计量经济学分析报告

计量经济学分析报告（通用8篇）

计量经济学分析报告 篇1

一个国家的货物周转量与货运量是密不可分的，为了考察货物周转量与货运量之间的关系，利用计量经济学的方法，进行回归分析。中国1990—2009年货运量与货运周转量的数据如表1.1所示。

表1.1 中国的货运量与货运周转量 年份 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009

货运量X货物周转量Y（万吨）（亿吨公里）970602 985793 1045899 1115902 1180396 1234938 1298421 1278218 1267427 1293008 1358682 1401786 1483447 1564492 1706412 1862066 2037060 2275822 2585937 2825222

26208 27987 29218 30647 33435 35909 36590 38385 38089 40568 44321 47710 50686 53859 69445 80258 88840 101419 110300 122133.3数据来源：《中国交通年鉴》（2009）整理

1、建立模型

Y=X

根据表一数据，为对其进行线性回归分析，建立如下一元回归模型：

表1.2给出了采用Eviews软件对表1.1数据进行最小二乘线性回归分

析的结果。

表1.2中国货运周转量对货运量的回归分析（1990--2009）

Dependent Variable: Y Method: Least Squares Sample: 19902009 C R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood-30611.52 2621.031-11.679190.0000 29604.40 19.36846 19.46803 1193.787 0.985146Mean dependent var 55300.37 0.984321S.D.dependent var 3706.977Akaike info criterion 2.47E+08Schwarz criterion-191.6846F-statistic

根据表1.2写出如下回归分析结果：

Y=-30611.520.0558X

（-11.68）（34.55）

31F1193.787，D.W.0.705R20.985，其中括号内的数为相应参数的t检验值，R2为可决系数，F为方程整体线性显著性检验值，D.W.为模型序列相关性检验值

二、模型检验

（1）从回归估计的结果看，模型拟合较好。可决系数R20.9851，表

明模型在整体上拟合的非常好。

（2）而且从常数项和解释变量系数的t检验值看，比给定5%显著性水

平下自由度为n-2=19的临界值2.093都大的多，说明参数值是比较显著的。

（3）而从F1193.787可以看出，远远大于模型的整体的线性关系也

是非常显著的。

D.W.0.7053，在(0,dl=1.2)之间，则应该存在一阶相关关系，利（4）

用拉格朗日乘数法进行二阶相关关系检验得表2.1如下：

表2.1

F-statistic 7.558370Probability 0.004887 Dependent Variable: RESID

C X RESID(-1)R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood 171.9513-0.000141 0.897166 2366.190 0.001521 0.234126 0.072670-0.092732 3.8319750.9430 0.9273 0.0015 0.485807Mean dependent var-9.19E-12 0.389396S.D.dependent var 2819.415Akaike info criterion 1.27E+08Schwarz criterion-185.0330F-statistic 3608.106 18.90330 19.10245 5.038913

由表2.1可知，nR29.716，该值大于显著性水平为5%，自由度为2的2分布的临界值20.05（2）=5.991，由此判断存在二阶序列相关性。再利用拉格朗日乘数法进行三阶相关关系检验，得表2.2：表2.2

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic C X RESID(-1)RESID(-2)RESID(-3)R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

5.163250Probability-219.0110 9.83E-05 0.823992-0.212209-0.274529

2437.122 0.001563 0.252675 0.386183 0.333503

-0.089865 0.062901 3.261077-0.549503-0.823168

0.0119200.9296 0.9507 0.0053 0.5907 0.4233 3608.106 18.95912 19.20805 3.872437 0.023534

Dependent Variable: RESID

0.508031Mean dependent var-9.19E-12 0.376840S.D.dependent var 2848.257Akaike info criterion 1.22E+08Schwarz criterion-184.5912F-statistic 2.051318Prob(F-statistic)

由表2.2可知，虽然nR210.161，仍然比显著性水平为5%，自由度

~的参数不显著，且为3的2分布的临界值20.05（3）=7.815要大，但由于et3

D.W.2.05说明不存在三阶序列相关。

用科克伦—奥科特迭代法对原模型进行修正，并用拉格朗日乘数法进行检验，得表2.3如下：

表2.3

F-statistic 0.981613Probability 0.415681 Dependent Variable: RESID Method: Least Squares

Variable C X X(-1)X(-2)AR(1)AR(2)RESID(-1)R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Coefficient-418.6797 0.003815 0.011768-0.016302 1.727024-0.695450-1.957545 Std.Error 11658.54 0.033267 0.036623 0.039801 1.297073 0.687141 1.397689 t-Statistic-0.035912 0.114677 0.321315-0.409598 1.331477-1.012091-1.400558 Prob.0.9722 0.9115 0.7562 0.6928 0.2197 0.3411 0.1989 0.197047Mean dependent var-3.90E-07-0.505537S.D.dependent var 3382.804Akaike info criterion 91546893Schwarz criterion-147.1812F-statistic 2756.964 19.39765 19.78394 0.280461 由表2.3可看出，修正后的nR23.153，该值小于显著性水平为5%，自由度为2的2分布的临界值20.05（2）=5.991，由此可以判断模型不再存在相关关系。

（5）检验模型是否存在异方差

在表1.2的基础上，利用white检验对模型是否存在异方差进行检

验，得表2.4如下：

表2.4

F-statistic 4.972142Probability 0.019946 Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Sample: 1990 2009 Included observations: 20

C X R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

-46078062 58.89039 29706420 35.14864-1.551115 1.6754670.1393 0.1121 13246720 35.42455 35.57391 4.972142 0.019946

0.369068Mean dependent var 12367509 0.294841S.D.dependent var 11123765Akaike info criterion 2.10E+15Schwarz criterion-351.2455F-statistic 1.196673Prob(F-statistic)

由表2.4可知，nR27.381，该值大于显著性水平为5%，自由度为

2的分布的临界值

20.05

（2）=5.991，因此拒绝同方差的原假设。

下面采用加权最小对原模型进行回归，即采用为权重进行加权

ei

最小二乘估计，得表2.5（未加权项略）如下：

表2.5

Dependent Variable: Y Sample: 1990 2009 Included observations: 20 Variable C R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

Coefficient-30343.75 Std.Error 2120.160 t-Statistic-14.31201 Prob.0.0000 148089.5 16.04216 16.14173 1353.326 0.000000

0.999979Mean dependent var 47286.79 0.999977S.D.dependent var 702.6228Akaike info criterion 8886217.Schwarz criterion-158.4216F-statistic 0.781900Prob(F-statistic)

由表2.5与表1.2对照可清楚的看到，无论是拟合优度，还是参数的显著性，加权后最小二乘估计比加权前都有了改进，并且对加权后的回归模型进行检验，也可验证，模型不再存在异方差（如表2.6所示）。

表2.6

F-statistic

Test Equation:

Dependent Variable: STD_RESID^2 Method: Least Squares Date: 01/02/11Time: 02:48 Sample: 1990 2009 Included observations: 20

C X R-squared

Adjusted R-squared S.E.of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat

434208.5 0.017321 295422.9 0.349544 1.469786 0.0495530.1599 0.9611 104697.1 26.20313 26.35249 0.009460 0.990590

0.009460Probability

0.990590

计量经济学分析报告 篇2

计量经济学课程讲授的主要特点是理论与实际应用并重,但根据大多数同学毕业后直接就业的目标,本科阶段的计量经济学教学目标与教学要求更应该注重计量经济方法在实践中的应用。因此,计量经济学教学应该以大部分同学毕业后直接就业应用目标为导向,使绝大多数同学学习计量经济学后能够用学习到的计量经济学知识通过计量经济学建模的过程分析实际问题,将枯燥抽象的计量经济学理论知识穿插到实际的经济管理实际问题之中,提高学生学习计量经济学的兴趣。如何将以枯燥抽象的数学分析过程为基础的计量经济学理论知识和EVIEWS软件的实际操作技能知识穿插到以实际的经济管理问题的具体讲授之中,提高学生学习计量经济学的效果。因此,本文的研究,从理论意义来讲可以完善以应用型导向为培养目标的计量经济学课程内容体系的完善,提出现有的计量经济学讲授过程中存在的不足之处,为以后国内计量经济学课程教学内容的完善和计量经济学教材内容的完善提供参考。从实践价值来讲,可以提高经济管理类学生计量经济学课程的教学效果,提高学生应用计量经济学分析实际问题的能力,增强学生操作应用EVIEWS软件的实践技能,进而增强学生的就业竞争力和研究竞争力。

