计量经济论文范文10篇

时间:2023-03-18 23:27:20

计量经济论文

计量经济论文范文篇1

(一)经济学模型

1.空间权重矩阵。

此经济学模型的空间以及位置信息的数据信息表现力非常强,且主要强调其空间位置的关联性。通常情况下,空间权重矩阵会依照以下两种方式来进行空间区域划分,一种为距离标准,一种为临界标准。两种分类方式都建立在假设距离的基础上,单元距离的经纬信息是衡量距离标准的主要依据,空间权重元素是空间临界判断的主要依据。

2.线性回归模型。

最近几年,线性回归模型在空间计量经济分析中的应用范围越来越广泛,与空间权重矩阵模型相比,该模型的空间依赖性很强,且具有一定的滞后性,因为该模型中的空间变量元素都会随着因变量以及外部环境的变化而变化,所以当存在误差项的元素引入线性回归模型时,其模型中的各因变量都会存在空间滞后项。

3.空间误差模型。

误差是进行空间经济分析不可避免的一种数据处理现象,任何数据及时经过精确的数据分析和处理之后都会存在出现误差的风险,这种风险是无法避免的,但是可以通过空间误差模型尽可能地避免或降低。误差出现的主要原因在于,模型中的变量因数出现空间自回归现象,随即抽取的变量因素会在变化位置上引发函数紊乱现象,造成误差项空缺。

(二)模型选择方法

通过上述对空间计量经济学模型进行系统分析可知,不同区域特质,引用的经济学模型不同,其主要依据如下:

1.数据干扰情况。

对于区域空间相互之间没有联系的空间计量经济模型而言,采用空间误差模型更为实用,该模型可以将空间内各经济数据以及相应的变化参数都如实的描述在模型当中。

2.数据描述的准确性。

对于空间权重矩阵模型而言,在数据描述之后,应对其数据反应的假说进行经济学分析,分析显示假说不能被拒绝,则该计量数据所反应的经济增长情况真实,如果被拒绝,则该空间权重矩阵模型的元素引入分析方式是失败的,并不能如实反应出区域内空间经济增长情况。

3.使用方法。

通常情况下,如果经济学模型使用的数据分析方法混杂,则通常需要采用一些特殊方式来进行数据处理,有时甚至会应用到两种经济学模型。线性回归模型在模型数据处理方面占据绝对优势,测算出的经济增长理论具有一定的可信性。

二、基于空间计量经济视角探讨区域经济增长特点

(一)索洛-斯旺模型

索洛-斯旺模型表现出的扩展形式空间计量模型是经济增长理论研究发展的主要经济学依据,在空间计量模型中是颇具代表性的经济学模型。

(二)区域经济增长特点案例分析

1.研究样本。

本文以单元样本为研究对象,对市级行政区内的经济增长情况进行分析,与省级经济区相比,市级经济区在现代经济建设、经贸发展上具有很强的说服力,可以客观的反应出经济增长的惯性特点。与县级经济区相比,市级经济区的发展能力较强,影响其经济增长效果的因素非常多,所以市级行政区可以充分体现空间对经济增长的影响。

2.变量选取。

人均GDP:本文对全国市级行政区2008-2012年的人均GDP数值进行了整理。资本存量比:资本存量在区域内的GDP比重是衡量经济增长流量的重要依据,通过数据分析计算各市级物质资本存量可以增加投资价格的内部结构,保证投资价格处在一个恒定的区间内,使区域内的经济增长速率处在一个相对平稳的状态。人口增长率、经济生产设备折旧率、技术增长率:人口增长率对市级经济区域的劳动力影响很大,众所周知,劳动力是推动经济发展的主要动力,所以在折旧率与技术增长率增长速度相对缓慢的情况下,要想实现空间经济发展目标,必须从根本上提高市级经济区域内的劳动力份额。

3.结果。

将样本数据以及其他变量引入索洛-斯旺模型之后。

(三)基于索洛-斯旺模型探讨区域经济增长特点

通过对上述方程式进行分析可知,固定空间内的市场经济份额和空间区域内的其他影响经济增长的因素有密切关系,通过拓展形式的空间计量出来的结果,其测量值在预期的三分之一。经济增长和人口增长、经济发展水平、经济重心转移等都有密切关系。通过论述影响市级区域经济的因素可知,在特定的模型效应下研究空间对经济增长的影响,必须要充分考虑其变量因素和定量因素,在显著性水平下,开展扩展形式的经济增长研究。其主要分析内容如下:

1.除特定模型效应外,不同模型的对经济增长的空间性论述结果和论述过程各不相同,其不同点不仅表现在促进经济增长的个别因素上,还表现在影响区域内经济市场的政府政策。

2.空间自回归模型对误差的检验效果很好,通过LM检验可以精准地测量出市级区域内经济空间发展的特征和水平。将样本数据、变量因数、人口增长率、经济生产设备折旧率、技术增长率引入索洛-斯旺模型之后,研究人员可以通过数据发现经济在空间环境上发展具有一定的误差性。

3.从拟合的角度上分析,截面和时间效应不仅可以增加其研究模型的拟合程度,还能在一定程度上提升整体模型的特定效应。包含亚变量的空间面板上必须制定相应的传统非空间变量,以满足研究人员对经济增长情况的分析。

4.资本比重是检验索洛-斯旺模型是否具有有效性的重要工具,因为资本比重是所有经济猜想的主要内容之一,通过资本比重指标,研究人员可以清晰的分辨出界面特定相应是否优于该研究模型。

三、五大经济区空间计量分析与横向比较

利用拓展空间计量模型对市级区域经济增长情况进行了系统空间计量分析可知,我国各大区域的经济增长特点突出,从空间视角上看,五大经济区都符合空间计量分析标准。

(一)区域划分

自改革开放以来,我国经济进入了全面复苏的时代,以功能性为划分依据,我国被分为4个经济区域,中部、东部、西部、东北部。进入21世纪后,随着西南城市的发展,我国西部经济区逐渐演变为西南部和西北部两部分。五大经济区无论是在经济发展政策上、还是在经济建设上都体现出了形态迥异的发展特征。

(二)模型的设定

截面固定效应和空间面板模型是分析效果最好的空间计量模型,本文将采用上述两种空间计量模型对五大经济区的空间经济增长特点进行系统分析。得出以下结论:

1.五大经济区所表示的空间误差数据相对真实,能体现出数据在空间形态中的变化特点,在5%显著性水平下,空间误差模型所表现出的经济增长特点,适用于五大经济区。

2.西部的数据在模型中的拟合程度很高,中部、东北部数据的拟合程度较低,其原因可能在于中部、东北部国有企业所占份额比较大,其经济增长受我国市场的影响较小。

3.资本比重在模型效应上依旧保持三分之一,可以体现出空间对经济区域的影响力是趋于稳定的,经济体制、国家政策、劳动力等其他因素都不会对其空间经济形态产生较大影响。

(三)横向比较

1.特定效应对五大经济区的拟合优度影响非常弱,目前非空间因素在模型中已经逐渐找到了自身的分析重心,并能够在对数似然的水平下完成模型数据对比,这种对比结果可以加大数据系数,提高模型的显著性水平。

2.从解释能力上分析,空间拓展空间计量分析模型相对于传统经济增长特征分析模型,其在数据条件分析上具有一定的环境优势。东部、西部、东北部各省市经济区域都能够满足非空间经济增长模型,并没有体现较强的经济收敛性。

计量经济论文范文篇2

计量监管是确保市场经济有效运行的基本手段。在现代化的市场经济中,计量科学技术对建立和维护社会主义市场经济体制起着十分重要的作用,特别是在贸易洽谈、技术交流等活动中,都要靠计量得以保证,否则社会经济生产无法正常运转,没有精确的计量仪器和测量方法,科学实验甚至高新技术的研究与进步将不能正常进行。我国在法律方面相继颁布《中华人民共和国计量法》、《零售商品称重计量监督规定》等法律法规,以广西壮族自治区为例,通过颁布《广西壮族自治区计量条例》以及县级以上计量测试研究所(院)等手段来强化计量监管对于市场经济运行的保障作用。

2目前的市场经济对计量监管提出的挑战及存在的问题

2.1计量监管力度不够,技术机构法律意识淡薄。对于计量执法力度,执法人员在工作时,被检查对象拒检或者群众围攻的情况屡见不鲜,尤其是集市贸易、偏远乡镇地区,由于监管对象分散、覆盖范围有限,无疑加大执法的难度,说明我国在计量方面缺乏有效的监管手段,且处罚力度也不够。目前的许可证制度采取一次合格审查多次监督复查的形式,对于大多数企业和监督部门而言,监督手段有限,使日常监督抽查流于形式,归根究底源于我国的法制计量滞后和不够完善。如《计量法》是在85年制定实施,经过近三十年的发展,该法多条款项已不适应当前市场经济发展需要。因此,在接到消费者计量方面的投诉时,没有严格的处理流程和对外公开机制,加上违法成本低,投诉成本高,且处罚力度也不够,消费者往往选择放弃投诉,使违法行为得不到有效查处。

2.2计量技术机构人员素质偏低,人才短缺。部分县市的技术机构检测人才匮乏,计量检定队伍的素质有待提高。计量工作人员在日常工作中缺乏紧迫感和危机感,工作积极性不够、有得过且过的思想,工作能力和业务素质无法适应新经济形势的发展,在日常监管过程中对计量法律法规及如何运用等方面的知识相对缺乏,对计量器具的使用方法和原理知之甚少,对电子技术、电脑、综合实验等新兴技术的使用不够灵活或不会使用,大多数计量检定人员的思想状态仍处于度量衡的传统时代,严重影响计量监管职能在当今市场经济中的有效发挥。

2.3计量技术机构重复建设严重,服务意识薄弱。计量工作量广面宽,需要人力物力方面的配套完善,检查技术装备实时维护和不断更新,这些都离不开财政补贴,一旦经费得不到满足,在开始市场检查时会出现逃检、拒检、漏检等情况,据调查,美国强制管理的计量器具共45种,且主要是度量衡器,工业计量不受政府部门的监管,由工业企业自行监管[2]。美国强制管理的计量器具不多,为提高工作效率他们将检定和执法合并,而我国实行强制管理的器具多达116种,其他计量器具各级计量行政部门还进行监督检查,投入的财力资源造成严重浪费,效果差强人意。对外服务窗口是联系百姓与政府的桥梁,是搭建计量监管的有力平台,而目前部分省市质量技术监督部门对外服务窗口的建立仍是空白。

3如何在市场经济中发挥计量监管的作用

3.1建立完善的信息反馈系统,畅通计量监管渠道。随着互联网的不断发展,质监部门应该积极完善信息反馈系统的建设,使社会公众可以随时根据需要查询各种计量器具的准确使用方法,消费者还可利用计量器具的条码随时通过互联网或手机或短信获取到该计量器具是否已检定的信息查询,其次,各个地区的质监网站应设立监督投诉模块,公示投诉流程图,如消费者遇到某些不法商家使用未经检定或经检定为不合格的计量器具,可通过多种信息渠道告知当地质检部门查处,既有效约束不法分子的违法行为,又提高计量监督的效率,使百姓意识到“投诉有因,处理有果”的监管理念,维护消费者合法权益。

3.2学习外省先进计量监管理念,营造和谐计量环境。以广西为例,面对较为落后的经济发展环境,广西在计量监管方面应与时俱进跟上社会发展的脚步,积极学习外省先进的计量监管理念。为推动计量监管工作,北京市质监局与中石化北京石油分公司共同研究,决定依据国际标准,在公司内建立测量管理体系,对油品的运输、储存和销售进行全过程、全方位的计量数据有效管理,及时对加油站的计量检测工作进行系统控制[3];山东泰安市充分利用“5•20世界计量日”、“3•15国际消费者权益日”、“6•6爱眼日”等有利时机,联合医疗卫生单位、眼镜店、计量器具生产企业等,组织开展免费测试、开放实验室、计量器具新产品展示[4]。同时,强化“重视民生计量,营造和谐计量环境”理念,将关系老百姓日常生活和生命安全的诸多计量管理工作列入质监部门的重点工作之一。在各级行政机关和技术机构的监管下,大力加强宣传和管理力度,将计量监管延伸到市场经济的每一个主体上,使计量监管进社区、进企业、走进千家万户,形成计量监管无处不在、处处都有、消费者安心、企业满意的社会和谐局面。

