差生期中总结十篇

差生期中总结篇1

1海洋经济增长与宏观经济增长相关性分析

分析海洋经济与宏观经济的具体关系，其目的是考察两者间是否存在依存关系，并衡量两者间的影响方向和影响程度，用以判断现实情况，对未来做出规划。本研究选取2001年—2010年的年度数据，以国内生产总值（GrossDomesticProduct，GDP）作为衡量中国宏观经济增长的指标[2]；以海洋生产总值（GrossOceanProduct，GOP）作为衡量中国海洋经济增长的指标[3]，相关变量数据如表1所示。根据表1，利用Eviews5.0软件分析，得到反映中国海洋经济增长与宏观经济增长相关程度的趋势图及散点图（如图1所示）。测算结果显示，中国海洋经济增长与宏观济增长两个变量之间的相关系数高达0.999，说明两者之间存在着很强的正相关关系。也就说在过去10年中，中国海洋经济增长与宏观济增长两者密切相关，且发展趋势是同方向均呈现逐年增长态势。

1.1Grange因果关系检验

在确定了正相关关系之后，需要进一步考海洋经济变动与宏观经济变动之间的因果关以揭示二者之间的增长变动是单方向引致，还互相引致的结果。通过对二者之间Granger因果关系的进一检验，获得检验结果如表2所示。由于检验结对滞后期的长度敏感性较强，考虑到样本容量限制，本研究选取了2个不同的滞后期。滞后1期和滞后2期时，在各种显著性水平下，海洋生产总值（GOP）均不是国内生产总值（GDP）的Grange原因，国内生产总值（GDP）也不是海洋生产总值（GOP）的Grange原因，即海洋经济增长与国民经济增长在短期内不存在统计意义上的因果关系，无法确定一方的增长变动是否是由对方的增长变动引致的，而二者之间是否存在长期因果关系则需要进一步检验。

1.2平稳性检验

从图1中可以直观地看出，2001年—2010年的海洋生产总值和国内生产总值序列均是非平稳的，因此，在分析海洋经济增长与国民经济增长的长期关系时，需要首先进行平稳性检验。选择ADF检验对GDP、GOP进行单位根检验。其中，通过原序列的自相关和偏自相关系数图确定滞后阶数，通过被检验序列的走势图判断检验中是否包含常数项或时间趋势项，检验结果如表3所示。由表3可以看到，在10%的显著性水平下，GOP和GDP的ADF检验无法拒绝水平值存在单位根的原假设，表明变量是非平稳的。而对于它们的一阶差分序列，DGOP和DGDP分别在10%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，说明两变量都是一阶单整的，即具备了进一步分析海洋经济增长与国民经济增长的长期均衡关系的前提。

1.3长期均衡分析

平稳性检验的结果是GOP和GDP都是一阶单整序列，符合进行协整检验的前提，可以对GOP和GDP进行协整检验，检验的目的是考察两者间是否存在长期的、稳定的关系。从经济意义上来看，若两个经济变量之间存在协整关系，那么在长期内，一个变量的变化情况会影响另一种变量的变化情况，即使短期内可能有些冲击使他们暂时偏离均衡位置，但长期内，二者将自动回复到均衡位置。均衡是指一种状态，当一个经济系统达到均衡状态时将不存在破坏均衡的内在机制，即使当系统受到干扰后会偏离均衡点，内在均衡机制也将努力使系统重新回到均衡状态。当系统偏离均衡点时，平均来说，系统将在下一期移向均衡点。这就是说，对于具有均衡机制的经济系统来说，在不断出现非均衡误差的过程中，均衡机制始终维持着系统的均衡状态。协整分析的经济意义在于，对于两个具有各自长期波动规律的变量，如果它们之间是协整的，则它们之间存在一个长期的均衡关系。反之，如果这两个变量不是协整的，则它们之间不存在一个长期的均衡关系。在只有两个时间序列时，只可能存在一个线性的协整关系。这种情况下，E-G两步法显得非常有效。本文首先用OLS方法对GOP和GDP进行协整回归，估计两序列的长期线性均衡关系。如果回归残差et是平稳的，那么GOP和GDP是协整的，也就是说两变量之间存在长期稳定的“均衡”关系。通过最小二乘法得到回归方程，并对残差序列进行ADF检验，结果如表4所示。从表4可以看到，由于检验统计量值-2.951378小于置信水平1%的临界值-2.847250，说明该残差序列为平稳序列，证明GOP和GDP之间是协整的，二者存在长期的均衡关系，回归关系成立，并由此建立回归方程：GDP=9744.476338+10.13961226×GMP（9744.476）（10.13961）（1）式中：回归方程的参数估计无论大小还是符号，在理论上是合理的。括号内的值为相应系数检验的t值，由t值可知，在给定的显著性水平α=0.1时，方程的系数都是显著的。回归方程的拟合优度（R2=0.998093）较高，White异方差检验的P值（0.455315）大于显著性水平（10%），故回归模型随机误差项不存在明显的异方差性；对回归方程的残差序列的滞后1期、2期和3期分别进行LM检验，P值分别为0.991673，0.600139和0.336848，均大于显著性水平10%，故不存在明显的序列相关性。总体来看，海洋经济增长对国民经济增长的影响是显著的。海洋经济增长系数10.13961226的含义是：海洋生产总值每增加1元，带来同期国内生产总值相应增加10.13961226元，这是海洋经济对国民经济的长期影响。可见，海洋经济增长对宏观经济增长意义重大，向海洋要效益，以海洋谋发展的海上发展战略必将为中国经济发展带来深远影响，而且这种影响的效果是在长期中体现的。因此，海洋经济转变增长方式及产业结构调整，对中国经济的持续稳定增长必然具有长期战略意义。