1. 计量经济学课程内容教学过程中存在的问题分析

根据笔者在将近五年的计量经济学教学中的教学体会和学生的反馈,对目前计量经济学教学中存在的主要问题进行一些有益的探讨。

1.1 教学内容的理论分析主导降低了大部分学生学习兴趣

目前教学中将大部分课时间用在主要注重参数估计和各种检验的理论和方法等内容的教授上,根据笔者在计量经济学教学实践过程中大部分学生的反馈,学生对有过重的畏难情绪,主要原因是由于计量经济学是经济理论、数学、统计学的结合,还必须具备一定的数学基础,特别是要求听课的学生具备概率统计方面的基础知识,但在教学过程中发现,学生对已学过的《微积分》和《概论与数理统计》掌握得不好。同时,在本科计量经济学教材内容设置中是以各种估计理论分析为主线,把理论和方法作为教学内容的核心,大部分课时用于陈述理论假设和进行各种公式推导。偏重理论的教学内容固然可以为学生打下坚实的计量经济学基础,但对于强调理论知识运用的经管类本科生而言,这种教学内容必然导致学生学习计量经济学时畏难情绪多,在一定程度上降低了学习效果。

1.2 教学内容中案例偏少

对大多数本科生而言,计量经济学教学的培养目标是培养其应用计量经济学模型解决现实问题的能力,而不是研究计量经济学理论。这就要求计量经济学的教学应该以应用案例导向下的计量经济学理论与实践相结合下的计量经济学内容教学,这就要求教师在计量经济学教学过程中通过引入实际案例,激发学生对解决实际问题的兴趣,进而激发学生学习计量经济学理论的兴趣。但目前由于教师水平的局限、课时的约束等原因,教师课堂上没有或者很少增加一些特色案例,照本宣科的现象严重,学生学习计量经济学内容时便觉得枯燥无趣,体会不到学习计量经济学的实际应用价值,从而降低了学习效果。

1.3 教学内容中应用软件操作性分析缺失

计量经济学中的案例模型的分析要求学生掌握一种软件,但由于之前大部分学生没有系统学习这些软件,导致学生应用计量经济学软件如EVIEWS、SAS、SPSS等软件的使用能力很差,学生也不能很好地运用软件,更不用说用其来操作和分析计量经济学的某些问题了。特别是学生对对选择好模型和获得数据后如何进行软件运用的实际操作、对软件运算结果的分析解释的解决实际经济问题的操作层面的知识讲解的也很少,并且其案例以EVIEWS软件运行的结果分析,但却没有关键的软件菜单操作过程或附录说明,使学生不知所以然。

2. 计量经济学课程教学内容国内外对比借鉴分析

计量经济学是由经济学、统计学、数学结合而成的交叉学科,按照课程内容深度一般分为初级、中级和高级三个层次,经济学、管理学类非统计专业本科生的教学定位于初级与中级之间的水平上,以计量经济学的数理统计学基础知识和经典的线性单方程及经典的线性联立方程模型理论、方法及其应用为主要内容。在北美,经济学专业本科生的计量经济学课程设置是两门课构成的一个计量经济学系列,即概率与数理统计初步和计量经济学初步,共一年课程;目前中国经济学管理学本科生必修概率论与数理统计学课程,这与上述北美课程设置类似。就课程内容体系而言,北美的本科计量经济学课程内容体系是应用导向的,以密西根大学的Wooldridge的《Introductory Econometrics》为代表,各个章节的内容均穿插美国的经济社会案例,应用导向性很强,但其案例和中国的社会经济相差较大,笔者认为其内容体系不宜直接作为我国学生的教材。而以我国的清华大学的李子奈教授为代表的《计量经济学》教材,各个章节虽然也穿插中国的经济社会案例,但并且就其具体内容而言都是宏观案例,并且未对案例的整个建模过程进行分析,且虽然以EV IE WS软件分析实例,但没有说明软件操作的关键菜单的说明,不利于学生实践能力的提高。并且,教材中内容讲模型的估计和检验偏多,讲授如何在经济理论的指导下分析实际经济社会现象的计量经济学建模过程内容偏少。根据邱东、李子奈、肖红叶(2007年)等对国内计量经济学的课程教学内容的研究调查表明,学生认为计量经济学课程内容教学中存在的几个主要问题依次是:缺乏课程实践(64.0%)、培养目标定位不准确(57.8%)、教学方法单一(5 2.1%)、缺乏案例教学(4 7.5%)和忽视个性培养(44.7%)。表明各院校在教学中讲授理论普遍过多,讲授具体应用太少,这不仅小利于培养学生学习计量经济学的兴趣,也不能很好地体现计量经济学的价值,应当引起高度关注。目前为止,针对上述问题的以应用导向为目标的计量经济学课程内容体系急需改革,以适应培养应用型经济管理人才的需要。

3. 计量经济学课程内容体系的改进方向

将计量经济学模型的设定理论和方法结合应用案例数据的分析,应该成为计量经济学课程内容改革的方向,进行课程教学内容讲授的主要方向,以有利于提高学生应用计量经济学理论解决实际问题的能力,具体而言,计量经济学课程内容体系的改进可以从以下几个方面进行完善:

3.1 案例导向的计量经济学理论内容讲授

由于经济管理类的本科生大多数将直接走向实际的经济管理工作岗位,因此,在本科阶段的计量经济学课程的目标应当定位为:学生掌握计量经济学的基本理论与基本方法的同时,能够运用这些方法解决实际的经济问题。因此,本科阶段的计量经济学教学中,在掌握计量经济学理论与思想之后,引导学生从现实经济生活中发现问题,简化繁琐的数学推导教授,应用案例讲解并逐步培养学生把计量经济学、经济学理论和软件应用相结合去解决问题的能力,通过分析现实问题掌握计量经济学的基本理论。

在讲授计量经济学过程中,要努力增加特色经济学案例,丰富课堂教学内容,通过对模型建立和结果分析,激发学生的学习兴趣,启发学生思考,进而培养学生发现问题、分析问题的能力,做到通过案例教学巩固基础理论。案例教学需要有合适的案例素材,需要任课教师投入大量的时间和精力建设案例库,案例素材可以借鉴国内外水平较高的学术期刊上比较有代表性的学术论文讲授解决,如《数量技术经济研究》、《农业技术经济》等杂志上的论文,让学生学习计量经济学知识的综合运用,对于论文中存在的疑问发动学生展开讨论,老师加以适当的讲解。

3.2 计量经济学应用软件内容讲授

计量经济学软件比较多,由于课时有限,在实际的教学过程中,重点讲解一种软件,并且教授该软件的主要操作,演示操作SPSS,SAS,EVIEWS中的一种。做到精益求精,这样在学习计量经济学时,再通过增加一些实验课,通过有组织有计划地安排上机实习这一培养环节,培养学生应用软件解决实际问题的能力,提高学生的实践操作能力。

在每一章节讲授完相关理论和案例后,必须运用软件计算的时候,需要在课时中抽出一节课的时间,通过软件操作演示,对Eviews软件的基本功能和基本操作通过案例实际操作演示的形式进行详细的介绍,让学生掌握基本的应用功能性命令。

摘要：针对目前计量经济学教学过程中存在的问题,在借鉴国外计量经济学教学内容的基础上,以目前大多数高等学校本科计量经济学课程教学内容体系的完善为研究目标,提出计量经济学的课程教学内容体系进行完善的内容方向,以期达到提高学生应用计量经济学知识分析实际经济问题的能力的目的。

关键词：计量经济学,教学内容,改进方向,分析

参考文献

[1]李子奈.关于计量经济学课程教学内容的创新与思考[J],中国大学教育, 2 0 1 0(1):18~22

[2]李子奈.计量经济学(第二版)[M].高等教育出版社, 2 0 0 5年版.