计量经济论文范文篇3

一是通过江苏省林业局林业产业办公室,梳理、整理泗阳县现有的林业产业发展资料,把握其林业产业发展的整体情况和区域分布特点。从省农委、省统计局、县农委、县统计局及其网站等收集泗阳县农村、农业发展的基本材料,特别是农村收入、农户收入的材料和数据,并进行探索性的分析和研究。通过查阅文献资料,全面了解和把握林业产业及农民收入的含义、历史、现状及相互关系等;二是通过实地调查对农户和企业进行走访和座谈,了解和掌握农户及企业的基本情况和经济收益情况。机械抽取200农户进行实地调查和访谈,调查了解2000~2012年间每年的经济收入及其来源构成,包括家庭经营性收入、工资性收入、经营支出及纯收入等;对企业主要调查和访谈企业基本规模、企业效益、企业对地方经济的贡献、企业对农民增收的途径、及企业增加农民收入的数量估计等。

二、研究方法

利用实地调研和统计资料获得的数据资料,运用定性分析与定量分析相结合的方式,科学选取解释变量和被解释变量,建立计量经济学多元一次模型,进行相关性等分析,并根据回归分析的结果,科学评估林业产业发展对农民收入的影响。

1选择样本根据实地调查以及当地林业局、统计局提供的数据,选择泗阳县农民2000~2012年人均收入及林业产业收入构成为样本。由于泗阳县特色经济林果及综合利用、生物质能源林培育及野生动植物培育利用产业发展较为缓慢,农民在这3大产业中获得的收入较少,对农民收入影响很小,故不予考虑。

2选择变量考虑到调查数据的可获得性及研究目的,以农户人均收入为因变量,即被解释变量,农户经营从事林业各产业的收入为自变量,即解释变量,

三、结果与分析

1相关性分析对变量进行相关分析。利用EVIEWS6.0软件,绘制Y关于X1、X2、X4的散点图。由图1可看出,Y与X1、X2、X4均呈线性相关关系。为确定变量的相关程度,现进行变量相关系数的计算。本文采用KarlPearson的简单相关系数[4],其数学表达式为根据调查整理所得的数据,利用EVIEWS6.0软件,进行相关性分析,得出各变量相关系数矩阵表,数值P值是表示2者相关性是否有意义的指标。一般而言,相关系数在0.8以上称2者有高度相关关系,0.8到0.5之间为中度相关,小于0.5视为不相关。一般P值的数值小于0.05,表示2者间的相关系数有意义。由表3可知,X1、X2、X4这3个自变量均与因变量农户家庭人均收入Y显著相关,且P值都小于0.01。其中,影响最大的是农户从事森林与湿地生态旅游产业获得的收入X4,其次是农户从事板材加工产业获得的收入X1,3者中影响相对较小的是农户从事林木种苗产业获得的收入X2,符合调查实际,表明对这些变量做回归分析是合理可行的。

2回归分析运用EVIEWS6.0软件进行回归分析,其结果见此回归方程的拟合优度R2=0.999935,修正的决定系数为0.999914,说明此方程对样本拟合得很好,自变量对因变量的解释力度大。F统计量为46267.24,表示此方程通过了方程显著性检验,即F检验,在统计上有意义。P值=0,表明方程高度显著。由于各系数的P值均小于0.05,此方程通过了回归系数显著性检验,即t检验,系数是合理的。由此回归方程可以看出,泗阳县农户从事板材加工产业、林木种苗产业、森林与湿地生态旅游产业所获得的收入对农户人均收入的影响都是正向显著的,其中影响最大的是森林与湿地生态旅游产业,其次是板材加工产业,影响相对较小的是林木种苗产业。

四、小结与建议

计量经济论文范文篇4

信息技术的开发与应用催生了一批新兴产业的迅速发展。近30年来,信息技术制造业作为关联度和带动度极强的产业取得了突飞猛进的进步。在美国和日本,韩国和台湾,信息技术产业已取代传统产业,成了国民经济中最大的支柱产业。现代信息产业已跃居美国头号产业,以信息技术为主的知识密集型产品和服务出口已占出口总值的40%。中国信息产业近10年来年均增速达到32%,大大高于其他产业,成为国民经济的重要产业。更重要的是,信息技术制造业的发展有利于对传统产业的设备进行改造,促进了传统产业的结构变化,从而有利于产业结构调整和升级,提升经济的整体竞争能力。总体来看,中国产业参与国际竞争的过程已渡过了早期的制造业代工的阶段,进入了以自主创新和技术引进相结合驱动产业升级的新阶段。

在创新理论中,技术创新主要是过程创新和产品创新,过程创新的目的在于提高生产率和降低单位产出的投入。相比较而言,产品创新更为重要。在产业层次,R&D的大部分是用于新的、质量更高和性能更好的产品创新而不是工艺创新。例如瑞典工业R&D总量中,75%-90%用于产品创新,美国为68%,日本为36%。无论是何种创新,其最终影响必须体现在产品或服务上,才能对创新予以真实和准确地评价。在本文研究中,技术创新的内容遵循了熊彼特创新理论的基本思想,技术创新表现为企业或产业对现有技术有效组合运用、创造和吸纳各种新技术知识,向市场提供更好的产品或服务的过程。

本文重点研究了技术创新对中国信息技术制造业增长的贡献和对产业竞争力的影响。第二部分定义了技术创新的指标和选择合适的分析方法,确定了技术创新与产业增长的实证框架。第三部分阐述了中国近十年来信息技术制造业的技术创新和产业增长的速度。第四部分检验了各种技术创新活动与信息技术制造业产出绩效的相关性,重点分析了R&D投入对产品和产出增长的影响。第五部分分析了技术创新对信息技术制造业国际竞争力的影响。实证结果表明以R&D经费投入占产业增加值的百分比衡量的R&D投入强度是影响信息制造业发展的关键。第六部分对技术创新促进高技术产业增长进行了国际比较。最后是结论和政策建议。

2指标体系与分析框架

中国对信息技术产业的界定参考了OECD的产业分类标准,确定了医药制造业、航空航天器制造业、电子及通信设备制造业、电子计算机及办公设备制造业和医疗设备及仪器仪表制造业为高新技术产业。因此,将电子及通信设备制造业和电子计算机及办公用品制造业界定为信息技术制造业。技术创新使用投入和产出二类指标进行量化。投入指标包括R&D经费投入和人力资源投入二种,经费投入分为R&D总经费投入,R&D内部经费投入,新产品研发投入,技术改造投入和技术引进投入五个指标。技术创新的产出指标也使用了五个指标。一是以新产品产值作为技术创新的实际产出。在我国的统计体系中,新产品产值是指工业企业在报告期内销售新产品所实现的收入,代表了所有技术创新投入要素或相关要素的最终产出。二是以出货值作为技术创新的相对产出指标,它是衡量产业的发展水平和该产业国际竞争力强弱的指标。三是以专利作为技术创新的潜在产出指标。专利是创新的一种成果,代表了发明创造实现商业化的潜在机会。四是产业的总产值,衡量产业的生产能力。五是产品销售利润,表示产业获得收益的大小。分析所采用的指标及其含义下表1。

实证分析应用了Pearson关系矩阵检验了技术创新投入和产出指标之间的相关性,利用Granger因果检验和主成分分析法辨别要素之间的因果关系,进而建立技术创新与产业增长和竞争力的回归方程,确定技术创新对新产品产值、产业的产出增长和竞争力的影响程度。

3技术创新投入与增长绩效

3.1中国的信息技术制造业的技术创新

信息制造业1995年R&D总投入为30.2亿元,其中政府投入占8.9%,企业投入占80%。2004年总投入增加到428.47亿元,政府投入比例下降到2%,企业投入比例上升到87%。10年R&D总投入增长了14.1倍,增长速度远高于其它行业。其中,1995年政府投入信息技术产业的R&D经费为2.78亿元,2004年增加到8.37亿元,增加3.1倍。企业投入从24.85亿元增加到317.17亿元,增长了12.76倍。由此可知,信息技术产业的R&D投入一直以企业为主导,创新的动力主要来源企业从销售收入中的投入。

数据来源:2002年高技术产业统计年鉴,北京,中国统计出版社,2003。2005年高技术产业统计年鉴,北京,中国统计出版社,2006

在产业的技术创新的构成中(见表3),从事创新活动的机构数量从1995年的964个下降到2003年的537个,但2004年恢复到847个,处于不稳定的变动状态。但参与技术创新的总人数则不断增加,年均增加8千多人。从事技术创新的科学家和工程师人数也增加了5万多人。各种技术创新的经费投入比例变化非常明显,从1995年到1997年技术改造经费占的比重最大,但是到了2004年比重最小,而新产品研发经费和内部经费从1995年的比重最小发展到了2004年所占比重最大。2004年,这两项投入占到了全部经费的85%左右。技术创新投入在90年代中后期主要是以技术改造和引进为主,而从2000年以来则明显转移到R&D和新产品开发。反映了我国信息技术制造业正在经历从技术引进和改造向自主创新变化。

数据来源:2005年中国统计年鉴,北京,中国统计出版社,2006。2002年高技术产业统计年鉴,北京,中国

统计出版社,2003。2005年高技术产业统计年鉴,北京,中国统计出版社,2006

3.2信息技术制造业的产出增长和经济绩效

1999年中国信息技术制造业总产值为2536亿元,产业附加值为636亿元,实现利税186亿元。到2004年,总产值达到22699亿元,产业附加值为4592亿元,实现利税1031亿元。十年间,总产值增长了8.9倍,年均增加2000亿元,附加值增长了7.2倍,年均增加395.6亿元。利税增长了5.5倍,年均增加84.5亿元(见表4)。信息技术产业的增长速度非常明显。占中国经济产出约10%,已经成为中国制造业中的重要产业。

而反映技术创新成果的新产品产出,在1999年的产值为537亿元,占整个产业产出的20%,到2004年占整个产业的产出比重虽然只上升了5%。但销售收入则从387亿元增加到5368亿元,增长了13.8倍,年均增加498.1亿元。实现利润从44亿元增加到382亿元,增长了8.7倍。由此比较,新产品的经济绩效明显优于整个产业。

中国信息技术制造业的出口份额也在逐渐提高,1995年信息技术制造业的出货值为931亿元,到2004年增长到14106亿元,10年间增长了15倍。出口份额也从1995年的38.2%增长到2004年的69.4%,我国高技术产业在进出口一直出现逆差的情况下,但从2004年开始改变,第一次出口超过了进口,反映了我国信息制造业的国际竞争力不断增强。也是我国近几年了整个高技术产业科研投入不断加强,技术不断提高,自主创新的结果。

以产业增加值/产业就业人数计算劳动生产率,自1995年以来,高技术产业的劳动生产率始终保持较高的增长趋势,年均增速高于制造业1.7个百分点,达到20.5%。自1995年以来电子及通信设备制造业劳动生产率增长了2.5倍,电子计算机及办公用品制造业劳动生产率增长了1.8倍。2004年二个产业的生产率分别达到11.1万元/人和14.8万元/人,远高于制造业的劳动生产率,也高于其他三个高技术产业(见表5)。

,各种经费投入、人力资本投入和新产品产值的相关程度都非常高,可以确定各种经费投入和人力投入对新产品产值的影响是显著的。但是需要考虑两个问题。第一,由于各种经费投入和人力资本投入之间的相关度也非常高,如果建立多元回归方程,则会出现多重共线性问题,使方程解释能力下降,因此需要分别对每一个指标采用一元回归方程。第二,以上Pearson相关系数检验虽然显示变量之间的相关度很高,但是这并不足以说明变量之间存在因果联系。如果直接建立回归模型很可能产生伪回归问题。另外技术创新的经费和人力资本投入并不能马上产生效益,而是有一定的时滞。由于存在这些问题,首先对各个变量进行Granger因果关系检验,以排除多重共线性的影响。样本选取时间长度为1995-2004年,则滞后一期和滞后二期的结果如表7和表8。

结果显示,在滞后一期的情况下,只有新产品研发经费(X3)对新产品产值(Y3)的Granger原因比较明显。而在滞后两期的情况下,只有R&D内部经费(X2)对新产品产值的Granger原因比较明显。这说明新产品研发经费只要一年就可以产生效益,R&D内部经费需要两年才能产生效益。而由于只有10年的数据样本,Eviews无法计算滞后三期的Granger因果关系强弱程度,因此无法衡量X4、X5和X6产生效益的滞后期和效益大小。所以本文只对R&D内部经费投入、新产品研发经费投入和新产品研发投入的绩效进行实证检验。

