情况下，收入增长伴随着年龄增长，部分原因是存在较富有的同批年轻老年人效应，部分原因是社会保障的增加。表1：平均家庭收入的增长年收入增长1984年收入1967-19791979-1984未调整65岁以下1.0-0.427，46465+1.53.418，279调整65岁以下1.70.516，29365+2.23.714，16065-691.83.816，49670-742.14.214，40175-793.03.112，61780-842.93.311，46985+2.75.511，825来源：见参考文献【8】3、收入分配舒尔兹分析了美国老年人家庭的总货币收入情况，另外，还分析了1998年不同年龄户主的中位数家庭收入，45-54岁为61，833美元，55-64岁为52，577美元，65-74岁为34，719美元，75+岁为27，717美元，可见，中位数收入变化还是很大的。尽管美国的社会保障是老年人收入重要来源，并且通过社会保障累进制减少了收入不平等，但老年人的收入分配比非老年人更加不平等。表2显示了收入的吉尼系数和将收入划分为五组中最高一组收入所占的百分比。表2：收入分配

克雷斯托分析了老年人收入不平等现象，早年经济机会和经济资源是导致晚年经济不平等的因素，猜测退休后影响经济福利的要素与猜测退休前影响经济福的利要素是一样的。福切斯【9】认为，65岁以上的收入状况比65岁以下的要平等得多，65岁以上的收入差距减少的主要原因是社会保障金的作用越来越重要，而劳动性收入明显减小，前者的分配比后者更平等。经验研究结果取决于所使用的方法。例如，克雷斯托和希尔用吉尼系数比较1984年SIPP调查中不同年龄组的不平等状况，使用的收入概念是家庭户收入，并对家庭户规模、低和资产等数据进行了调整。结果显示，65-74岁的收入不平等比之前的任何年龄组都高，而75+岁最高。克雷斯托和希尔提醒说，这种分析没有告诉我们退休前处于有利经济地位的人和退休后处于有利的地位的人是不是同样的人。这样的分析则需要使用纵向数据而不是横截面数据。他们还认为，生命事件如健康状况变化或丧偶可能引起老人经济状况的改变，未来研究老年人经济状况一个主要的挑战，是深入理解这种事件的财政金融影响以及退休计划项目能否为避免这些影响提供保护的程度。受教育程度也是研究老年人经济状况一个社会经济指标。一项研究表明，与中青年相比，受教育程度更好地解释了65岁以上人的经济资源的变化情况【10】。4、贫困老年人贫困一直是老龄研究的一个重点和热点，因为贫困问题给老年人造成很大的麻烦，老年人陷入贫困的时间比非老年人更持久，解决的办法也很有限。在美国65岁以上的老人中，收入低于官方贫困线的人数从1959年的550万下降到1976年330万，比例从35.2%下降到15.0%，老年家庭的贫困率下降得尤为显著，从27%下降到8%。莱德勒认为，伴随者收入增加，老年人贫困率急剧下降。美国普查局1988年的一项研究表明，假如考虑非货币收入等因素，贫困率会显著降低。美国劳动统计署【11】在1998年做了一项研究表明：用一般通用的方法计算1995年美国65岁以上老人贫困比例为10.5%，用美国科学院建议的方法计算为24.2%，两个结果相差很大。女性丧偶老人的贫困率也下降了，但比起总人口和其他老年人的贫困率还是高，原因很复杂。一种解释认为，不同收入水平的死亡率存在差异，贫困家庭丈夫比富有家庭的丈夫死得早，经常的情况是贫困家庭的女性丧偶老人继续遭受贫困。另一种解释是，当丈夫死后，一些收入来源中断了，一些财富减少了。第三种解释是，死亡率与财富水平有影响，丈夫死亡时财富构成的变化为女性丧偶老人的高贫困率提供一些解释。由于横截面的贫困数据存在同批人效应，目前还不清楚贫困究竟在多大程度上是由于作为个人年老时花费的资产造成的。5、财富赫德认为，尽管收入实际上是计量老年人经济状况唯一使用的标准，但生命周期理论告诉我们，至少对于老年人来说，财富却是测量消费机会更好的计量标准。基于收入的代际比较要改成用财富来比较不是件轻易的事情，因为在职人员大部分财富是观察不到的未来的收入。由于预期寿命的变化，我们甚至不能直接比较不同年龄的退休老人的财富。尽管存在这些问题，但财富数据对收入数据是一种有意义的替代和补充。表3【12】给出了老人平均可遗赠财富。需要说明的是，SCF以家庭为单位，SIPP以家庭户为单位。财富包括金融资产、不动产、住宅资产、所有净负债。不包括养老金和社会保障财富，人生保险和家庭户耐用消费品的现金价值。SCF不包括在小企业和农场的汽车和股票面值。SCF样本规模为3，824，SIPP为18，700，包括所有年龄。表3：老年人平均可遗赠财富1983年没有1983年有补1984年SIPP补充的SCF充的SCF平均数90，800118，700250，000中位数59，50051，00051，900注释：SCF：theSurveyofConsumerFinances.SIPP：theSurveyofIncomeandProgramParticipation.如前所述，单独的收入数据只能部分地理解老年人经济资源的拥有量，财富也是一项极为重要的资源。所以，有必要研究老年人的财富分配。由于财富分配比收入分配的偏态分布更严重，在分析中忽视老年人持有的财富会低估晚年生活实际的经济不平等程度。三、评论老龄经济学是一门交叉科学，需要有经济学、人口学、统计学等多种学科背景，并将其融会贯通，国外学者做得很好，这是需要我们学习的。另外，国外老龄经济学研究非常重视数据的开发和经验分析。虽然在美国已经有了几项大型的老龄经济调查，但仍然不能满足研究的需要，有些分析和比较受到数据的限制，无法再深入下去或者搁浅。这是我们今后研究需要注重的。再次，从美国的研究来看，老龄经济学研究和数据开发的政策意义还没有完全展示出来，还有很大的伸展空间。这对我们也是一个很好的启示。

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