[3]Wooldridge, Jeffrey. Introductory Econometrics[M]. The MIT Press,2001

[4]邱东,李子奈,肖红叶.经济学类专业统计学、计量经济学课程教学现状调研报告[J].中国大学教学,2007(11):17~2 0

计量经济学分析报告 篇3

关键词：股票指数；有效性；协整；资产定价

我国资本市场近年来发展迅速。2014年11月，沪港通正式开通，进一步开放了我国的资本市场，增强资本市场的综合实力，市场的有效性也值得关注。关于有效性的检验，国外学者Lai.k.s和M.lai 在1991利用协整理论，研究了汇率期货市场的有效性；国内学者刘伟，王汝芳（2006）和胡顺义（2009）对中国股票市场有效性进行了实证。本文在国内外已有经验的基础上，分别从价格发现功能和CAPM的资本定价理论以检验我国资本市场的有效性。

一、随机游走过程检验资本市场的有效性

本文选择的随机游走模型验为：Pt=Pt-1+εt，εt为白噪声。若股票价格遵循随机游走，意味着市场有效性假说成立。如果股票价格变动能够符合历史信息的随机游走性质，则认为股票市场达到弱式有效。

本文选取了上证综合指数（SZ）和深证成分指数（SC）1991-2013年上证综合指数和深证成分指数年末数据。

（一）序列的单位根检验

通过时序图发现，SZ和SC并没有明显的随时间上升或下降的趋势。对原始序列进行单位根检验。SZ和SC序列单位根检验结果如下：

从表1可以看出，SZ和SC序列均为非平稳序列，即服从随机游走，说明随机游走假设在股票市场成立，即股票市场达到弱式有效。

然后，对SZ和SC一阶差分后进行单位根检验，检验结果如下：

t检验统计值为-2.218566，大于1%置信水平下的临界值，而小于置信水平5%和10%下的临界值，表明，在5%和10%的显著性水平下，残差序列et为平稳序列。因此，在5%和10%的显著性水平下，上证综指SZ和深证成指SC之间存在协整关系。协整关系模型如下：

SCt=-1091.039+3.828807SZt+et

协整关系模型表明，我国股票市场上，深圳成指与上海综合指数存在长期均衡关系，上海综合指数每变动一个单位，深圳成指将变动3.828807个单位。

二、从资本市场CAPM模型的定价理论出发检验市场的有效性

1、CAPM资产定价模型的概述

CAPM 理论认为，市场风险溢价等于证券组合的期望收益率与无风险收益率之差，再乘以系统风险 （β系数） ，其标准的数学表达式为：E（Ri）=Ri+βi[E（Rm-Ri）]。

其中，β=cov（Ri，Rm）/σ2m，E（Ri）是股票的期望收益率，Ri是无风险利率，βi是股票的系统风险测度，E（Rm-Ri）是股票市场组合的期望收益率。

笔者首先从沪A股市场随机选取25支股票。并最终以2008-1～2013-6的月收益率为研究对象。本文研究的市场收益率选取的是上证综合指数，因为上证综合指数比较符合CAPM理论中所描述的市场组合。

本文用双层回归的分析方法对CAPM进行检验，主要包括时间序列检验和横截面数据检验。将时间分为三段，第一段：2008.1-2009.12，第二段2010.1-2011.12，第三段为2012.1-2013.6。

第一步：利用第一段时期计算各个股票的β值：

Rit=α+βiRmt+eit

其中25只股票的回归结果数据过多，在此不做列举。

Rit代表股票的月收益率，βi是估计参数，Rmt是月份的市场收益率，eit为回归估计残差。根据第一个数据序列得到n个β值，按其大小进行排列组合，将这25只股票分为五个股票组合，其中每个组合里面有五只股票。其中股票组合的比例按照均差收益率准则计算，在五个股票中找到最优组合点。再将比例运用到第二期的数据中去。

第二步：结合第二期数据，计算出每个组合的月收益率，并对组合的收益率和市场组合收益率进行序列回归，组合的β值可以由下一公式得到：

Rpt=α+βpRmt+ept

其中，Rpt代表组合在月份的收益率，βp是估计参数，Rmt为在月份市场的平均收益率，ept是估计残差。运行结果如下：

4.3163770.02480.0003

在横截面检验中，利用实践序列中得到的组合β值，结合第三期的数据对组合的β与组合平均收益率进行回归，回归结果如下：

Rpt=0.001547+0.019783βpt

Sd.=（0.009130）（0.027476）

t= （0.169417） （0.719982）

为了证明超额收益率是由唯一的系统风险决定，在回归方程中需要加入非系统风险因素，由σpt表示，则回方程为：

Rpt=（0.023008）（0.209605）（0.334634）（0.140633）

Sd.=（0.023008）（0.209605）（0.334634）（0.140633）

t=（0.799909）（-0.562968）（0.721684）（-0.157267）

从以上分析可以看出，CAMP 模型并不适合我国上海的股票市场，股票的收益率与股市系统风险之间相关性很差，系统性风险不能很好地解释收益变动情况，非系统风险因素在股票收益中有着不可忽视的作用，而且股票收益率与系统风险之间也不存在 CAPM 理论所预示的线性关系。（作者单位：中国建设银行广西分行）

参考文献：

[1]孙敬水，马淑琴.计量经济学[M].清华大学出版社，2014.

[2]刘伟，王汝芳. 中国资本市场效率实证分析——直接融资与间接融资效率比较[J]. 中央财经大学学报，2006年第1期.

计量经济学分析报告 篇4

一、引言

随着近年来“三农”政策和“建设社会主义新农村”政策的不断深化，中国农村的经济条件得到较大改善，农村居民的收入增长较快，2010年农村居民纯收入增长率超过城市居民。

农村通信对于促进农村经济发展，提高抗灾、减灾能力，以及促进民族团结和加强国防建设都具有重要意义。十六大报告中提出了“全面建设小康社会”的目标，以及“以信息化带动工业化，以工业化促进信息化”的伟大战略；政府将解决好“三农问题”作为工作重点。从对农村的政策影响来看，政府加强农村基础设施与服务体系建设，实施“村村通”农村信息化建设，为农村信息化提供基础设施。而随着“家电下乡”政策的逐渐深入，更多的终端设备进入到农村居民的生活中。因此，积极、有效、合理地发展农村通信，以通信水平的提高带动和促进当地经济的发展是提高我国信息化建设整体水平，实现“全面建设小康社会”目标的必然选择。

二、我国农村通信发展现状

我国农村通信的发展水平总体而言基本适应大多数农村地区的经济发展需求。但是，相对于全国城镇电信发展而言，发展农村通信，尤其是广大欠发达地区的农村通信仍存在较多问题。

1．农村通信发展相对滞后

近年来，在我国电信业务快速发展、电话用户大幅增长的同时，我国农村通信发展相对滞后，形成鲜明的反差。一是农村电话用户增长不断下降。2001年农村电话用户新增1671.8万户，增加数较2000年下降了5.2%，2002年仅新增1000万户，下降达40%之多；二是农村电话用户数占全国电话用户总数（包括固定电话和移动电话）的比重逐年下滑。2000年为22.5%，2001年为21%，2002年又下降了2个百分点为19%，截至2003年8月为18.1%；三是2002年全国通电话行政村比重达到87.9%，难以进一步提高。虽然农村电话用户绝对数在上升，但新增用户数从2000年之后呈下降趋势。已通电话行政村比重在1997～1998年间有个飞跃，之后增长平缓，甚至2001～2002年没有增长。

2．城乡之间通信水平存在着极大的差距

从全国来看，2002年农村固定电话普及率水平不到10%，是城市的三分之一左右。在中西部地区差距更明显，以重庆为例，2002年城市固定电话普及率已超过20%，农村仅为8%，城市和农村月单机话务量也有很大差距。3．不同农村地区经济发展不平衡，通信水平也存在着极大的差异

这种现象在东、中、西部地区的比较中十分明显，主要有以下两点：一是不同地区农村居民通信消费习惯对比差异较大。有的地方农村居民的通信消费习惯还未养成，还有待于引导和培养，这类地区较为典型的表现是过年过节时的话务量剧增、增值业务的应用少、零次用户比例大；二是不同地区的来去电话比例差异明显，欠发达农村地区来话远大于去话，当地收入水平难以提高（按县区级电信分公司的统计）。通常经济发达农村地区来去话比例基本在1：1至2：1之间，经济落后的农村地区来去电话比例一般在3：1以上，有的甚至超过了10：1。