4.2R&D内部经费(X2)投入对新产品产出增长的作用

根据Granger因果关系检验结果,方程采取自变量滞后两期的形式:

lnY3=a2lnX2(-2)+b2(2)

调整后的样本为:1997-2004,调整后样本数为8,回归结果为:

lnY3=0.550lnX2(-2)+5.665(3)

此方程对现实的解释能力很强,不存在序列自相关问题。回归系数a2=0.550,即新产品研发经费的投入每增加1%,能带动0.550%的新产品产值,说明我国信息技术制造业R&D内部经费投入的绩效比较低,而且还低于新产品研发经费投入的产出绩效

4.3R&D投入对产出增长的贡献

为了分析R&D总投入对信息技术制造业增长的影响,选取R&D经费总额(X1)和R&D人员总数(X6)两个指标来衡量信息技术制造业的R&D资金和人力资本投入。以新产品产值(Y3)和工业总产值(Y4)两个指标反映产业的增长。由此建立测算这4个指标之间的相关程度相关性方程为:

aY3+bY4=c1X1+c2X6(4)

其Pearson相关性检验的结果如表9所示:

通过上述的简单相关系数矩阵可以看到:这4个指标之间呈高度正线性相关性,而且在显著性水平为0.1%时可信度也非常高。可以初步判定信息技术制造业的R&D投入对产业增长的相关程度很大(X1和X6与Y3和Y4的相关系数都在0.98以上,而且双尾检验结果也很显著)。但是多个变量之间的相关关系是错综复杂的,上述4个变量的任何两个变量之间都有显著的简单相关关系,而这种相关关系中夹杂了其他变量的影响,简单相关系数实际上不能完全反映两个变量之间的纯相关关系,例如新产品产值Y3受到R&D经费总额X1和R&D人员总数X6的影响,但是X1和X6之间也存在相互制约的关系,信息技术制造业的R&D总人数X6肯定受到R&D经费总额X1的影响,同时X6也可能对X1起到制约的作用,所以为了确切反映变量之间的相关关系,使用偏相关系数检验法,即分别测算当把X6作为控制变量时X1与Y3和Y4的偏相关系数以及把X1作为控制变量时X6与Y3和Y4的偏相关系数,分别观察信息技术制造业的R&D经费投入和人力资本投入对产

业增长的影响,检验结果如下:

结果显示,当固定X6的影响之后,X1与Y3和Y4的偏相关系数较高而且统计结果的可信度也非常高(都小于0.05),而当固定X1的影响,X6与Y3和Y4的偏相关系数明显偏低。表明信息技术制造业的产出增长对R&D资金投入的依赖程度远高于对R&D人力资本投入的依赖程度。

为了建立回归方程的方便,利用SPSS分析软件采用主成分分析法分别将两个投入和产出指标各生成一个主成分,作为衡量R&D投入和产业增长的综合指标,分别记为XI和YI。表10是XI和YI的生成结果:

可以看到,XI包含了X1和X6两个指标的98.387%的信息,生成的一个主成分YI包含了Y3和Y4两个指标的99.052%的信息,将这两个主成分作为衡量信息技术制造业R&D投入和产业增长的综合指标是十分理想的。由此,建立R&D综合投入对产业增长影响的回归方程为:

YI=a+bXI(5)

对1995-2004年的10样本数进行回归得到的结果为:

YI=0.995*XI(6)

由于常数项的检验无法通过,所以将其舍去。方程(5)的结果显示,在信息制造业中,R&D综合投入每增加一个单位,可以拉动约0.995个单位的产业增长,这个数值没有超过1,可以认为,信息制造业的R&D投入的绩效仍然有很大的提升空间。

由此可以得出四点结论:1、在所有投入因素中,R&D内部经费的投入和新产品研发经费投入产生收益的时滞较短,见效最快;而技术引进经费、技术改造经费和科技人员投入产生收益的时滞较长,至少在3年以上。2、在投入产出绩效方面,新产品研发经费投入优于R&D内部经费投入。3、中国信息技术制造业的R&D经费中能够产生短期收益的经费所占比例较大,说明自主创新产生收益的见效时间最短。而投资于见效慢、周期比较长的技术创新经费所占比例较小。该产业最有效的技术创新方式是加大对新产品研发的投入,虽然对创新的人力资源投入产生收益的时滞比较长,但在长期并不能因此而忽视对人力资本的投入。4、R&D综合投入每增加一个单位,可以拉动约0.995个单位的产业增长,这个数值没有超过1,该产业R&D经费投入的使用效率不高,是信息技术产业技术创新的一个重要缺陷。

5R&D对产业的竞争力的影响

选用行业产品销售利润PR作为衡量行业竞争力的指标,用R&D经费总额X1,科技活动人员数量X6以及专利申请数Y1,新产品产值Y3作为衡量行业R&D综合能力为指标,建立多元回归模型:

lnPR=a1lnX1+a2lnX6+a3lnY1+a4lnY3+b1(7)

样本:1995-2004,样本个数为10,回归结果如下:

模型通过了D-W检验和显著程度为1%的F检验,且模型的相关系数和调整后的相关系数都很高,说明模型的拟合优度很高,而且从整体上看,国际竞争力与自变量间的相关程度也很高。从变量情况看,主成分因子Z通过了显著程度为1%的T检验,表明模型中各变量与国际竞争力相关,但各变量对国际竞争力的影响在程度与方向上存在较大差异。结果显示:R&D经费总额X1,科技活动人员数量X6以及专利申请个数Y1,新产品产值Y3都对信息制造业的产业竞争力有一定的影响。从主成分分析的总方差解释表可以看出R&D经费总额对产业竞争力的影响高达97.61%,说明了在产业发展过程中,R&D经费的投入是提高产业竞争力过程中最主要的因素。

6技术创新的国际比较

6.1R&D投入强度的国际比较

由表12可知,中国制造业和高技术产业的R&D强度远低于发达国家,2004年全部高技术的R&D强度达到4.6%,比较显著的是航空航天制造业高达16.9%,同年,我国制造业的R&D投入强度约为1.9%,与制造业的比较可以看出,我国高技术产业研发强度普遍高于制造业的平均水平。由于我国高技术产业起步较晚,在研发方面的投入普遍不如发达国家,核心技术掌握不够。与发达国家的横向比较我们发现,中国各个产业的R&D强度均低于其它较发达的国家,许多OECD成员国的高技术产业的R&D经费都超过20%,差距之大显而易见。经济全球化的过程中,高技术产业的全球化更加突出。跨国公司在本土投巨资对关键技术和部件进行研究和开发,而将高技术制造业转移到劳动力价格低廉的发展中国家其中了高技术产业高于制造业但是远低于发达国家。发展中国家高技术产业只能采用委托加工方式配套生产外部设备或进行整机组装等技术密集度低的劳动,没有能力进行高强度的研究开发。

从下表我们可以看到世界上主要几个发达国家在信息制造业中的电子及通信设备制造业的R&D投入强度上基本均高于20%,而我国在电子及通信设备制造业的R&D投入强度仅为5.6%,与投入强度最高的法国57.2%相差10倍;在电子计算机及办公设备制造业中R&D的投入强度则以日本为最高高达90.4%,这也是日本近年来在电子行业的快速发展并且在世界上占有主要市场份额的原因所在,美国在该行业的R&D投入强度为32.8%,而我国仅为3.2%。虽然我国在电子行业的发展起步较晚,掌握的技术也比较落后,但是,对于技术含量较高的电子产业来说并不能按照传统产业的发展方法按部就班的来发展,如果这样将永远赶不上世界发展的水平,加大R&D的投入力度,结合世界分工合作的机遇使我们国家从后进型国家变成“赶超型”国家。

数据来源:中国高技术产业统计年鉴,北京,中国统计出版社,2005年;OECDStructuralAnalysisDatabase,2005和OECDTheAnalyticalBusinessEnterpriseResearchandDevelopmentdatabase,2006.

6.2劳动生产率的国际比较

尽管从1995年以来,中国的信息制造业以及整个的高技术产业的全员劳动生产率有了较大的提高,但是与发达国家相比差距非常明显,这个差距不仅仅是技术上的落后,还与我们国家没有完全改变劳动密集程度高的现状有关系。在OECD国家的高技术产业的全员劳动生产率一般都在50千美元/人以上,而我们国家仅为13千美元/人,即使是发展较快的信息制造业中的电子计算机及办公用品设备制造业也只有17.9千美元/人。所以,无论是在整体的发展现状上,还是在行业的发展水平以及拥有技术的先进程度上我们国家都与发达国家有着比较大的差距,也是我们未来发展中要全面重视的问题。

表13部分国家高技术产业劳动生产率(单位:千美元/人)

7结论和政策建议

通过实证分析技术创新对中国信息技术制造业增长和竞争力的影响,得出四点结论。一是新产品研发经费的投入每增加1%,能带动0.550%的新产品产值,新产品研发经费只要一年就可以产生效益,而R&D内部经费需要两年能产生效益。二是R&D经费的投入比例直接影响产业的增长。在信息制造业中,R&D综合投入每增加一个单位,可以拉动0.995个单位的产业增长,这个数值没有超过1,可以认为,信息制造业的R&D投入绩效仍然有很大的提升空间。三是R&D经费投入总额对产业竞争力的影响高达97.60%,说明了在产业发展过程中,R&D经费的投入是提高产业竞争力最主要的因素。四是中国信息制造业技术创新能力与发达国家有较大差距,发达国家在信息技术制造业的R&D投入强度一般都高于20%,而中国平均仅为4.4%,相应地,劳动生产率也只有韩国的一半,与美国相差约9倍。另一方面,我国的R&D经费中能够产生短期收益的经费所占比例较大,而投资见效慢,投资周期比较长的投资经费所占比例较小,说明中国信息制造业的大部分企业对长期研发投资的力度较小,这同样对企业的长期发展与技术的超越性升级不利。

中国经济发展正从工业化初期进入工业化中期,大工业和高技术产业成为发展的重点产业。国家提出了通过技术创新提升产业和经济竞争力的发展战略,信息技术制造业也列为国家重点发展产业。如果只是停留在技术引进和技术改造上,那么中国的信息制造业的科技水平将永远不能超过甚至赶上发达国家的水平,只有通过加大技术创新的经费投入和人力资源的储备,放松产业管制和开放市场增加竞争,改进创新环境和激励机制,提高创新系统的效率,加强国际技术合作,促进国内信息化进程,才能完成中国从世界IT制造工厂变成世界IT创新基地之一。

本文的研究只是检验了技术创新投入对信息技术制造业增长和竞争力的影响程度,那么技术创新投入的力度究竟应该为多少才合适,在企业资金允许的情况下应该怎样有效率地分配技术创新资源,乃是需要进一步研究的问题。

【摘要】基于Pearson关系矩阵、Granger因果检验和回归分析,本文研究了1995-2004年中国信息技术制造业技术创新的6个关键指标对产出增长和产业竞争力的影响。结果显示R&D总投入增加1%,总产出将增长0.995%。新产品R&D经费投入每增加1%,能带动0.550%的新产品产出,新产品研发投入只要一年就可以产生收益,而技术引进和技术改造则至少需要3年才能产生收益。技术创新对信息技术制造业竞争力的影响因子为97.60%,是提高产业竞争力最主要的因素。与发达国家比较,R&D强度和效率较低是产业竞争力不强的主要原因。改善创新环境,加大技术创新投入并提高创新效率,是实现中国信息技术制造业从“世界IT加工厂”向“世界IT创新领导者”转变,促进产业结构升级战略的重要途径。

【关键词】信息技术产业R&D生产率竞争力

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计量经济论文范文篇5

在不同环境下,同一个测量设备会有差异化的测量值产生。另外,因为对管理测量设备过分重视,没有对测量点的监控和平衡给予足够的重视,这样企业在结算过程中,就会有较大的差异存在于数据中。