2海洋经济增长与宏观经济增长关系的动态分析

对海洋经济增长与宏观经济增长关系进行动态分析，目的是考察两者在一定时间过程中的相互影响和彼此制约关系，为制定战略规划提供依据。利用脉冲响应函数和方差分解技术，从动态角度分析海洋经济生产总值与国内生产总值的互相影响情况。脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响，方差分解则是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各个方程新息相关联的数个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。为避免数据过分波动，本文将数据进行对数变换。

2.1国内生产总值对海洋生产总值动态影响分析

从脉冲响应函数角度考察国内生产总值对海洋生产总值新息的一个标准差扰动响应情况，其结果如图2所示（横坐标表示滞后期，本文中表示为年份，纵坐标表示模型中的随即扰动项带来的标准差冲击对内生变量和未来取值的影响程度）。从图2可以看到，国内生产总值对海洋生产总值新息的一个标准差扰动响应，表现出显著的正响应，但是影响幅度很小，只在第3期达到最高点0.04之后，响应逐渐趋稳，并一直持续下去。这说明中国国内生产总值对海洋生产总值有一定的依赖性，但是在短期内没有大幅度带动效应，这也说明海洋经济对国民经济具有增长效应。

2.2海洋生产总值对国内生产总值动态影响分析

海洋生产总值对国内生产总值新息的一个标准差扰动响应情况，其结果如图3所示。从图3可以看到，海洋生产总值对国内生产总值新息的一个标准差扰动响应，表现为显著的正响应，但是强度要大于海洋经济给国民经济带来的影响。海洋经济的响应在第1期就达到0.06，之后略有下降，2至4期呈上升趋势，第5期后响应逐渐趋稳，并一直维持在0.04。这说明中国海洋生产总值对国内生产总值的依赖度相对较高，国民经济的增长能够迅速对海洋经济产生带动作用，但是这种带动在短期内也没有太大的增长幅度，在长期才表现出平稳态势。

2.3海洋生产总值和国内生产总值动态关系的方差分解

从方差分解角度分析海洋生产总值和国内生产总值的动态关系，其结果如表5和表6所示。从表5国内生产总值LGDP的方差分解结果来看，如果考虑GDP的自身贡献率，那么对中国GDP变动最重要的影响因素是GDP的自身变动，这意味着保持中国宏观经济政策的稳定性和连续性对于经济的可持续发展具有至关重要的作用。在没有受到其他外界冲击情况下，中国经济系统是按照自身的规律向前发展的。海洋经济对经济系统的方差贡献在第3期之后效果开始明显，而且呈现逐期上升的趋势。因此，中国在进行宏观经济调控时，首先需要考虑到宏观经济政策的前瞻性、稳定性及连续性，以便保证可操作的政策措施能够促进经济健康发展；其次，要提高海洋产业的总量效应。国内生产总值增加有20%左右是靠海洋产业总量的上升，即提升海洋经济在国民经济中的地位来实现的。同样，中国在提升海洋经济地位时，不仅仅需要依靠其自身的发展与完善，如海洋经济增长方式的转变和产业结构的调整等，在现实中更需要为海洋经济提供一个持续、稳定的宏观经济大环境。因此，从战略角度来讲，海洋经济的发展需要一个较为长期的发展战略。从表6海洋生产总产值LGOP的方差分解结果来看，如果考虑LGOP的自身贡献率，那么影响中国海洋生产总值最重要的因素则是国内生产总值（GDP）的变动，而不是海洋经济自身。这意味着海洋经济的发展更多的是依赖整体经济的发展，宏观经济政策的稳定性和连续性对于中国海洋经济的可持续发展具有至关重要的作用。从10年间的数据来看，中国海洋经济发展的自我强化功能还有进一步提升的空间，尤其是在长期，海洋经济的自身强化在逐期增强。

差生期中总结篇2

[关键词]煤炭消费量；协整；误差修正模型；格兰杰因果关系

Abstract：This paper uses cointegration theory and error correction model to build structural demand model of coal consumption on the basis of basic analysis of coal supply and demand of China, and we also introduced long-term balance of Chinese coal to the short-term forecast, thus we obtained that the total quantity of economy growth still relies on the coal resources consumption in great degree. However, from the error correction model, the coal consumption of second industry shows high efficiency tendency. This paper uses Granger causality tests verify above conclusions.