三、我国农村通信发展的困难及原因分析

1．农村地区的通信消费不旺限制了农村通信发展

从消费需求来看，农村经济发展相对缓慢，尤其欠发达地区的经济是以农业以及低层次、低附加值的行业为主，农村居民对外经济联系较少，对电信的需求不旺。以浙江省丽水市为例，当地的农村电话话务量基本以本地话务量为主，长话去话零次户为48.7%，计费零次户比例为2.11%。

从消费能力来看，农村地区的经济发展水平相对较低，农民的人均纯收入较低，决定了农民的消费能力偏低。2001年农村居民人均纯收入2366元，城镇居民人均可支配收入6860元；农村、城镇居民人均生活消费总支出分别为1741.1元、5309.0元；农民人均交通通信支出占生活消费总支出的6.32%，城镇居民则占8.61%。

从消费习惯上看，目前大多数农民在观念上还是认为电话只是消费品，不能带来效益，由一般3：1的来去电话比例可以看出农村电话用户多是接电话而不向外打电话，这就造成农话的消费较低，阻碍了农话建设资金的快速回收和农话经济效益的提高。另外，传统节假日农村话务量猛增，与平时差距明显，例如江西都昌县春节前后的1个月话务量超过了一般月份的20%～30%以上，这是因为农村居民在外打工情况较多，另一方面农民在日常生活中还不习惯于通过电话进行沟通。

2．农话亏损严重影响农村通信的持续发展

农话亏损额居高不下，仅广东、上海、江苏、浙江和山东五省市，2000年亏损为14.7亿元，2001年为18.4亿元。2002年亏损更加严重，山东省就达7.6亿元。造成农话亏损的因素一般有以下几个方面：

（1）农村通信投入大，建设运行维护成本高 农话分布的典型特点是：多、远、散；乡镇、行政村、自然村数量多，中继距离、用户接入距离远，农户的聚居程度低、用户分散。全国共有2126个县，平均每个县有21.4个乡镇，县到乡的典型距离为20公里；每乡平均有16.3个左右的行政村，乡到村的典型距离为5～10公里。不同地区的地理地形千差万别，并且人口密度差异大，建设造价相差悬殊。如浙江萧山的人口密度达到807人/平方公里，甘肃山丹的人口密度只有38人/平方公里，农村电话户均综合造价变化幅度也很大，少则1000元，多则5000元以上。因此，农话单线建设成本大大高于市话。

在大部分落后的农村地区，电力供应不能充分保证，经常停电或电压不稳，极易造成中断事故，造成机房空调不能正常工作，室内温度、湿度不符合设备要求，容易引发设备故障。另外，由于交通不便，也增加了电信员工的维护工作量。除此之外不少地区气候恶劣，自然灾害频发，甚至偷盗电缆的事件也时有发生，有的县级电信公司每年由此损失数十万元甚至到上百万元。

（2）资费水平的降低减少了企业的收入

2001年对农村资费体系的调整，将固定电话的本地网营业区范围扩大到行政县（含县级市，下同），在同一行政县内通话均执行本地网营业区内（市话）资费标准。由于本地网营业区间通话中，约40%为县内区间通话。营业区扩大到县后，农村用户的通话费支出大幅度减少。这有效的减轻了农村用户的负担，在一定程度上促进了城乡的交流，但同时使企业在农村通信上的收益进一步降低，甚至加大了在某些地区的亏损。

（3）历史遗留问题增加了企业的负担

首先是农话大发展时期的影响。在1996～1997年前后，农村地区曾有过一段农话快速发展的时期。由于当时设备较贵、厂家较多，导致设备型号兼容问题逐渐突出，设备更新、折旧和维护费用增加。其次是邮电分营等一系列人员、资产剥离过程中，提供农话服务的企业（中国电信、中国网通）留有较多的人员负担。

3．企业对农村及边远地区的通信投资不断减少

电信体制改革使企业成为市场主体，特别是近年来，电信市场逐渐引入竞争后，市场竞争日趋激烈，各公司不愿意在市场需求不旺、建设运营成本高的农村地区增加投资。除此之外，电信企业减少对农村通信的投资还有以下几个原因：

（1）资产负债率过高导致资金紧缺 根据调查，中国电信各分公司的资产负债率一般在60%～70%之间，相对过高。如湖南电信资产负债率达到70%，浙江丽水电信的资产负债率为66.67%。资产负债率过高严重影响了企业统筹资金的能力。

（2）企业上市后对投资回报率有更高要求

有研究认为：固定电话户均综合造价1500元，用户ARPU值55元以上，投资回报率才能保证在15%左右，项目才可行。这已成为一些企业论证项目经济可行性的重要标准。调查表明，中国电信在“九五”期间农村电话户均综合造价在5000元以上。2001年开始，中国电信各分公司在进行农村通信项目建设时，加大了成本控制力度，要求将农村电话综合造价从2500～2800元，压低到1000～1200之间，使这两年农村电话户均综合造价基本控制在2000元左右，对超出该标准的项目投资加以限制。而农村广大地区地处偏远，地形多以丘陵、山区为主，且人口分散，满足投资人要求的项目不多，所以企业对农村通信的投资在不断的有控制的减少，而且这一趋势短时间将难以扭转。

（3）新业务、新市场的竞争导致企业投资分流

承担农村通信服务的企业主要是中国电信和中国网通，为了提高企业的竞争力，必须要研究新的业务增长点，加快新兴市场的开发和投资力度。在数据业务方面、3G建设方面等都需要大量的投资，而且分别拓展南北地区的电信业务也需要投资，这都在一定程度上影响了农村通信的资金投入。

四、均衡发展农村以及边远、落后地区通信的政策建议

据统计，2001年我国农民人均纯收入实际增长了4.2%，2002年上半年农民现金收入比2001年同期增长了5.9%，人均收入水平的稳定增长提高了农村居民的消费能力，也将拉动通信消费需求。今后几年，随着国内宏观经济的发展形势继续趋好，农村消费需求的进一步扩大，为农村通信市场的发展提供了广阔的市场和应用空间。但是如果农村通信，尤其是边远、落后地区的通信状况不能保持适度发展，将影响“三农”问题的解决，影响电信业的可持续发展，我国农村经济，甚至国民经济的发展都将受到制约。

为了有效促进农村及边远、落后地区的通信均衡发展，我们将进一步研究和推进下面几项工作：

1．统筹规划，综合利用，推动、引导企业调整经营指导思想

通过对农村通信的基础设施实行长远规划、统筹利用，鼓励和引导企业对农村通信的投入。孤立地看，企业发展农村地区的低端用户难以盈利，如果可以通过资费体系的调整、农话传输网综合利用（同时传广播、电视）等措施，鼓励电信运营企业吸引大量的低端用户群进网，造就更大的市场，在低边际成本情况下不断提高全网通话业务量，提高企业收入，必然会使企业产生新的投资意向，逐步达到良性循环。

2．积极鼓励新技术应用

由于农村地区之间也存在一定差异，需要根据不同地区的具体情况采用有线、无线等多种接入方式，铜缆、光缆、微波、卫星等多种手段。从管制政策、资金等方面鼓励电信运营企业应用适合我国广大农村和边远地区的新技术，鼓励电信设备生产商及科研院所积极研发适合农村气候条件、地理条件的农村通信设备。

3．尽快建立有中国特色的电信普遍服务基金

随着电信市场的逐步开放、电信竞争格局的形成，主要靠电信运营企业内部交叉补贴的办法保证落后地区的农村地区普遍服务的模式，已不适用于改革后的电信体制。结合我国的国情并借鉴国外的经验，有必要尽快联合有关部门制定普遍服务的具体实施办法。尽快界定普遍服务的范围，建立普遍服务基金，并进行公平、合理、有效地分配运用，以便改善落后农村、贫困地区由于电信用户支付能力低、而建设、运营成本高造成的通信落后状况。