二、借助计量管理水平,提高企业经济效益的策略

一是对计量管理制度进行构建和完善:要结合企业的具体情况,对计量管理制度进行构建和完善,如计量数据档案管理制度、各层计量员的岗位责任制以及计量工作制度等等,只有构建了完善的计量制度,方可以提高计量管理工作水平。同时,制度的确立,也可以将企业内部计量管理人员的工作积极性给充分激发出来,通过计量工作,可以提高企业的生产效率和生产质量。二是要大力培训计量管理人员,促使计量管理人员的业务技术水平得到提升:要对计量管理人员大力培训,促使企业内部计量管理人员对国家计量方面的相关法律制度进行熟悉和掌握,对行业内的工作方法进行熟练掌握,对计量管理工作经验进行总结。同时,通过大力培训,可以深入研究计量测试技术,促使计量工作的技术含量得到提升,对测量设备的发展方向进行跟踪和了解,更好的应用新测试技术,促使测量人员的业务技术水平得到有效提升,提高计量管理工作的质量。如今,计量工作量越来越大,那么就需要对测量新技术和新方法进行探索和应用,以便促使计量技术人员的劳动强度得到降低,测量精确度得到有效提高。三是对计量检测体系进行构建,将更加准确可靠的计量检测数据给提供出来:企业在经营管理中,要想对精确可靠的计量检测数据进行获取,就需要进行计量检测体系的构建工作,同时,也可以促使企业经营管理水平得到有效提升。要科学管理计量工作,对计量器具进行正确的配备和使用。配备齐全计量器具之后,计量管理人员需要对计量测试设备以及计量器具的日常管理工作产生足够的重视,对各类计量器具以及检测设备定期经常的送检以及正确的使用和保养,还需要保管好各计量器具的数据档案等。要周期经常的检定计量测试设备和在用计量器具,保证周期检定合格率,要统一在用计量器具的量值,以便能够准确传递。要想获得准确可靠的计量检测数据,就需要保证计量仪器是精准的,选取的测量方法是科学的,以便更好的服务于企业的生产经营和发展,才可以将更加可靠的信息提供给领导的各项决策。四是将计量数据的作用给充分发挥出来,更好的服务于企业的发展:要想提高企业的经济效益,非常根本的一点就在于计量数据的管理。计量工作质量得到提高,可以促使企业产品质量得到保证,物资能源消耗得到降低,企业经营管理得到有效的改善。计量数据管理工作会对企业各个方面的工作产生直接影响。在企业经营的各个方面,如成本核算、经营管理以及贸易结算等等,都离不开可靠的计量统计数据。比如在生产和检验产品的过程中,通过科学准确的测量,可以促使产品质量得到保证,如果测量数据不够精准,那么产品的质量就会受到影响,损害到产品的经济效益;可以促使企业物资能源消耗得到降低,生产经营成本得到节约,避免一些不必要浪费的产生,对消耗定额进行科学合理的制定,通过监测数据,来对正常工作起到有效的指导作用。部分工作因为需要直接接触到消费者,那么在保证准确度的基础上,还需要控制它的透明度。计量统计数据只有是准确和可靠的,方可以更好的服务于企业的生产和经营,才可以保证领导作出更加科学的决策。因此,我们可以得知,在企业整个经营活动中,计量工作都是非常重要的方面,因此,要想提高企业经济效益,就需要强化计量数据管理工作。

三、结语

计量经济论文范文篇6

(一)内容提要

本文主要通过对我国2004年各地工业总产值进行多因素分析,建立以工业总产值为被解释变量,以其它可能对工业总产值有明显影响的因素为解释变量的多元线性回归模型,并利用模型对工业总产值进行数量化分析,就当前形势下通过何种方式才能提高工业总产值提出一些可供参考的意见。

关键词:工业总产值多因素分析投入固定资产劳动计量经济学

Summary

ThispapermainlybyChinain2004toaroundindustrialoutputformulti-factoranalysis,establishagrossvalueofindustrialoutputwastheexplanatoryvariable,Otherpossibletotheindustrialoutputvaluehasobviousimpactonthevariablefactorstoexplainthemultiplelinearregressionmodel,anduseofindustrialoutputmodelforquantitativeanalysis,onthecurrentsituationbywhatmeanscanimprovetheindustrialoutputvalueofsomeoftheadviceavailable.

Keywords:IndustrialoutputMultivariateanalysisInputFixedassetsLaborEconometrics

(二)建立模型的步骤

(1)建立模型

1、解释变量的选择

被解释变量,直接取工业总产值,用Y表示。

解释变量,即影响解释工业总产值的变量选取哪些呢?

我们知道,对于影响产量的主要变量是投资(K),劳动(L)和技术进步(T),所以在我们选择工业总产值解释变量的时候应该含有K、L,但是由于技术进步(T)的数据我们不可得,所以我们无法将其列入模型中进行定量研究。除了以上两个变量,我们还应该选择一个重要的变量,那就是固定资产,因为工业总产值中很大一部分是由大型工业产值组成的,这些工业的固定资产大小会对他们的产值产生重大影响,比如,一个大型工厂在以前用价值100万的旧生产线生产产品时,投入10万,产值是14万,后来引进新生产线,同样的投入和劳动,产值会是20万,这就表现出固定资产对工业总产值的影响。所以在选择了解释变量K、L之后,我们还要加上固定资产(B)。至此,对于工业总产值影响较大的解释变量我们已经找到。

建立如下产量模型

Y=f(K,L,B,担

其中,凳瞧渌幸蛩氐淖酆洗恚撬婊哦睢

2、模型数学形式的确定

根据经济理论和数理经济学的结论我们可以知道,解释变量K、L、B与别解释变量Y存在线性关系。

另外,我们通过描绘变量之间关系的散点图,通过下图大致可以判断,解释变量K、L、B与别解释变量Y存在线性关系

于是,我们设定工业总产值的模型为

Y=b0+b1K+b2L+b3B+

3、拟定参数的大致范围

资本投入(K)和劳动投入(L)及固定资产(B)的增加都会导致工业总产值(Y)的增加,所以,b1>0、b2>0、b3>0

(2)样本数据的收集

现在做的关于工业总产值的模型中所用的数据为截面型数据,我所收集的数据为我国2004年全国各省的工业企业主要经济指标,包含工业总产值、固定资产原价、主营业务成本和全部从业人员年底平均数。

14-3各地区全部工业企业主要经济指标(2004年)

地区工业总产值

(Y)

单位:亿元固定资产

原价

(B)主营业务

成本

(K)全部从业人员

年平均人数

(L)

(万人)

北京5974.703322.085244.46158.03

天津6119.082476.965197.60168.93

河北10194.404735.218427.93440.99

山西4173.933351.303197.32278.13

内蒙古2327.481866.931859.00110.14

辽宁9140.615538.817696.00354.20

吉林3551.722177.682802.44138.29

黑龙江3955.702990.532789.85187.48

上海14594.155842.6512777.87340.93

江苏29476.6610173.9625208.811018.91

浙江21227.207746.8617862.06861.59

安徽4236.392368.233407.16235.81

福建7516.053014.866185.11364.53

江西2736.691511.752279.37179.17

山东24678.509398.7820133.49935.93

河南9236.804589.397361.50530.25

湖北5329.234129.674245.60235.48

湖南4341.882341.413339.51262.40

广东31519.6110118.8628557.181338.13

广西2242.261503.991809.14126.67

海南429.42306.40341.1414.77

重庆2598.841320.982074.64144.62

四川5303.643515.934221.95297.31

贵州1546.171444.601107.9993.89

云南2344.071839.661616.54103.53

西藏24.8573.0617.072.31

陕西3150.792614.742280.36175.43

甘肃1695.791495.521386.7298.09

青海388.12639.32287.7618.10

宁夏605.19489.34479.3533.11

新疆1656.021675.521206.7356.81

其中,工业总产值就是我们模型中的Y、固定资产原价相当于模型中的B、主营业务成本相当于投入资产K、全部从业人员年底平均数相当于劳动L。

(3)参数估计

对于参数的估计,我们采用计量经济学软件计算相关数据,在这里我们用eviews3.1来计算。

步骤:

1、打开eviews软件,通过file-new-workfile选中undatedorirregular然后在下面文本框中输入1到31建立实验所需表格。

2、在操作区输入datayklb然后按回车键进入数据输入页面并把数据准确输入到相关项目中,如下图

obsKBLY

15244.463322.08158.035974.7

25197.62476.96168.936119.08

38427.934735.21440.9910194.4

43197.323351.3278.134173.93

518591866.93110.142327.48

676965538.81354.29140.61

72802.442177.68138.293551.72

82789.852990.53187.483955.7

912777.875842.65340.9314594.15

1025208.8110173.961018.9129476.66

1117862.067746.86861.5921227.2

123407.162368.23235.814236.39

136185.113014.86364.537516.05

142279.371511.75179.172736.69

1520133.499398.78935.9324678.5

167361.54589.39530.259236.8

174245.64129.67235.485329.23

183339.512341.41262.44341.88

1928557.1810118.861338.1331519.61

201809.141503.99126.672242.26

21341.14306.414.77429.42

222074.641320.98144.622598.84

234221.953515.93297.315303.64

241107.991444.693.891546.17

251616.541839.66103.532344.07

2617.0773.062.3124.85

272280.362614.74175.433150.79

281386.721495.5298.091695.79

29287.76639.3218.1388.12

30479.35489.3433.11605.19

311206.731675.5256.811656.02

3、在操作区输入lsycklb再按回车键,得出软件对这个模型的参数的计算结果如下。

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:06/10/07Time:13:42

Sample:131

Includedobservations:31

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-156.8089133.5327-1.1743110.2505

K0.9793550.04378722.366460.0000

B0.3702630.0901314.1080570.0003

L0.7381820.8556700.8626950.3959

R-squared0.998486Meandependentvar7171.482

AdjustedR-squared0.998317S.D.dependentvar8427.921

S.E.ofregression345.7126Akaikeinfocriterion14.64901

Sumsquaredresid3226965.Schwarzcriterion14.83404

Loglikelihood-223.0596F-statistic5934.064

Durbin-Watsonstat2.028371Prob(F-statistic)0.000000

由上结果得出模型方程如下

Y=-156.8089+0.370263B+0.738182L+0.979355K+

(4)模型的检验

1、经济检验:由上方程可知,b1>0、b2>0、b3>0

符合我们的经济学意义。通过了经济学准则检验

2、统计学检验:由上述软件得出的计算结果可知

①拟合优度检验R=0.998486,很接近1,通过了拟合优度检验;

②回归方程显著性检验F=5934.064,数值很大,通过回归方程显著性检验

③变量的显著性检验T,

解释变量BLK

T检验4.1080570.86269522.36646

由上表可知,K和B的T检验都明显大于2,通过变量显著性检验,可是L的T检验值明显小于2,不能通过变量显著性检验。

我们可以导出这三个解释变量和被解释变量的线性表,可以看出,Y随着K和B的变化而变化,而L几乎和Y没有相关关系。此图说明在我们设定的三个解释变量中,L变量是多余的,我们必须将其舍弃。

舍弃L解释变量后,我们的模型方程变为

Y=b0+b1K+b2B+

我们再通过eviews软件得出这个方程的相关参数如下图

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:06/10/07Time:14:17

Sample:131

Includedobservations:31

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-144.7105132.1864-1.0947460.2830

B0.3882660.0872804.4484850.0001

K1.0042170.03281430.603170.0000

R-squared0.998444Meandependentvar7171.482

AdjustedR-squared0.998333S.D.dependentvar8427.921

S.E.ofregression344.1301Akaikeinfocriterion14.61168

Sumsquaredresid3315915.Schwarzcriterion14.75046

Loglikelihood-223.4811F-statistic8982.774

Durbin-Watsonstat2.012255Prob(F-statistic)0.000000

继而得出我们的新的模型

Y=-144.7105+0.388266B+1.004217K+

可以看出这次得出的参数与前面带有L解释变量的参数相比,在满足的经济学意义检验后,统计学检验R检验变化很小,F检验结果则极大增加,同时K、B的T检验也都通过,可见,这个模型是比较好的。

至此,新的模型方程通过了所有统计学检验

3、计量经济学准则检验:

①序列相关性检验:绘制ei与ei-1的相关图

GENRe=resid(求残差序列ei)

GENRe1=e(-1)(求残差序列ei-1)

SCATee1(绘制ei与ei-1的相关图)

可以看出,ei与ei-1之间不存在自相关

检验误差项凳欠翊嬖谧韵喙兀阂阎狣.W=2.012255,若给定a=0.05,查附表,dL=1.30,dU=1.57,因为dU<D.W<4-dU,依据判别规则,认为误差项挡淮嬖谧韵喙亍

②异方差检验:

将K的样本观测值按升序排列,Y的样本观测值按原来与K样本观测值相对应关系进行排列,略去中心7个样本观测值,将剩下的24个样本观测值分成从量相等的两个样本,每个子样本的观测值个数均为12。排列结果见下