在普遍服务基金建立之前，应该在政策或法规上规定通信运营企业对已经提供的通信服务不能自行解除，要保证已有的通信服务水平不降低。

4．积极开发有用的信息源，为当地经济发展服务，实现当地通信事业的持续发展 农村通信是农村经济发展的基础设施，可以带动和促进农村经济的发展。同时，农村经济的发展又可以加快和推动农村通信的发展，这是我国农村发达地区的实践证明的。

信息服务对于掌握社会及市场动态、带动经济发展意义重大。我国已通电话的行政村尚且缺少信息服务；何况还有14.7%的行政村未通电话，更缺少信息交流的条件。未通电话的行政村基本分布于中西部地区和老少边穷地区，这些地区农村生产生活性资料信息源极度缺乏，如市场购销信息、科技交流信息、劳务市场信息等。这种情况不利于“三农”问题的解决。因此建议国家有关部门和当地政府牵头，鼓励各类企业共同创造丰富的农村信息源，为农民提供能带来实际利益、提高农民科技文化素质的业务和应用，促进农村通信消费，也为农村通信的发展注入活力。

5．在税收和财务等方面进一步扶持和倾斜

西方经济学教学分析报告 篇5

本学期教授了04工商管理和04会计本科班的《货币银行学》《货。币银行学》是电大金融专业的必修课，也是教育部确定的11门“财经类专业核心课程”之一。该课程主要内容涵盖了货币、信用、利率、银行的理论及相关业务；金融市场的分类与认识；货币供求理论及其均衡；通货膨胀的发生及治理；货币政策与宏观经济调控；金融与经济的关系等方面。所选教材(《金融学》,中央广播电视大学出版社，2004年版)内容全面翔实，同学们要在有限的时间里学好学精实属不易。怎样学习才能达到事半功倍的效果是大家共同关心的问题，这里就个人的教学体会，谈一点看法。

一、本课程教学目的和教学要求

1、使学生对货币金融方面的基本知识、基本概念、基本理论有较全面的理解和较深刻的认识，对货币、信用、银行、货币政策、金融活动及其宏观调控的理论、运行机制和方法、手段等有较全面的认识和理解。

2、使学生掌握观察和分析金融经济问题的正确方法，培养辨析金融理论和解决金融实际问题的能力。

3、注意使学生树立正确的金融意识和全新的金融理念，努力提高广大学生在金融科学方面的理论和知识素养。

通过学习，学生应按各章节具体要求了解或掌握货币、信用、银行、金融市场、国际金融、货币政策以及宏观金融调控等范畴所涉及的知识、理论、运行规律及其行为主体、分析和解决问题的方法等。

二、课程教学内容

按照教学大纲和教材一体化设计方案，本课程的内容大致可以划分为七个部分：第一篇共三章，主要研究货币与货币制度，包括第一章货币与货币流通，第二章货币制度，第三章国际交往中的货币与汇率。第二篇共三章，主要研究信用与利率，包括第四章信用的演进，第五章信用形式，第六章利息与利息率。第三篇共三章，主要研究金融机构，包括第七章金融机构概述，第八章银行类金融机构，第九章非银行金融机构。第四篇共三章，主要研究金融市场，包括第十章金融市场与金融工具，第十一章货币市场，第十二章资本市场。第五篇共三章，主要研究国际金融与金融国际化，包括第十三章国际收支及其均衡，第十四章国际资本流动与国际金融市场，第十五章金融全球化，第六篇共四章，主要研究中央银行与货币供求均衡，包括第十六章中央银行，第十七章货币需求，第十八章货币供给，第十九章货币均衡。第七篇共三章，主要研究金融调控与金融发展，包括第二十章货币政策，第二十一章金融监管，第二十二章金融与经济发展。

三、教学过程及其实践环节

1、自学。即学生通过阅读文字教材和收看电视课（包括观看录像教材或ＶＣＤ等）来理解和掌握课程基本内容。强调自学是开放教育的基本特点。

2、组织学习小组并经常进行学习讨论。在强调充分发挥学生学习自主性的同时，也要注意激发学生在一起学习时相互鼓励、互相启发的作用。在教学过程中,我们组建了大小不等的学习小组，结合我国金融改革和发展的实际进行了有针对性的讨论。

3、辅导。即在学生自学基础上由教师进行适当的面授辅导，以解决学习中存在的较为普遍的问题。这部分辅导一般占到了总学时数的1/4。在教学过程中,我们还采用了其他辅导形式如电话答疑、网上教学、直播课堂等，这偏重于对学生在学习中遇到的疑难问题、学习中理论联系实际的问题和学习时怎么把握重点等进行辅导。

4、作业。本学期共安排4次作业。学生认真独立地完成了这4次作业，辅导教师认真批改了并据以评定成绩。对作业正确性的判别依据了《货币银行学学习手册》进行。

5、教学研讨。既讨论教学问题，交流课程教学经验，不断提高教学质量；又结合人才培养模式进行深入探讨，实现教学内容与课程体系改革同人才培养模式研究的有机结合。

6、电话答疑：电话答疑分为经常性的答疑和集中性答疑两种。在教学过程中，前者经常进行，后者的具体时间安排提前在网上公布。

7、社会调查。安排了１次大题目为“关于我国货币政策和宏观调控”的社会调查。

8、考核。本课程的考核分为形成性考核和终结性考核两部分。前者主要为平时作业，后者为期末考试。期末考试全国统一命题，统一考试时间，统一平分标准。平时作业占课程总成绩的20%，期末考试占课程总成绩的80%。

计量所整改报告 篇6

按照《邯郸市质监系统开展检测工作整顿的活动方案》通知的精神，我所已经对照市局制定的自查表进行了逐条检查，对检查出的问题进行了认真整改。现将整改情况向市局做一汇报。一．存在的问题

1.计量检定工作检查表第2条，检定设备与配套设备方面，我所测力30T检测标准装置在今年送省局计量院检测时，稳定性和重复性数据不准确。

2．自查表第10条，环境条件中实验室温度和湿度监控方面，长度室和定量包装室的原有的温度湿度计已损坏，不能有效的检测实验室的温度和湿度的变化情况。

3．自查表中第15条，在有效的计量检定规程和有效的技术规范方面缺少2010年版《国家计量技术规范目录》，因而不能及时有效的了解国家计量技术规范的动态及满足实际工作的需要。

4.检查表中第24条，证书格式方面我所加油机和长度的检定证书的格式不符合统一规定的格式，原因是原存有的证书(旧格式)没用完，继续在用。

二．整改的情况

1.30T测力标准装置检测数据不准确的问题，与生产厂家红山机械厂联系后，已于7月12日送厂家进行修理，待检修后经省计量院检定合格后再使用。

2.温度湿度计问题，我所在7月15日已经购买两台干湿度计，经检定后已投入使用。

3.2010版《国家计量技术规范》已购买。

4.检定证书格式问题，加油机和长度的检定证书格式，现已跟换，新的证书格式符合规范要求。

计量经济学分析报告 篇7

但是, 随着引资规模额不断扩大, 大气污染、固体废弃物污染、酸雨以及近几年来严重困扰大家日常生活的雾霾等一系列的环境问题也日益严重。人们开始逐渐意识到, 环境污染会通过FDI的形式从一个国家或地区转移到另一个国家或地区, FDI与环境的潜在关联性开始显现出来。在所有环境问题中, 气候变化对人类生存环境造成了严重威胁, 这是全世界面临的一大挑战。煤炭、石油、天然气等化石燃料燃烧产生的大量二氧化碳是导致全球气候变暖的主要原因。现如今全球变暖已经成为世界范围经济和政治关系的一大焦点, 经济建设过程中我国不断增长的能源消耗和二氧化碳排放量已经引起各国的重视。在2009年的哥本哈根世界气候大会上, 美国更是提出了以中国承诺减排作为自身减排的条件, 中国政府也明确做出了到2020年完成碳强度减排40%~50%的目标, 这一举措无疑使得处于经济转型发展期的中国面临巨大的国际压力。