单位:亿元

地区YK地区YK

广东31519.6128557.18江西2736.692279.37

江苏29476.6625208.81重庆2598.842074.64

山东24678.5020133.49内蒙古2327.481859.00

浙江21227.2017862.06广西2242.261809.14

上海14594.1512777.87云南2344.071616.54

河北10194.408427.93甘肃1695.791386.72

辽宁9140.617696.00新疆1656.021206.73

河南9236.807361.50贵州1546.171107.99

福建7516.056185.11宁夏605.19479.35

北京5974.705244.46海南429.42341.14

天津6119.085197.60青海388.12287.76

湖北5329.234245.60西藏24.8517.07

用第一个子样本估计模型,得

Y=52.44415+1.241964K+

残差平方和Σe1i=145350.74

用第二个子样本估计模型,得

Y=530.0243+1.132635K+

残差平方和Σe2i=4680196.526

提出原假设H0:si2=s32…..=.s312

备择假设Hi:si2s22…….s312各不相同

构造F统计量

F=Σe2i/Σe1i=32.20

给定显著性水平a=0.05,v1=v2=12-2=10,查F分布表,

F0.05(10,10)=2.97

因为F=32.20>2.97,所以应接受备择假设,即该模型存在异方差。

上述过程的软件操作如下:

SORTK(样本按K升序排列)

SMPL112(工作区间定义为1-12)

LSYCK(求出Σe1i玻

SMPL2031(工作区间定义为20-31)

LSYCK(求出Σe2i玻

GEMRF=4680196.526/145350.74(求出F=32.20)

将B的样本观测值按升序排列,Y的样本观测值按原来与B样本观测值相对应关系进行排列,略去中心7个样本观测值,将剩下的24个样本观测值分成从量相等的两个样本,每个子样本的观测值个数均为12。排列结果见下

单位:亿元

地区YB地区YB

江苏29476.6610173.96内蒙古2327.481866.93

广东31519.6110118.86云南2344.071839.66

山东24678.509398.78新疆1656.021675.52

浙江21227.207746.86江西2736.691511.75

上海14594.155842.65广西2242.261503.99

辽宁9140.615538.81甘肃1695.791495.52

河北10194.404735.21贵州1546.171444.60

河南9236.804589.39重庆2598.841320.98

湖北5329.234129.67青海388.12639.32

四川5303.643515.93宁夏605.19489.34

山西4173.933351.30海南429.42306.40

北京5974.703322.08西藏24.8573.06

用第一个子样本估计模型,得

Y=-56.29035+1.360224B+

残差平方和Σe1i=2096059.48

用第二个子样本估计模型,得

Y=-8181.280+3.712556B+

残差平方和Σe2i=28414056.94

提出原假设H0:si2=s32…..=.s312

备择假设Hi:si2s22…….s312各不相同

构造F统计量

F=Σe2i/Σe1i=13.56

给定显著性水平a=0.05,v1=v2=12-2=10,查F分布表,

F0.05(10,10)=2.97

因为F=13.56>2.97,所以应接受备择假设,即该模型存在异方差。

上述过程的软件操作如下:

SORTB(样本按K升序排列)

SMPL112(工作区间定义为1-12)

LSYCB(求出Σe1i玻

SMPL2031(工作区间定义为20-31)

LSYCB(求出Σe2i玻

GEMRF=28414056.94/2096059.48(求出F=13.56)

下面应用加权最小二乘法估计模型

软件操作如下:

SMPL131

GENRX=1/(K*B)

LS(W=X)YCKB(以X=1/(K*B)为权数进行加权最小二乘估计)估计结果如下:

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:06/21/07Time:13:50

Sample:131

Includedobservations:31

Weightingseries:X

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1.4856300.886460-1.6759140.1049

K1.1899020.01581175.255680.0000

B0.0824490.0153875.3583930.0000

WeightedStatistics

R-squared0.999935Meandependentvar50.55315

AdjustedR-squared0.999930S.D.dependentvar133.1075

S.E.ofregression1.113330Akaikeinfocriterion3.144353

Sumsquaredresid34.70608Schwarzcriterion3.283126

Loglikelihood-45.73747F-statistic214397.9

Durbin-Watsonstat1.854200Prob(F-statistic)0.000000

UnweightedStatistics

R-squared0.992805Meandependentvar7171.482

AdjustedR-squared0.992291S.D.dependentvar8427.921

S.E.ofregression739.9753Sumsquaredresid15331778

Durbin-Watsonstat1.098686

得出模型Y=-1.485630+0.082449B+1.189902K+

T值(-1.68)(75.26)(5.36)

R=0.999935F=214397.9D.W=1.85

满足所有统计学检验

③多重共线性检验

我们采用逐步回归法来检验我们的模型。我们先把解释变量中的固定资本量B去掉,得出一个模型

Y=3.221972+1.267023K+

T值(19.50)(138.40)

R=0.999868F=219251.0D.W=2.05

可以看出,除了R检验值略小外,其他值都有所提高,B不会引起多种共线性。

我们再把解释变量中的K去掉,得出模型

Y=-58.17087+1.136486B+

T值(-8.88)(12.73)

R=0.986728F=2156.025D.W=2.17

可以看出,几乎所有值都没有原来模型的好,说明该模型缺不了K,K也不会形成多重共线性。

(五)应用计量经济学模型分析问题

长期以来,我们一直把影响产出的因素归结为投资,劳动和技术,这次我们的研究没有涉及技术,只分析了前两者,后来我们发现劳动在其中的作用变的很小,以至于我们将它舍弃,联系到现实生活中我们就不难发现为什么现在下岗工人如此的多,近些年来,由于技术和管理手段的提高,以往的劳动水平已经超过我们需要的劳动要求,劳动的增加已经不能提高产出,反而增加了成本,所以各个企业纷纷裁员。所以,要想提高产出,已经不需要也不能靠劳动力的提高来提高。投入将会在影响产出的众因素中越加凸现出来。

计量经济论文范文篇7

关键词:政策性农业保险文献研究进展

本文利用中国知网数据库(截止到2010-07-21)中的“经济与管理科学”子库,通过对题名为“政策性农业保险”的检索方法,对检索到的文献,从发表年代、发表期刊、主要内容、单位及作者、文献被引用率等不同角度进行了统计分析,从而勾勒出中国政策性农业保险研究的基本状况。

一、中国政策性农业保险经济研究论文的年份分布

统计发现,2002年以前我国没有题名为政策性农业保险的研究论文。2002-2003年我国研究政策性农业保险的经济论文有3篇。这段时期我国政策性农业保险研究贫乏的现象与我国农业保险的发展状况是相一致的。我国农业保险在1982年恢复以后,基本在商业保险框架内试验,国内并没有实施政策性农业保险,因此当时有关政策性农业保险的研究非常少。

2004-2009年中央连续6年的一号文件中都关注“三农问题”,重点提出了建立和完善政策性农业保险制度,鼓励多种农业保险经营模式。这个时期国内新一轮农业保险试点工作进一步展开,有关政策性农业保险的经济研究论文的数量也在稳步增长。

2007年,我国中央财政首次设立农业保险专项款10亿元,开始在吉林、内蒙古、江苏等6个省份推行政策性农业保险保费补贴试点工作;2008年,又增加了10个省区和新疆生产建设兵团。随着政策性农业保险试点工作在全国的开展,我国有关政策性农业保险的研究迅速发展,2007年有关政策性农业保险的经济论文数量比2006年增长了80.77%,2008和2009年发表相关论文分别为75篇和102篇。

通过以上分析我们可以看出,我国政策性农业保险经济研究经历了3个阶段,即(2002-2003年)起步阶段、(2004-2006年)缓慢发展阶段、(2007年至今)快速发展阶段。

二、中国政策性农业保险经济研究论文的期刊分布

在题名为政策性农业保险的相关经济论文中,发表在期刊中的论文有303篇,2篇以上的有30种期刊,共发表文献134篇,占期刊发文总数的44.22%;其中属于2008年中文核心期刊有15种。在发表政策性农业保险经济研究论文的主要期刊中,数目在5篇以上的期刊共有9种(见表1),其中有5种是国家学会、科研、行业主管单位主办的全国性刊物,有4种由相关省级学会主办的刊物。

三、中国政策性农业保险经济研究论文的内容分布

在检索的文献中,引用次数在1次以上的论文有140篇,占论文总数的41.67%。从论文研究内容上对这140篇经济论文进行分类,研究内容涉及到九个方面(见表2),体现的研究特点为:

(一)我国政策性农业保险基础问题的研究已趋于成熟

通过分析有关政策性农业保险论文的研究内容我们可以发现,学者们就开展政策性农业保险的基础理论问题进行了较为广泛的研究。

首先,学者们对我国开展政策性农业保险的必要性进行了论证,指出了我国开展政策性农业保险的必要性。引用次数最高的论文是吴扬(2003)《从“负保护”到积极的政策性农业保险运作——当前中国农业保护政策的必然选择》,指出中国的农业保护政策体系欠缺风险保障制度,与国外相比我国并没有对农业保险提供支持政策,政府的支持是农业保险得以发展的重要保证。

其次,学者们对我国开展政策性农业保险所面临的问题进行了研究,并提出了相应的对策。此类论文数量占统计论文的12.89%,论文总数的第3位。其中引用次数最高的论文是庹国柱、朱俊生(2004)发表的《建立我国政策性农业保险制度问题探讨》,论文对我国开展政策性农业保险制度所面临的问题进行了探讨。

再次,学者们还对我国建立政策性农业保险的制度体系、发展模式进行了大量的研究。此类论文占统计论文数量的第2位,共35篇,占统计论文总量的25%。其中引用次数最高的论文是曾忠东(2004)发表的《关于发展我国政策性农业保险制度的探讨》,通过分析我国政策性农业保险的发展历史,指出我国应尽早建立与市场机制、资本市场有效结合的政策性农业保险制度,并进一步分析了制度的设计,探讨了完善我国政策性农业保险制度的配套措施。

(二)基于地方农业保险实践经验的研究论文较为丰富

由于我国地区差异大,全国各省发展政策农业保险存在差异,都在探索适合当地的政策性农业保险发展道路。在有关政策性农业保险的经济论文中,按照内容分类统计,以研究地方政策性农业保险试点的论文数量最多,共有41篇,占统计论文总量的29.29%。引用次数最高的是顾海英、张跃华(2005)发表的《政策性农业保险的商业化运作——以上海农业保险为例》,通过对上海实施农业保险的历史经验进行调研,分析了上海农业保险运作成功的几个关键做法和模式。

(三)我国有关政策性农业保险的研究领域非常全面

通过分类,引用次数在1次以上的相关经济论文按内容可以分为9个方面,见表2。邢鹂(2004)的《中国种植业生产风险与政策性农业保险研究》,围绕中国种植业不同地区、不同作物生产风险的评估及政策性农业保险对政府财政支出和农民收入可能产生的影响,运用计量经济学和统计学方法,对全国及29个省市自治区主要粮食产品、主要经济作物产品的生产风险和社会损失率进行了研究,厘定了不同地区不同作物的保险费率,模拟了不同政府补贴率和保障水平对政府财政支出和农户收入的影响。林人慧(2006)的《政策性农业保险中政府主导地位探析》,分析了政府在开展政策性农业保险的主导作用,指出我国应实施政府主导的商业化运作模式;王敏俊(2009)的《影响小规模农户参加政策性农业保险的因素分析—基于浙江省613户小规模农户的调查数据》,通过对浙江613户小农户的调研,对影响小农户参加政策性农业保险的因素进行了分析。

表2政策性农业保险研究论文的内容分布

四、中国政策性农业保险经济研究论文主要产出单位

政策性农业保险经济论文的产出单位主要有30个(在2篇以上),共发表相关论文121篇,占总数的36.01%。其中数量最多的是高校,共93篇,占主要产出单位发文总量的76.86%。南京农业大学、中国农业大学等农业类院校数量最多,占高校总数的41.94%。科研单位发表文章13篇,占主要产出单位发文总量的10.74%,这些科研单位以农业部、财政部、农科院下属科研机构为主。相关部委6篇,占主要产出单位发文总量的4.96%。地方部门9篇,占主要产出单位的7.44%。

在前10位的产出单位见表3,共数量67篇。在前3位的产出单位分别是:首都经济贸易大学,15篇;南京农业大学,8篇;中国农业大学,7篇。在排名前10位的产出单位,有4所农业类院校,由此可见,高校特别是农业类院校是我国研究政策性农业保险的主力军。

五、中国政策性农业保险经济研究的基础文献

一个作者的研究论文或专著被引用次数成为评价其学术地位、学术影响力的重要依据。美国著名情报学家尤金·加菲尔德对杰出科学家进行客观评价的观点,作者的被引用频次与其学术成就成正比。有关政策性农业保险经济研究的文献,被引用频次在10次以上(含10次)以上的论文共16篇,占该类论文总数的11.43%;5-9次共有29篇,占20.71%;1-4次共有95篇,占67.86%。引用频次在15次以上的文章,共13篇,这些文献是构成政策性农业保险的基础文献。这些论文中引用频次最高的是邢鹂(2004)发表的《中国种植业生产风险与政策性农业保险研究》,引用频次在42次;其次是顾海英、张跃华(2005)发表的《政策性农业保险的商业化运作——以上海农业保险为例》,引用频次在35次;再次是吴扬(2003)发表的《从“负保护”到积极的政策性农业保险运作——当前中国农业保护政策的必然选择》,引用次数为29次。这13篇文章,文献来自核心期刊(2008)有9篇,占69.23%,可以看出,核心期刊中论文的质量和引用率要高于其他期刊。

六、政策性农业保险经济研究论文数量及论文长度与引用率的关系

(一)作者数量与引用次数

研究表明,多位作者提高了论文在同行中被认知的可能性,故合作可获得较多引用次数。通过统计,引用次数在1次以上、发表在学术期刊上的有关政策性农业保险经济研究论文共137篇。其中1位作者的论文占政策性农业保险经济论文(137篇)的57%,所占百分比最高,其平均引用次数为3.79次;2位作者的论文数量占31%,其平均引用次数为6.38次;3位作者的论文数量为12篇,其平均引用次数为5.58;4位作者的论文仅有2篇。从统计结果显示1-2位作者的论文数量最多,占总论文数量的88%。但是从平均引用频次来看,2位作者的平均引用频次最高,其次是3位作者。

(二)论文长度与引用次数

研究结果显示,论文长度与引用率之间存在着较显著的正相关关系,即随着论文长度的增长,年均被引用次数增多。通过对政策性农业保险的经济研究论文的分析发现,论文以3页最多,占论文总数的26%;其次是2页的论文,占23%;4页的次之,占19%。如图2所示,论文长度为8页的论文平均引用次数最高,其次是论文长度为6页的论文,可以看出有关政策性农业保险的论文中,论文页数与平均引用次数之间存在一定的相关性。

计量经济论文范文篇8

随着改革开放和社会主义市场经济体制的建立,以及加入WTO后与世界经济体系相互依存的进一步加深,目前我国急需既熟悉中国国情、又了解经济学理论的专门人才。为满足社会需求,根据教育部教高厅1号文件《关于开展“中央广播电视大学人才培养模式改革和开放教育试点”项目研究工作的通知》、中央广播电视大学和国家统计局培训学院统培字20号文件《关于印发“中央广播电视大学人才培养模式改革和开放教育试点”本科(专科起点)经济学专业(经济分析方向)教学计划及专业实施方案的通知》,中央广播电视大学与国家统计局培训学院商定自20*年春季起在全国开办开放教育试点本科(专科起点)经济学专业。现将我省招生的有关问题通知如下:

一、培养目标

经济学专业是培养社会主义市场经济建设需要的,德、智、体全面发展的,具有比较扎实的经济学理论基础的应用性专门人才。经济学专业在培养目标上尤其强调培养学生运用现代经济理论和科学统计方法进行经济分析和投资决策的实际能力,提高学生的综合素质和竞争能力。

二、课程设置

1、教学计划中设置必修课、选修课和集中实践环节。

2、必修课由中央电大统一开设,执行统一教学大纲、统一教材、统一考试、统-评分标准。主要课程有:英语II(1)(2)、计算机应用基础、西方经济学(本)、国民经济核算、国际经济学、金融学、财政学、投资分析、产业经济学、社会主义市场经济理论与实践专题、经济案例分析。

3、集中实践环节(包括毕业论文等)是为了培养学生综合运用所学知识解决实际问题的能力。本专业结合毕业作业安排一次社会实践,社会实践采取案例编制的形式进行,训练学生运用经济理论和科学方法考察、分析和解决现实经济问题的能力。毕业论文可以撰写理论型经济论文,也可以撰写经济分析报告。

三、课程免修

1、课程免修按《"中央广播电视大学人才培养模式改革和开放教育试点"项目研究工作教学教务管理暂行办法》中的有关规定执行。

2、参加全国高等教育自学考试经济学专业本科(独立本科段)的学生,根据课程内容和难度,相应课程替代作如下规定:《西方经济学》(刘凤良主编)可以替代《西方经济学(本)》,《计量经济学》(贺铿主编)可以替代《应用经济计量学》,《国际经济学》(佟家栋主编)和《经济思想史》(王志伟主编)可以替代同名课程。具体操作按中央电大免修免考管理办法执行。

四、学制、毕业及学位申请

1、本专业按三年业余学习安排教学计划(学习有余力者可提前毕业),实行学分制,学生注册后8年内取得的学分均为有效。

2、本专业最低毕业学分为71学分。学生通过学习取得规定的毕业总学分,思想品德经鉴定符合要求,即准予毕业,并颁发国家承认的高等教育本科学历毕业证书。

3、符合学位申请条件的毕业生,可申请首都经济贸易大学经济学学士学位。

4、根据国家统计局有关文件规定本专业学员毕业后可直接申领《统计人员从业资格证书》,从事统计或相关工作。

5、本专业的教学实施和期末考试由湖北省统计干部培训中心统一组织安排。

五、报名及录取条件

1、凡具有国民教育系列相同或相近专业高等专科以上学历者均可报名参加学习

2、报名学员统一参加入学水平测试,测试内容为:《大学语文》、《经济学基础》和《统计学基础》。择优录取,额满为止。

计量经济论文范文篇9

关键词:计量经济学;课程论文;教学设计

1课程论文是计量经济学教学的有效手段

作为经济学实证经验分析的一门重要方法类课程,计量经济学是各国高校经济类专业的三大核心课程之一。作为一门集统计学、经济理论和数学三者于一身的应用性理论方法,计量经济学不仅要求学生掌握一定的经济理论作为理论模型设定的依据,更需要学会应用数学、统计学方法和计算机工具去估计和检验模型,对现实经济问题进行结构分析、经济预测、政策评价和理论检验。所以对于计量经济学的教学,理论知识的传授只是手段,最终目的应该是教会学生应用理论方法去分析和解决现实的经济问题。为了方法应用的教学目的,在本科学习阶段除了对计量经济学的理论知识进行讲解外,还需辅以其它的教学手段加深学生对方法应用的理解,常用的教学手段是案例分析和实验教学[1-2]。虽然案例分析和实验教学能够对学生掌握计量经济学方法的应用有所帮助,但这两种教学手段还并不能让学生真正掌握方法的应用。因为要用计量经济方法进行实证分析除了理解方法的含义和应用步骤以及熟悉软件的操作外,还包含更多的内容。计量经济学模型研究的完整框架是:关于经济活动的观察(行为分析)→关于经济理论的抽象(理论假说)→建立总体回归模型→获取样本观测数据→估计模型→检验模型→应用模型[3]。在这个研究过程中会遇到很多问题,如:什么样的选题适合做实证分析、变量如何选取、数据的可获得性怎么样、该如何对数据进行收集和处理、实证结果跟预想结论出现不一致的情况下怎么办、如何从实证分析结果中提炼出有价值的观点、规范的实证分析论文如何撰写,等等。这些问题对于实证研究是非常重要的,但单纯依靠案例分析和实验教学并不能让学生领悟应用中出现的这些问题。为此,李子奈(2010)主张计量经济学课程教学内容应该涵盖“模型设定、数据诊断、模型估计、模型应用”全过程,将计量经济学模型的设定理论和方法以及数据的分析和诊断引入计量经济学教学内容体系中,进行课程教学内容创新。所以计量经济学的应用教学除了使用案例分析和实验教学外,还需要在教学阶段引入研究式的教学方法,课程论文就是一种可选的教学手段[4]。

2课程论文设计的问题

计量经济学教学引入课程论文是可行的,因为高校开设计量经济学课程一般是在大三上学期或下学期。大三学生已经掌握了基本的专业理论知识,已经具备对本专业经济问题进行思考和分析的能力,对课程论文的选题是可以自主完成的。大一大二的文献检索课程也使得学生掌握了文献搜索的技巧和途径,对课程论文需要用到的参考文献和相关数据资料也可独立进行搜索。另外,在大三学习阶段,有些高校还会专门通过课程论文指导培养学生的学术规范,为大四毕业论文的撰写打好基础。计量经济学课程在本科大三阶段引入课程论文的教学手段,正好契合这个学习阶段的教学要求,既培养了学生撰写实证分析学术论文的能力,又促使学生对之前掌握的专业知识融会贯通,学以致用。虽然从教师的角度看,计量经济学课程论文教学模式具有可行性,但在实践中如果设计不好,效果可能不甚理想,容易出现两个问题:一是网络抄袭严重。使用计量经济学做实证分析的学术论文在论文数据库和网络上比比皆是,学生很容易从这些网络渠道获取计量经济学的范文。如果缺乏有效的课程论文验收和考核方式,有些学生会从网上或数据库中下载资料简单拼凑成课程论文,有些干脆直接从网上下载论文交差[5]。二是同质化现象严重。有部分论文虽然不是通过网络抄袭而由某些学生自主完成,但其他同学也会引用相同的选题,在研究内容、分析思路、软件操作等方面完全一致,论文并没有实质性差异,这是抄袭的另一种形式。如果学生的课程论文是通过抄袭而非自己的动手实践完成,那课程论文的教学模式就失去了意义,非但没有使学生掌握计量经济学方法的应用,反而造就了恶劣的研究习惯。所以计量经济学的课程论文需要适当的设计,以避免教学形式和目的相背离现象的发生。

3计量经济学课程论文的教学设计思路

3.1课时设计

课程论文主要是通过学生课下的自我实践完成,单纯通过课堂是很难完成课程论文的教学任务的。一方面因为论文的写作周期很长,课堂的氛围和时限并不适合进行严肃且有创新性、探索性的学术论文的写作,另一方面课堂也不具备文件检索、数据搜索等论文写作需要的条件。所以,本文认为计量经济学要进行课程论文教学,教学活动的进行主要是在课下而非课上,没有必要设立成单独的实践课课程,而应融入到计量经济学的主课程和实验课教学当中,根据教学进度在适当时点引入课程论文教学,通过课上指导和课下实践的结合达到应用性教学的目的。一般高校本科阶段计量经济学主课程的课时安排是32~64学时,另外可能还有2~6学时不等的实验课。在这种课时安排下,本文建议课程论文教学的课堂可安排4或5个课时,分别在课程的中期和后期进行:第1个课时主要用以讲解课程论文的规范和写作要求,可安排在主课程对基本的方法理论讲解完了之后,在主课程的中期进行;另外2~3个课时则安排在学生完成论文初稿之后,用于教师对学生的课程论文初稿统一进行答疑、审阅和指正,学生再对论文进行修改完善。这部分课时根据学生人数和课时量灵活设置,学生多和课时安排充足的可设置3个课时,学生少和课时有限的可设置2个课时,可以安排在主课程的中后期课时,也可以与实验课后期课时结合进行,如果是要求把课程论文的内容当作操作实践的部分内容,则最好与实验课课时结合;最后还有1个课时是用于对课程论文的写作进行总结、点评和分析,可安排在主课程的后期。