1 文献综述

关于FDI对东道国 (地区) 环境影响最为盛行的一个观点便是“污染天堂”假说 (Pollution Haven Hypothesis) 。在经济建设初期, 为了吸引更多的外资或促进本国就业, 发展中国家往往会在环境管制标准上做出让步, 自愿施行较低的环境标准, 从事较多的是“肮脏行业”, 出口的多是污染密集型和资源消耗型产品, 从而沦为发达国家的“污染天堂”, 因而FDI会加剧东道国的环境污染[1]。与此相反的是“污染光晕”假说 (Pollution Halo Hypothesis) , 其认为FDI不仅不会恶化东道国的环境质量, 通过清洁技术、高生产效率以及环境管理经验的转移, 反而有助于改善区域环境污染[2]。综合来看, FDI对东道国的环境有正面效应, 但是通过一定的隐蔽性“合法性”以及长期性, 也会对东道国的环境产生一定的负面影响, 在发展中国家表现的尤为明显。作为世界上引进外资最多的发展中国家, 中国各地方政府如何把握好当前国际环保大趋势、协调FDI与环境保护间的关系成为众多学者研究的重点。

总体来看, 已有的研究大多采用传统的面板模型[3]或时间序列[4]分析FDI与环境污染之间的关系, 采用空间计量方法[5,6]的较少。然而传统的计量模型一般假定各个地区的污染排放是互相独立的, 这显然与客观事实不相符。由于相对地理位置、风向以及水流等客观因素, 一个地区的环境质量必然会受到其邻近地区污染排放的影响, 环境污染存在很强的空间联动性。如果忽略这种空间相关性, 模型估计结果将会出现较大的残差方差和检验统计量较低的显著性, 也无法保证回归模型参数的可靠性, 经典计量经济分析关于变量在空间上的独立性、随机分布的隐含假设受到质疑。

2 研究方法与数据

2.1 样本数据

本文采用的空间样本数据, 剔除了我国台湾、香港、澳门特别行政区, 以及FDI规模较少的西藏自治区, 共30个省、自治区和直辖市。样本区间为2009—2012年, 数据主要来源于《新中国六十年统计资料汇编》, 以及各省份统计年鉴及统计公报《中国能源统计年鉴》。

2.2 指标选取

二氧化碳排放量 (CARBON) :由于京都议定书的排放目标是每年总排放量, 而不是碳排放强度等指标, 所以本文选择二氧化碳排放总量指标。到目前为止, 我国还没有统计或者公开发表各省区的二氧化碳排放数据, 只能通过各种能源的消费进行估算, 但学术界也并没有关于碳排放量计算的统一标准。综合考虑, 本文参考2006年联合国政府间气候变化专门委员会 (IPCC) 为《联合国气候变化框架公约》及《京都协议书》编写的《国家温室气体清单指南》第二卷 (能源) 第六章提供的计算方法, 根据各种能源的消费加总计算得到各省区的二氧化碳排放估算量[7]如下:

其中:CARBON表示测算的各种能源消费的二氧化碳排放总量;i表示消费的各种能源, 在本文中主要是煤炭、石油、天然气3种;E为各种能源的消费总量;δ为二氧化碳排放系数, 目前提供这个系数的权威机构有IPCC、国家发改委、美国能源情报署 (EIA) 、美国能源部 (DOE) 等。本文使用的是发改委在《中国应对气候变化国家方案》中提出的二氧化碳排放系数, 即煤炭、石油、天然气的二氧化碳排放系数分别为2.56 t CO2/t标准煤、1.92 t CO2/t标准煤、1.45 t CO2/t标准煤, 以此计算得到二氧化碳排放量, 单位为万t, 用CARBON表示。

外商直接投资 (FDI) :目前我国的大气污染主要来源于工业产业, 而流入中国的FDI有70%进入了制造业领域, 其相关行业往往也是污染大户, 所以FDI的大量涌入加剧了我国的环境压力, 但是FD企业可以通过促进经济增长、技术转移来直接或间接地影响区域环境质量, 因此FDI是影响我国二氧化碳排放的重要因素。本文中采用实际利用外资额来度量区域引资水平, 将统计数据按照当年人民币对美元的年平均汇率折算为人民币, 单位为亿元, 用FDI表示。

国内直接投资 (DDI) :为了减少变量遗漏所造成的估计结果偏差, 在具体模型中增加了影响二氧化碳排放的我国对内投资部分, 本文采用历年全社会固定资产投资总额减掉对应的FDI数额, 单位为亿元, 用DDI表示。

3 实证方法与模型设定

3.1 空间效应检验

一般而言, 在经济研究中出现不恰当的模型识别和设定所忽略的空间效应主要有两个来源:空间依赖性和空间异质性。空间依赖性 (也叫空间相关性) 意味着空间上的观测值之间缺乏独立性, 一个空间单元上的变量观测值与邻近空间单元上的变量观测值相关联。空间异质性是指每一个空间区位上的事物和现象都具有区别于其他区位上的事物和现象的特点, 经济社会发展存在较大的空间差异性, 大多用经典计量学方法就可以解决。

将空间相关性考虑进来以后, 在建立模型进行研究分析之前, 一般要进行空间相关性的检验。如果证明存在空间效应, 则需要将其纳入模型分析框架之中;如果没有表现出空间效应, 则可以采用一般估计方法 (如OLS) 估计模型参数。本文采用全域、局域空间相关性检验相结合的办法来检验我国各省域二氧化碳碳排放的空间效用。

3.1.1 全域空间自相关分析

全域空间自相关 (Global Spatial Autocorrelation) 分析, 是一种可以衡量各个区域间整体上的二氧化碳排放分布的空间差异程度和空间关联的分析方法。作为标准化的空间自协方差, Moran’s I指数可以对我国二氧化碳排放的全域空间相关性进行检验。全域Moran’s I指数用向量形式的定义如下:

其中:, Yi表示第i地区的观测值 (如本文中的二氧化碳排放) , n为地区总数 (在本文中为30个省份) , Wij为空间权值矩阵, 用以定义空间对象的相互临近关系。

全域Moran’s I的取值范围为[-1, 1], 若其数值大于0, 表示正相关, 值越接近于1时表明具有相似属性的集聚在一起 (即高值与高值相邻、低值与低值相邻) , 取值为1表明完全正相关;若其数值小于0, 表示负相关, 值越接近于-1时表明具有相异的属性集聚在一起 (即高值与低值相邻、低值与高值相邻) , 取值为-1表示完全负相关;而若Moran’s I指数越接近于0时表明属性是随机分布的, 或者不存在空间自相关。

绘制空间相关关系的Moran’s I散点图, 可以将二氧化碳排放分为4个象限, 用以识别各个省份与其他临近省份之间的相互关系:右上方是第一象限, 表示高排放的省份被其他高排放的省份包围 (H-H, 高-高) ;左上方为第二象限, 表示低排放的省份被其他高排放的省份所包围 (L-H, 低-高) ;左下方为第三象限, 表示低排放的省份被其他低排放的省份包围 (L-L, 低-低) ;右下方为第四象限, 表示高排放的省份被其他低排放的省份包围 (H-L, 高-低) 。第一、三象限为正的空间自相关性 (空间依赖性) , 暗示了相似省域二氧化碳排放之间的相互聚集;而第二、四象限为负的空间自相关性 (空间差异性) , 表示具有不同二氧化碳排放省份之间的一种空间关联;如果各个省份碳排放均匀的分布于四个象限之内, 则说明各省份之间不存在空间相关关系。

3.1.2 空间关联局域指标LISA分析

当涉及到局部空间集聚的存在与否, 需要揭示每个省份对全局空间相关性的贡献时, 就要运用局部空间关联指标LISA自相关分析, 以检验局部地区高值或低值是否在空间上趋于集聚。

3.1.3 空间权值矩阵的选择

进行空间自相关分析之前, 首先要选择合适的空间权重矩阵。本文采用的是各省份的相关数据, 鉴于相邻省份间有共同的边界, 采用较为常用的Rook一阶邻接关系空间权重矩阵。

3.2 空间模型

空间回归模型的特别之处, 是通过空间权值矩阵W对普通的回归模型进行修正, 其主要包括空间滞后模型 (SLM) 和空间误差模型 (SEM) 。

3.2.1 空间滞后模型

空间滞后模型主要研究相邻机构或地区的行为对整个系统内其他机构或地区的行为存在影响的情况, 即扩散效应 (或溢出效应) , 其模型形式为

其中:Y为被解释变量;ρ为空间回归系数, 反映了相邻省份的观测值Wy对本省份的影响程度;W为n×n的空间权值矩阵, Wy为空间滞后因变量, 体现了空间距离对各省份之间的作用;X为n×k的外生解释变量矩阵, 参数β主要反映了自变量X对因变量Y的影响;ε为随机误差向量。