3.2选题设计

本科阶段学生一般还很难在学术上有所创新,课程论文设计的目的是为了让学生能够更好地应用方法和掌握学术规范而非进行学术研究,所以本科计量经济学课程论文选题的设计不必要求有多大的学术创新性,而应注重方法应用的实战性,在选题上可以选取一些应用计量经济学方法比较成熟的领域。但如果选题都集中在某一成熟的领域,在该领域已经有数量较多的计量经济学研究文献,又容易出现上述网络抄袭和同质化现象,所以选题的设计上应有所控制,不能给予学生太大的自由选择空间。但如果实行纯命题作文的形式,给每个学生都布置一个明确的论文题目,则学生体会不到用计量经济学做应用研究时选题的重要性。不是所有的研究对象都可以应用计量经济学方法来研究,在选题时应该对选题进行必要性和可行性分析。如何选取适宜用计量经济学做实证分析的研究视角、这个研究视角是否具有现实意义、研究问题是否有理论基础、如何确定研究变量、数据是否可以获取和量化、样本量是否满足计量经济学方法应用的要求,这些都是在确定选题时需要着重考虑的方面,如果把题目直接给定,学生就难以切身体会到研究中这些问题的存在。所以在计量经济学选题设计上,不宜太自由,也不应太过死板,应该在灵活性和控制性中找好平衡点。建议用如下方法进行选题设计:按照学号对学生进行分组,每组限定在一个研究领域选题,学生在该领域内自由选取研究角度,并且题目和内容不能完全相同。研究领域的确定是一个重要的工作,既要考虑到选择的多样性,也要考虑到数据的可获得性,同时还应兼顾学生的可操作性。本科计量经济学课堂讲解的内容一般只能讲到经典计量经济学的联立方程模型部分,所以研究领域应该选取应用经典的计量模型(多元线性回归、虚拟变量模型、滞后变量模型、联系方程模型等)能够解决的。由于课程论文重点不在学术创新,研究领域可以选取研究较为成熟的经济领域,如消费和收入、投入和产出、利率和储蓄、价格和增长、宏观经济政策有效性等方面。这些研究成熟的领域一般都有充足的数据保证,在同时具备横截面和时间序列数据的条件下,教师可以在研究领域基础上对研究的样本区间进一步细分,如规定该组内哪些学生研究哪一年份的问题,哪些学生研究哪些地区的问题,这样就避免了学生研究的重复,进一步控制了同质化现象。

3.3内容设计

选题设计好了之后,虽然教师已经给每位学生安排了具有一定选择自由度的研究领域,并规定了可研究的样本范围,但由于选取的是成熟的领域,相关主题已经有大量的研究文献,还是有可能会出现网络抄袭现象。为了保证课程论文是学生亲自动手实践操作完成的,还需要对课程论文的内容进行适当的设计,可行的一种方法是在课程论文中体现个性化的研究内容和操作过程。但如果一篇课程论文把全部个性化的操作过程和结果都写在正文中,文章会显得冗余并且不合规范,学生也模糊了实证分析学术论文的写法,反而起不到培养学术规范的目的。所以可采用如下的内容设计:把个性化的操作内容放在附录当中。正文还是按照标准的实证分析论文的要求去写,正文完后要求添加附录。附录内容包括学生搜集的变量样本数据(附上数据来源说明),数据处理、回归分析和检验的操作过程,以及每一个操作过程利用计量软件得到的结果(要求学生把软件操作结果的界面进行电脑截图)。通过这样的内容设计后,学生直接进行网络抄袭的可能性就小了,因为一般的学术论文是不会把全部数据和软件操作的每一个结果原汁原味的附上的,学生只有自己亲自动手搜集数据和进行软件操作,才能提交这些个性化的操作内容,这就避免了网络抄袭行为。

3.4辅助教学手段设计

论文选题和内容设计好之后,还需辅予一定的教学手段,才能达到较好的教学效果。具体而言有:一是论文考核的激励机制。激励机制对激发学生写作课程论文的积极性至关重要,如果考核机制设计不合理,学生是否完成论文、完成论文质量如何对最终成绩影响不大,很多学生会因为课程论文的强度和难度大而选择敷衍了事,消极对待,课程论文就流于形式起不到教学的目的。为此需要从两个方面对论文的成绩考核方式进行设计:首先要提高课程论文成绩占比权重。如果是考试课可以把课程论文作为平时成绩的主要评定依据,成绩占比提高到50%,与期末考试成绩等重;如果是考察课可以直接以课程论文作为课程考核的最终形式。通过提高课程论文的成绩权重,学生才会重视课程论文写作,从中学有所获。其次要设计合理明确的评分标准。评分标准应该根据教学目标把重点放在应用的准确性和规范性上,如规定高分的标准是:数据搜集的充分性、方法选取的适当性、方法应用的正确性、论文写作的规范性以及研究内容的独创性,对于有拼凑和模仿痕迹的论文要相应减分,有明显抄袭无自主研究内容的论文则直接判定不及格。评分标准的设计将直接影响学生写作努力的方向,对激发学生写作的积极性以及引导学生学习的重点至关重要。二是实证分析范文讲解。大三本科生一般还没有学术论文的写作经验,对于实证分析的论文如何撰写可能还不甚了解,如果不加以指导,学生将无从下笔,上交的论文也会五花八门参差不齐,所以在课程论文写作前用1个课时进行论文规范指导是必要的。可以选取一两篇经典的计量经济分析范文,给学生展示和讲解。除了讲解学术论文的基本结构和格式外,更重要的是讲解计量经济论文的写作规范,如做实证分析的目的、实证的理论依据或模型构建、数据来源和变量选取的解释、实证方法的应用说明、实证结果的展示和分析等。学生在写实证分析的论文时最常犯的错误就是把实证结果不加处理就简单把全部信息附在论文中,所以在讲解中要强调,对于检验结果应该如何把重要信息进行重新编排,恰如其分地在文章当中给读者显示想要分析的内容,增强文章的可读性和简洁性。学生通过对范文讲解的直观认识,了解了学术规范,再进行论文写作就不至于无所适从了。三是结合实验课重点指导。计量经济学课程论文的写作会遇到许多操作问题,这些问题可能是课堂上案例分析所没遇到过的。一般的上机实验课也主要是验证性的操作实践,学生只需要依据给定的操作步骤和数据学会操作的内容。但现实研究不是简单的一次性操作,而是反复对变量进行选取、样本区间进行选择、模型函数形式进行变换的实验过程,单纯通过验证性的实验课操作难以体会到这种探索的过程,为此徐占东和王维国(2009)提出了探索性的实验教学。在实验课中结合学生课程论文的内容展开实验可以达到探索性实验教学的效果。课程论文写作就是一个研究探索的过程,在这个过程中学生会遇到诸如回归结果系数不显著、计量经济学检验通不过、实证结果与经济意义不相符等问题,在这些情况出现的时候该如何处理,如何把研究改良和推进,这就需要老师的点拨。利用实验课的2或3个课时,让学生把课程论文的内容当作操作实践的案例,对遇到的问题进行指导,即可使学生掌握和巩固软件的操作,又能够加深对应用计量经济学方法进行探索性研究的认识,计量经济学应用性教学的目的就实现了。四是课程论文作为案例分析。教科书中的案例只是为了讨论特定的估计方法或者检验方法而设定的,而从计量经济学模型设定理论的角度看,教科书中的许多例题的模型设定是错误的,如果只以课本上的例题作为案例分析讲解会给学生以很大的误导(李子奈,2010)。所以案例分析不应只局限于教科书上的例题讲解,选取学生完成质量较好的优秀课程论文当做案例进行讲解是一种好的教学方式。利用1个课时,通过对学生做实证分析较规范的研究论文进行讲解以及对论文中学生存在的共性问题进行指正,学生可以更深入领悟到用计量经济学方法做实证研究的全过程,除了了解方法的应用外,更重要的是能够从案例中体会到计量经济学模型设定方法以及数据的分析和诊断等一般教科书案例中没有涉及的问题,加深对计量经济学方法应用的理解以及对论文规范写法的认识。

参考文献:

[1]余妙志,蒋烨.案例教学在计量计量经济学课程教学中的应用[J].课程教育研究,2014(2):245-246.

[2]徐占东,王维国.计量经济学探索性实验教学研究[J].淮北职业技术学院学报,2009(2):91-92.

[3]李子奈.关于计量经济学课程教学内容的创新与思考[J].中国大学教学,2010(1):18-22.

[4]马成文,魏文华.研究式教学法在计量经济学课程教学中的应用探讨[J].商业经济,2011(12):113-115.

计量经济论文范文篇10

[关键词]财务会计报告知识经济发展

一、引言

会计发展的历史告诉我们,社会经济环境的变化和会计信息使用者需求的变化是推动财务会计发展的两大动力。进入21世纪,世界经济已进入了一种全球化,信息化,网络化和以知识驱动为基本特征的崭新的社会经济形态--知识经济(经济合作与发展组织(OECD)对其的定义是以知识为基础的经济,指以现代科学技术为核心,建立在知识和信息的生产、存储、使用和消费之上的经济。)。知识经济与以往经济的最大不同在于,经济的发展与繁荣不再直接取决于资源、资本、硬件技术的数量、规模和增量,而是直接有赖于知识或有效信息的积累和利用。它强调人力资源开发,尤其是人力资源创造力的开发在经济发展中的价值;它强调产品和服务的数字化、网络化与智能化。与经济环境的变化相适应,企业的财务环境也发生了巨大的变化,主要表现在:企业的经济活动日益复杂化;物价变动较以往更加频繁和激烈;行业的竞争加剧;互联网在财务会计中广泛应用;金融衍生工具飞速发展,且由于衍生工具具有以小博大的杠杆作用,由此可能带来暴利的同时也蕴藏着巨大的风险,因此人们高度关注衍生工具的报告问题;以知识为基础的无形资产也日益成为企业未来现金流量与企业市场价值的关键所在。

现行的报告体系已不能满足信息使用者对会计信息的需求。2001年1月1日实施的《企业会计制度》中规定,企业的财务会计报告由会计报表、会计报表附注和财务情况说明书组成。企业的财务会计报告遵循着特定的会计准则,采用规范、通用的格式进行编制,具有综合性、规范性等优点,但是随着知识经济时代的到来,现有的企业财务会计报告因滞后于环境的变化而显示出了它的缺陷与不足。本文通过对新环境下传统的财务会计报告存在的弊端及局限性的分析,就财务会计报告的发展趋势谈一下自己的拙见。

二、财务会计报告变革的必要性与可行性

(一)财务会计报告变革的必要性

会计的发展与企业的财务环境息息相关,20世纪90年代以来,高科技推动了国际经济的迅猛发展,金融创新的日新月异则带来了极大的风险。由于一些资产负债表外业务和表外项目不断增加,人们纷纷指出,传统的财务会计报表已不能充分披露有用的会计信息了论文,现有财务会计报告的缺陷与不足越来越显现出来,主要表现在以下几个方面:

1、无法满足信息使用者的不同需求

随着社会经济的日益复杂,企业组织形式及其在社会和市场竞争中的地位不断发生变化,除了直接投资者、债权人外,企业内外还出现了大量不同的会计信息使用者,包括政府部门、顾客、合作伙伴、社会部门等等。企业财务环境的变化,致使信息使用者对财务报告提出了与传统工业经济条件下完全不同的新需求毕业论文,传统工业经济下信息使用者注重的是财务信息,而在知识经济下不仅要获取财务信息,还要获取非财务信息;不仅要获取定量信息,还要更多地获取定性信息;不仅要获取确定的信息,还要更多地获取不确定的信息;不仅要获取历史信息,还要更多地获取预测信息;不仅要获取企业整体信息,还要获取分部信息。信息使用者要求拓展信息披露的内容,在信息的质量上强调信息的相关性、一致性与及时性。

2、无法满足信息的时效性需求

信息的最大特点就在于时效性,及时有效的信息能为商家带来滚滚利润,而延迟滞后的信息则可能导致商家丧失商机。现行财务报告的披露无法达到会计信息质量的及时性,披露的周期、时限过长,如企业的年度财务报告要求在年度末4个月内报出,而中期财务报告要求在中期结束后两个月内报出,这样长时间后报出的信息又有多少是有用的呢,能说明企业现在的何种价值?在瞬息万变的现代社会,两个月的时间企业的财务状况可能会发生巨大的变化。英国的巴林银行就是一个活生生的例子,1994年底其账面净资产为450亿--500亿美元,而到1995年2月底,该银行已进入破产境地,此时其1994年的财务报告还未完成。由此可见,现行的财务报告体系已跟不上现代社会的发展步伐。同时较长的报告周期为企业进行各种幕后交易创造了时间条件,如在我国的上市公司中,资产重组、关联交易现象一般发生在年底编制报表前。依据过时的、经过调整的信息做决策,成功的不确定性大大增加。

3、无法反映非货币信息

随着信息化技术的飞速发展,人力资源、无形资产、数字资产、金融衍生工具等信息显得越来越重要。另外,企业的声誉、其能源的来源及产品的销售渠道等也会对企业的财务状况产生很大的影响。但由于这些因素无法用货币形式进行描述,所以无法在财务报告中列示。信息的竞争在某种程度上就意味着企业生死的竞争,但是由于现有会计报表主要是反映以货币计量的历史成本数据,在会计报表中绝大多数是有形资产的信息,而对大量无形资产的信息无法体现,从而大大消弱了会计信息的决策有用性。

4、无法满足对前瞻性信息的需求

传统收益表是建立在传统会计收益概念和收入费用观基础之上的财务业绩报告形式,它在物价基本稳定、市场经济活动单一、外部风险低的经济环境下是适当的,它能基本准确地反映企业经营活动的收益。但是,随着经济市场化程度的提高,物价的波动已成为各国经济发展过程中无法摆脱的现象。二战以后,持续的通货膨胀曾经席卷全球,受其影响,一些技术含量低的资产如原材料以及一些稀缺性资源如土地等的价格急速攀升,另一方面,技术进步导致那些技术含量高的资产如电子设备等价格直线下跌。20世纪80年代所兴起的金融创新,出现了价格波动性强的金融资产和金融负债,改变了传统资产的价值是由社会必要劳动时间所决定,因而价值相对稳定的观念。会计界对于这些问题的讨论使人们逐渐认识到,以历史成本为计量模式的传统收益表缺乏相关性,特别是上个世纪80年代美国2000多家金融机构因从事金融工具交易而陷入财务困境,但其财务报告在危机之前仍显示"良好"的经营业绩。许多投资者认为,历史成本财务报告缺乏前瞻性、预测性的信息,不仅未能为金融监管部门和投资者发出预警信号,甚至还误导了投资者,使其判断失误。

5、无法满足信息的可靠性需求

现有企业会计报表的局限性还表现在会计人员对会计报表信息可靠性的影响,即会计人员倾向于粉饰报表。为了合理地反映收入与费用的关系,报告企业的经营管理成果,在期末,企业要根据配比原则进行大量的调整和转账处理,虽然对财务数据的处理是以发生交易事项为基础进行会计确认和计量的,但是由于这种转账和配比处理带有主观性,加上企业的会计报表对外是提供给企业的投资者和债权人使用的,从企业的管理层到财会人员都希望会计报表能够反映企业良好的经营业绩,会计人员带着这种心态来编制会计报表,就使得会计报表带有粉饰的色彩。

(二)财务会计报表变革的可行性

知识经济的兴起,网络的出现同时也为财务会计报告的发展变革提供了技术支持,表现在:

1、会计数据的载体由纸张变为磁介质和光电介质载体。

从理论上讲,数据载体的改变,从根本上消除了信息处理过程中诸多分类与再分类的技术环节;利用同一基础数据可实现信息的多维重组,从而为会计数据的分类、重组、再分类、再重组提供了无限的自由空间。

2、会计数据处理工具由算盘、草稿纸变为高速运算的计算机,并且可以进行远程计算。

计算机的使用数据处理、加工速度成千上万倍的提高,不同人员、部门之间数据处理、加工的相互合作、信息共享不再受到空间范围的局限。这种改变将使会计人员从传统的日常业务中解脱出来,进行财务会计信息的深加工,注重信息的分析,为企业经营管理决策提供高效率和高质量的信息支持。

3、会计信息输入输出模式由慢速、单向向高速、双向转变。

互联网的出现,不仅改慢速、单向为高速、双向,而且能适应网上交易的需要,实现实时数据的直接输入输出。利用计算机网络技术企业愈来愈多地通过网络与业务伙伴进行经济信息的交换与从事各种商业活动,更多地利用Intranet(企业内部网)进行内部协同工作与信息管理。其结果是会计所需处理的各种数据越来越多地以电子形式直接存储于网络与计算机之中,这样将会计信息系统内化为Intranet的一部分对企业的各项经济活动进行实时地处理与反映,并利用Internet向企业外部相关的信息使用者,通过网络完成会计对内对外的目标成为了可能。

三、财务报告发展趋势展望

企业财务环境的发展变化使得要求变革现有财务报告的呼声越来越高,尽管这些呼声多半来自会计学术界,但也有不少来自会计信息的使用者。改进财务会计报告的建议众说纷纭,莫衷一是,最引人注意的是美国注册会计师协会(AICPA)的财务报告特别委员会(即JenkinsCommittee)发表的《改进财务报告--面向用户》(ImprovingBusinessReporting-ACustomFocus)(1994);StevenM.H.Wallman的《财务会计与报告的未来:彩色报告方法》(1996);由索特的事项会计发展而来的事项式报告也成为未来财务报告的发展方向之一;理论界讨论的十分热烈的还有:电子联机实时报告;分部报告;交互式报告;差别报告等。

理论界对未来财务报告的种种预测,部分解决了传统财务报告的缺陷和不足,对财务报告的发展具有重要的意义,但因其片面性和局限性,不能从根本上解决传统财务会计报告存在和面临的问题。笔者认为,我们研究财务会计报告的发展趋势,可从对其目标、报告方式的分析入手,充分借鉴理论界对财务报告发展趋势的种种预测,确立一种适应未来财务环境,从根本上克服传统财务报告弊端的财务报告模式。

(一)未来财务报告的目标与报告方式

1、未来财务报告目标

关于会计目标,当前理论界主要有两种观点,一是受托责任观,认为反映经营者的受托经济责任是会计的基本目标;二是决策有用观,认为向投资者等信息使用者提供有助于决策的会计信息是会计的主要目标。随着经济的发展,企业财务环境的变化会计论文,会计的目标逐渐由受托责任观向决策有用观转变,同样未来财务报告目标也将继续锁定在为企业各利益相关者决策提供快捷灵敏的相关财务信息,在知识经济时代,随着资本市场的发展与完善,企业的股东结构日趋多元化,这就要求企业不仅要考虑现有投资者的信息需求,更要将企业推向潜在的投资者,吸引潜在投资者的注意。为做到这些,企业的财务会计报告要向使用者充分披露有关企业未来发展前景,盈利预测,现金流量的信息。充分利用网络优势随时向外提供信息,同时财务信息的质量特征仍然要坚持可靠性、相关性、及时性与可比性,尤其是在可靠性与相关性的权衡中更偏向于相关性。历史(事后)信息满足可靠性,同时也是相关性的基础;未来预测(事前)信息满足相关性,同时应强调对预测信息的规范,尽可能提高预测信息的可信度和可靠性。达到这样的境界之后,相关性与可靠性的矛盾就减缓了。两者的相互关系应该是相辅相成的。

2、未来财务报告方式

未来财务报告在信息载体(存储介质)、传递方式与表述方式等方面都将与传统方式作不同程度的告别。随着信息技术的普及应用与提高,企业总有一天会取消纸质(书面、报纸)财务报告的印刷与传递,而是在网上信息;信息使用者也不必等待寄送或亲自去获取财务报告。在信息的表述方式上,不再仅限于文字与表格方式,而是更多地运用图形与音像方式恰如其分地表达信息内涵,做到图文并茂,音像俱全,使信息的表达更形象、直观、更易于被使用者接受和理解。因此,未来财务报告应是在网络上转输的、表式信息与音像化信息相结合的,更为简明易懂的一种实时报告。中国证监会在2000年1月1日发出通告,要求上市公司除在证监会指定的报刊杂志上登载年报摘要外,必须上网公告,而且对于在网上的年报信息要承担同样的责任。

(二)未来财务报告模式展望

笔者认为未来的企业财务会计报告是一种以事项会计为基础的,可以向信息使用者充分披露有关企业未来发展前景,盈利预测,现金流量等财务信息的更为简明易懂的一种交互式的实时报告。这种财务报告模式借鉴与融合了现有的几种对未来财务报告的预测,它以资产负债表、损益表、现金流量表及全面收益报表(第四财务报表)为支柱。

首先,未来的财务报告由于信息量的不断扩大,会显得更加冗长,很可能出现信息混乱甚至污染,给会计信息使用者带来使用上的不便。事实上外部信息使用者总是试图索取更多的信息,源于他们不了解企业的内部经营状况,企业对于他们来说是一个黑匣子经济论文,而他们作为投资者或债权人却不得不与企业发生经济关系。因此他们在信息不对称的情况下只能一味要求增加信息量,而面对铺天盖地的信息他们又显得束手无策。实际上他们真正需要的是走进黑匣子,随时获得自己所需的信息。因此,要完全满足他们的需要,我们可以借鉴交互式按需报告模式,打开企业这个黑匣子,让外部信息使用者有限进入企业内部,使之在规定的范围内与企业进行信息交流,从而改变用户被动接受会计信息的现状。同时通过双向的信息传递,使信息的提供者与使用者做到知己知彼,减轻信息的不对称现象,提高资本市场的效率。这种财务报告模式可以使信息使用者通过反馈系统参与报告的生成过程,能更好的满足他们对信息的不同需求。另外,通过交互式报告模式还可以将企业的财务信息置于使用者的监督之下,从而增强信息的可靠性和真实性。

其次,这种财务报告模式是一种实时报告系统,有效地解决了信息的时效性问题。它通过提供实时的财务信息,为经营决策者和信息使用者做出正确的判断服务。这里所讲的"实时"有相对实时和绝对实时之分。企业可以根据成本效益原则,视企业自身的情况而定,可以每发生一笔交易就报告一次,实施绝对的实时报告,也可以一天,十天,半个月,一个月报告一次,实施相对的实时报告。当然,实时财务报告系统对企业的IT技术有较高的要求,但它对于适时了解企业的财务信息,做出正确的决策具有重要的作用。

再次,这种财务报告模式通过增加全面收益报表,可以让报表使用者更清楚地得到有关一个企业财务业绩的全部信息,更好的满足信息使用者对企业财务信息特别是反映企业未来现金流量的预测信息的要求。

最后,未来财务会计报告在计价模式上将向多元计价模式发展,由历史成本计量到公允价值计量,同时考虑通货膨胀的因素;在披露信息的范围上将有很大的扩展,将多多反映非货币性的信息,像关于企业人力资源、无形资产、数字资产、金融衍生工具等方面的信息。

未来的财务报告包含大量的非财务信息,这些信息都由会计部门披露,必然会影响会计部门的工作效率。而非财务信息的可靠性至今未有一个有效的保障机制,把非财务信息纳入会计披露内容必然影响会计信息质量。为此,在未来的财务会计报告中,可以借鉴分部式报告的观点,可以考虑让相关部门参与非财务信息的披露。比如,有关人力资源方面的信息由会计信息系统进行确认、计量,同时可由人事部门协助披露人事政策及其变动方面的最新信息;有关销售协议方面的信息由销售部门披露;有关社会责任方面的信息由公关部门协助会计部门披露。在未来的财务报告中,披露部门从会计部门拓展到人事、销售、公关等部门。借鉴彩色报告的观点,把这些部门的信息分为核心与非核心信息。非核心信息作为公共产品具有及时使用性,不需保密,可以对外公开,核心信息只由财务部门、企业高层管理当局和董事会主要成员垄断使用,不对外公开。

(三)几点建议

随着我国现代企业制度改革的不断深化,我国的资本市场必将获得充分的发展,广大的投资者将逐渐成为上市公司会计信息重要的使用者之一。他们的经济决策越来越复杂,对会计信息的质量要求也越来越高,因此,从长远来看,我们需要将为投资者提供决策有用的信息摆在核心和重要的位置上,相应的改变会计信息重可靠轻相关的现状,提高会计信息披露的真实性、充分性和及时性,更好的为会计信息使用者服务。

不论将选择何种未来财务报告的模式,在推行之前,首先要完善它的外部环境:

第一,制定相应的会计准则,为确认和计量提供依据。尤其是要根据我国市场经济的实际发展情况,适当拓展现行价值或公允价值运用的范围。

第二,财务会计与税务会计相分离,为突破实现原则创造条件。从根本上说,财务会计与税务会计的目的是不同的,如上所述,财务会计是向信息使用者提供决策有用的信息,要考虑信息的相关性和可靠性,税务会计的目的则是保证国家能够公平、足额的征税,要考虑收益的实现性和确定性。鉴于现有财务报告的附注越来越长,企业在处理权责发生制与收付实现制的冲突时能够有制度和法律可循。

第三,充分发挥注册会计师的审计作用,为真实可靠的提供财务报告提供外在的保证。规范注册会计师"市场经济守门员"的作用。

第四,会计作为一门规范性很强的学科,拓展财务报告的模式,特别是大量表外信息的披露,必须在政府出台会计准则加以规范的前提下进行,同时独立审计工作也要随之改进,拓展审计范围,增加对前瞻性信息的审计,以防企业因提供不确定性的信息而陷入诉讼危机之中,也防止企业管理当局操纵会计信息。

知识经济的发展,在促进社会发展的同时对社会提出了严峻的挑战,如何面对挑战,适应环境的变化,找寻一种恰当的财务报告模式,是时代赋予会计人员的使命,以上我就财务报告的发展趋势谈了自己的看法,谨希望对会计报告的发展有所裨益。

参考文献:

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