3.2.2 空间误差模型

在空间误差模型中, 其空间依赖作用存在于扰动误差项中, 度量了邻接地区关于被解释变量的误差冲击对本地区观测值的影响程度, 其模型形式为

其中:Y为因变量;X为n×k的外生解释变量矩阵;W为n×n的空间权值矩阵;ε为随机误差向量;u为正态分布的随机误差向量;参数β为自变量X对因变量Y的影响因素, λ为因变量向量的空间误差系数。

3.3 计量模型的设定

经过上面的分析, 结果有关的经济理论, 本文设定的基本计量模型为

其中:ln CARBON、ln FDI、ln DDI分别表示各省份的二氧化碳碳排放、实际利用外资数、以及国内直接投资的自然对数;C表示常数项;α1和α2分别为相关的回归系数;ε为随机误差项。

4 我国二氧化碳排放的空间格局及其集群现象

为了对我国各省份二氧化碳排放的情况做出一个合理的描述, 本节以30个省份为空间单元, 以2009—2012年各省份的二氧化碳排放及其平均数作为衡量指标, 首先采用全域空间相关性指数Moran’s I及局域Moran’s I散点图检验了各省份的二氧化碳排放在空间上的自相关及集群现象;其次用局域空间相关性分析方法 (LISA分析) 进行了更加深入的分析, 以揭示相邻省份碳排放之间的空间关系;最后, 用空间加权回归的方法对碳排放、外商直接投资以及国内直接投资之间的关系进行了实证分析。

4.1 二氧化碳排放的空间自相关及集群现象检验

首先计算全域空间相关性指数Moran’s I, 结合局域Moran’s I散点图, 对各省份的二氧化碳排放在空间上是否存在自相关及集群现象进行了检验。利用Geo Da软件计算各年份碳排放的Moran’s I指数, 统计结果, 如表1所示。

由表1可以看出, Moran’s I值都通过了1%水平下的显著性检验, 表明2009—2012年间各省份的碳排放及其平均值表现出较强的空间正自相关, 各省份碳排放水平的空间分布并不是表现出完全的随机性, 而是表现出相似值之间的空间集聚。

注:采用了Rook一阶邻接空间权值矩阵;在随机性检验性中, 采用999permulation;***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

我国各省份碳排放表现出相似的空间分布特征, 即各省份二氧化碳排放在空间上呈现出正自相关性。在2009—2012年的4个年份中, 二氧化碳排放的Moran’s I散点位于第一象限 (HH) 、第三象限 (LL) 的省份总计占样本总数的比重分别是63.33%、56.67%、60%以及63.33%。这进一步证实了我国二氧化碳排放存在显著的空间正自相关性, 大部分省域呈现出集群的特征, 如图1~图4所示。

4.2 二氧化碳排放的局域空间相关性

采用局域空间相关性分析方法 (LISA分析) 上述对全域空间相关性分析进行补充。在4个年份中, 以北京为中心的环渤海地区始终分布在第一象限, 是高碳排放区且与其他省份呈现出空间正相关关系;新疆则一直位于第三象限, 呈现出低碳排放的态势, 与其周边省份也呈现出负相关关系;四川省则从第四象限跃迁到第三象限。显著性检验中, 山东和四川2个省份始终通过了1%的显著性水平, 新疆省始终通过了5%的显著性水平, 河南、河北则始终通过1%或5%的显著性水平。

5 实证分析

上述空间相关性分析虽然分别从全局和局域两个层面剖析了我国二氧化碳排放的空间格局, 但这并不能揭示碳排放与FDI之间的关系。通过建立空间计量模型, 可以探寻二者之间的深层数量关系。

5.1 普通最小二乘法估计

为了比较存在空间因素与否所产生的不同结果, 本文首先选择双对数模型作为最基本的回归模型, 采用普通最小二乘方法对样本期间内的我国各省份碳排放、外商直接投资与国内投资之间的关系进行了普通最小二乘估计, 估计结果, 如表2所示。

注:括号内的为P值***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

根据Anselin等[9]提供的空间模型形式判别方法, 如果在空间依赖性的检验中发现LMLAG较之LMERR在统计上更加显著而R-LMERR不显著, 则可以断定空间之后模型较为合适;相反, 如果LMERR比LMLAG在统计上更加显著, 且R-LMERR显著而R-LMLAG不显著, 则可以断定空间误差模型更加恰当。从上述空间依赖性检验中可以看出, 各个年份的LMLAG和R-LMLAG的统计值均通过了1%的显著性水平检验, 而对应的LMERR和R-LMERR均没有通过10%水平的显著性检验, 因此应该建立空间滞后模型进行估计。

5.2 空间滞后模型估计

由于自变量存在内生性, 如果仍采用最小二乘法估计空间计量模型, 将会导致参数估计有偏或者无效。Anselin[10]的研究发现, 采用极大似然估计法估计空间计量模型中的参数, 将会在很大程度上解决这一问题。利用Geo Da软件估计各年份及平均值的SLM模型, 估计结果, 如表3所示。

注:括号内的为P值***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

比较表2和表3中的估计结果可以发现, 空间滞后模型的拟合优度检验值显著高于最小二乘回归模型, 但本文采用的是极大似然法估计参数, 拟合优度的检验意义不是很大。在各个年份, 空间滞后模型的对数似然值均高于相应的普通回归模型, 而AIC和SC值均小于相应的普通回归模型。这也证实了空间相关性是影响环境质量的重要因素, 普通回归模型由于忽略了空间相关性, 其估计结果显得不够恰当, 而空间计量模型估计结果更加稳健与合理。在SLM模型中, 空间滞后项ρ估计值均为正, 统计检验上高度显著, 这意味着中国各省域的二氧化碳排放在邻近省域之间存在空间溢出效应, 它们在促进碳排放增长方面的活动是相互影响的。

6 结论

本文利用空间计量方法实证分析了FDI对我国省域二氧化碳排放量的影响, 实证结果表明, FDI对我国二氧化碳排放总量存在负效应。也就是说, 外商直接投资不仅部分地解决了我国起飞阶段中的资金问题, 同时还有利于改善我国的大气环境质量。这可能是我国各省份大力引进外资的同时, 也带来了发达国家的一些环境友好型的清洁生产技术和管理经验, 溢出效应促使一部分企业采用先进的绿色技术, 提高了能源燃料的利用率, 降低了其生产活动对空气质量的不良影响。作为一个发展中国家, 在招商引资的过程中我们无法避免资源消耗型、污染密集型产业的转移进入, FDI对当地环境的潜在威胁仍然是需要我们高度重视的, 但切忌“因噎废食”, 还是要充分发挥外资对中国经济发展的积极促进作用。国内后发地区要借鉴经验, 实施可持续发展战略, 倡导绿色投资, 实行选择性引资。

实证结果也表明, 我国省域二氧化碳排放存在空间溢出效应。鉴于此, 我国各省市地方政府可以通过跨行政区域的合作以遏制大气污染扩散, 实现区域共赢。相比较外资而言, 我国对内投资部分对二氧化碳排放存在显著的正效应, 我国国内企业应该学习和借鉴外商先进的生产技术与清洁技术, 尽量减少以污染换增长的发展模式。

摘要：基于2009—2012年中国30个省份的年度数据, 采用空间计量经济学的方法对我国FDI与二氧化碳排放之间的关系进行了研究。实证结果表明, 我国各省份的二氧化碳排放在空间分布上呈现出一定的空间正自相关性和空间集群效应, 外商直接投资与我国的二氧化碳排放总量存在负效应, 有利于改善我国的大气环境质量。我国可采用跨区域合作的形式治理大气污染, 国内投资部分更应该注意采取措施环保措施。

关键词：外商直接投资,二氧化碳排放,空间计量经济学

参考文献

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衍生金融工具计量基础分析 篇8

衍生金融工具一般分为两大类：一类是金融市场上推出的全新的金融业务；另一类是在 传统的金融业务的基础上通过改造后的创新。尽管衍生金融工具种类繁多，彼此的性质差别 很大，但它们仍有某些基本的共性：它一开始就赋予一方在潜在有利条件下与另一方交换金 融资产的权利，或者在潜在不利条件下与另一方交换金融资产的义务；由于交换条款是在衍 生金融工具形成时确认的，随着金融市场价格的变化，那些条款对双方都有可能出现有利的 一面或不利的一面。

衍生金融工具的特点

衍生金融工具是确定交易双方在未来某个时间对某项金融商品所拥有的权利和所承担义 务的合同，在交易成立时，它即形成某个企业的一项金融资产，并同时形成另一个企业的一 项金融负债。衍生金融工具所代表的金融资产和金融负债具有高度的风险性、价值等特征。

1、具有虚拟性

衍生金融工具独立于实物运动之外，却能给衍生金融工具持有者带来一定收入。衍生金 融工具本身并没有价值，只是代表着权力和义务的一纸契约。具有虚拟性特征的衍生金融工 具脱离了实物交易过程，独立于实物交易之外。例如，期货市场上进行期货交易，有90％以 上并没有实物交割，而是通过对已交易的衍生金融工具进行反方向交易，进行差价结算。

2、 价值受制于基本金融工具

衍生金融工具是由基本金融工具派生出来，不能独立存在。因此衍生金融工具本身并不 具有价值，其价值是从基本工具的价值中衍生出来的，在相当程度上受制于相应的基本工具 ，衍生金融工具是以基础工具的价格为基础，交易时不必缴清相当于相关资产的全部价值的 资金，只要缴纳一定比例的押金或保证金，便可进行交易，市场的参与者只需动用少量资金 即可控制资金量巨大的交易合约。因此，衍生金融工具交易具有“杠杆效应”，如果实际的 变动趋势与投资者预测的一致，就可获得丰厚的收益；但是一旦预测有误，便可能出现巨额 亏损，使投资者受到严重损失，甚至危及整个金融市场的稳定。

3、构造灵活复杂

衍生金融工具在设计和创新上具有很强的灵活性，既可以通过对基本金融工具和衍生金 融工具的组合，又可以将各种衍生工具再进行组合，还可以根据各种参与者所要求时间、杠 杆比率、风险等级，价格等参数重新予以设计。衍生金融工具如对期权、互换的理解和运作 本来已经不易，再加上采用各种组合技术，使得衍生金融工具更为纷繁复杂、导致大量金融 衍生的新产品难为一般投资者所理解，难以明确风险所在，更不容易正确运用。

衍生金融工具的计量基础分析

1、历史成本及公允价值

计量是在资产负债表或损益表中决定已确认报表项目的货币金额的过程，它实际上涉及 两个问题：一是确定计量尺度，就是确定采用的计量基础。会计计量应真实地反映被计量对 象的价值，以便于相关信息使用者预测和决策的需要。在现行实务中，财务报表以名义的货 币单位为计量尺度，即货币购买力随着时间的推移而发生的流动不予调整。在衍生金融工具 会计中仍以名义的货币单位为计量尺度。关于计量基础主要包括以下几种：历史成本、现行 成本、可变现净值、贴现值、现行市价和公允价值等。衍生金融工具作为一种高风险的避险 工具有很大的不确定性，多数衍生金融工具是人们对未来利率、汇率等因素的发展变化所做 的主观预期，其发展结果可能是利得，也可能是损失。对于这种不确定性，应采用何种计量 模式进行计量，如何计量，不仅影响衍生金融工具的确认入账，而且也影响着衍生金融工具 在会计报表中的信息披露。

传统会计理论中，会计计量是建立在历史成本基础之上的，历史成本是资产实际发生的 成本，反映了资产或负债交易时的历史记录，有客观性和可验证性。按照这一原则，进行会 计计量时只能依据已经发生的成本，而不是可能发生的成本，同时各报表项目按历史成本入 账后，一般不得随意调整账面价值，以保持信息的可比性。但是，从决策有用性来看，历史 成本仅能提供过去的信息，并不能反映现时价值，因此不能反映企业真实的财务状况和经营 业绩。历史成本的取得也存在问题。衍生金融工具初始投资很少或者为零，在未来结算，有 的衍生金融工具，如远期合约、互换等，在企业签订合约时，并不需要付出代价，历史成本 为零；参与期货交易需缴纳的保证金，不是进入合约的代价，也不是历史成本。其签约时的 初始净投资（历史成本）并不能反映它的价值和风险情况，由于其价格波动很大，历史成本 难以追踪市场价值变动情况，因而，历史成本的可靠性和相关性都受到了很大影响，用它来 计量衍生金融工具是不适宜的。

鉴于此，需运用另外一种原则来代替历史成本以计量衍生金融工具，即公允价值（Fair Value）。它是指熟悉情况并自愿的交易双方，在公平交易的基础上进行资产交换或债务结 算的金额。公允价值的优点，在于可以提供比传统的历史成本更相关、更易理解的信息。这 体现在：（1）可以使目前和潛在的投资人、债权人等外部的信息使用者对于企业的财务状 况以及经营成果有一个更真实的了解，衍生金融工具价值的变化能及时确认和反映，以便于 他们做出正确的决策。（2）可以使企业管理层这一内部信息使用者更有效率地评价企业的 投资和筹资决策的效果,有利于正确考核企业经营者的业绩,进行风险管理。（3）可以更真 实地反映企业资产的变动情况，能更好地揭示受托资源的使用和保持情况，维护不同产权主 体的利益。如可以在财务报表上报告那些没有初始成本的衍生金融工具（如利率互换）。美 国FASB在SFAS133中也认为：“公允价值是金融工具最相关的计量属性，是衍生工具惟一相 关的计量属性"。此外，由于社会经济的变化与信息技术的迅速发展，资本、金融市场高度 发达，网络技术和远程通信技术的发展，以及会计人员的职业道德与职业水平的不断提高， 也为公允价值的使用提供了社会条件。

能否找到一种既恰当又便于理解、计算的具体估价方法是决定公允价值计量优劣的关键 。目前国际金融市场上千种的衍生金融工具中，只有一小部分具有发达的市场，广泛的流通 ，其它大部分都是为少数客户专门设计，适合于特定的目的，不具广泛流通性。对这部分衍 生金融工具来说，未来现金流量的折现是公允价值的最佳途径。而对有发达市场的衍生金融 工具来说，市场为公允价值提供了最好的参考。

2、我国可采用的计量模式

我国衍生金融工具的计量沿袭了国际会计准则第25号《投资会计》的处理方法，即按持 有衍生金融工具的目的不同，采用不同的计量方法：（1）若企业持有某项金融工具是出于 长期考虑，准备持有至到期日，应按历史长期成本计量，以后一般不再调整账面记录；到期 时，账面价值与实际价格之间的差额确认为损益。（2）若企业持有金融工具的目是为了出 售或准备出售，则应按公允价值予以陈报，其价值的变化或记入当期损益，或记入所有者权 益部分。因此，衍生金融工具的计量出现了历史成本与现行公允价值并存的局面。对于初始 确认的金融资产和金融负债，以契约开始生效时的公允价值进行计量；契约生效后的金融资 产和金融负债的计量基础要视企业管理当局的持有目的和意图来进行：（1）如果企业打算 将金融工具长期持有或持有至到期日，按初始确认时的公允价值计量，无需处理其后因公允 价值变动而形成的损益。但下列情况除外：第一，当企业有证据证明所持有的资产可能遭到 损失时，可按预计收回金额的贴现值重新计量，由此形成的差额损失全部计入当期损益；第 二，企业所持有的资产属于非定期或者不是按定期收回的资产，且重估价值跌至初始价值以 下时，可以对账面价值进行调整，差额计入当期损益。（2）当企业是为了保值目的而持有 金融工具时，按报表日的公允价值或现行市价进行计量。因公允价值或现行市价变动所形成 的损益，在损益得到确认时才计入损益表。如果所保值的对象是未来交易，则将因公允价值 或现行市价变动所形成的损益予以递延。（3）若企业不打算长期持有至到期日，或者不是 为了保值而持有衍生金融工具，则按其在报表日的公允价值或现行市价进行计量，因公允价 值或现行市价的变动所形成的损益计入当期损益。