Key words：coal consumption；cointegration；error correction model；Granger causality tests

随着我国国民经济的快速发展和基础设施建设步伐的加快，能源的供给与需求迅速增长，其中尤以煤炭的供给与需求量增长最为显著。全国煤炭产量从1978年的6.18亿吨上升到2004年的19.56亿吨，2005年产量为21.9亿吨，①比上年增长9.9% 。消费量从1978年的4.04亿吨增加到2004年的13.34亿吨，2005年预计消费量约在21.4亿吨，②比上年增长10.6%，略高于煤炭生产量的增长速度和GDP的增长速度（9.9%）。2006年上半年，全国能耗增长仍快于经济增长，单位GDP能耗不降反升0.8%。在这种情况下，煤炭资源的高消耗能否继续支持经济的高速增长，实现能源利用的集约化及高效率，进而实现经济增长方式的转变，成为摆在我们面前的一个亟待解决的问题。为此，很多学者从能源消费总量或是某一能源的消费量，如石油，来分析和解决这一问题。[1]

国内外学者采用不同的方法对中国能源消费与经济增长的关系做了大量研究，但主要是从定性方面进行，定量分析方面也主要集中在考察能源需求总量、能源利用效率和经济增长之间的关系。[2]其中，林伯强（2001）将协整误差校正模型引入到能源分析中,通过分析能源需求和GDP、能源价格、经济结构中重工业份额的协整关系，建立了中国能源需求的计量经济模型。在经济增长与能源消费各组成部分的分析上，黄飞（2001）采用灰色关联分析法中的关联度分析，认为能源消费结构中与国民经济发展关系最大的是石油，其次是电力，再次是煤炭。张丽峰（2005）利用协整与误差修正理论建立了三次产业的能源消费总量与产业发展的误差修正模型。[3]但是，总量或石油消费量的分析不足以反映我国以煤炭为主的能源消费特征。因此，本文运用协整理论与误差修正模型对第一、二、三产业的煤炭消费量与经济增长（以国内生产总值衡量）进行实证分析，得到中国煤炭消费的误差修正模型，并对模型做出解释，以期真实反映我国各产业能源（煤炭）消费现状，揭示经济增长方式转变的历史进程。

一、中国煤炭消费结构的基本分析

中国国内能源资源禀赋决定了中国以煤为主的能源消费结构，其中第一产业与第三产业煤炭消费量占煤炭消费总量的10%左右，第二产业煤炭消费量则占 90%。煤炭的消费量在能源消费总量中从1978年到2004年的27年间消费比例都维持在65%以上，这是我国能源消费结构的主要特点之一，煤炭消费量在较长时间里仍将维持在一个较高水平，如图1所示。[4]随着中国经济的高速、稳步增长，中国能源消费量也随之增长。

资料来源：中国统计年鉴，2005。

然而，我国煤炭的生产量并不能满足经济发展的需要，如何实现煤炭资源在各产业间的合理配置以保证国民经济的持续、快速、健康发展是我们急需解决的重要问题。因此，研究煤炭消费量与产业之间的协整和因果关系具有重要的现实意义。

二、误差修正模型的建立及检验

（一）数据来源和变量选取

本文运用协整理论和误差修正模型分析中国从19752004年间煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值的协整关系，对具有长期均衡关系的变量构建具有误差修正项的长期均衡方程,并对模型进行分析。本文所选取的煤炭消费量和各产业国内生产总值数据均来自各年《中国统计年鉴》。

为消除异方差的影响和数据的剧烈波动，对原数列取自然对数。其主要变量和含义见表1。

表1模型符号及变量说明(略)

（二）误差修正模型的建立

经典的回归模型是建立在数据序列是平稳的基础上的，对于不平稳的时间序列，可能产生伪回归现象，使模型不能准确反映变量之间的真实关系。协整（cointegration）理论可以很好地解决这一问题，它是由Engle和Granger（1987）提出的，是近年来处理非平稳时间序列之间长期均衡关系和短期波动的有力工具。本文采用EngleGranger两步法。首先对变量进行Augment DickeyFuller(ADF)单位根检验，以确定序列的平稳性和单整阶数。经ADF单位根检验，检验结果见表2。观察下表可以发现煤炭消费量、国内生产总值、第一产业产值、第二产业产值及第三产业产值对数化后均为二阶单整，即LNCC、LNGDP、LNGDP1、LNGDP2及LNGDP3均为 I(2)。

表2ADF单位根检验结果（略）

因此变量之间存在长期稳定的均衡关系，即煤炭消费量和国内生产总值及三次产业产值之间存在长期的均衡关系。使用Eviews5.0可以分别求出LNCC和LNGDP，LNCC和LNGDP1， LNCC和LNGDP2，LNCC和LNGDP3的长期均衡方程。

对误差修正序列进行单位根检验，发现四组误差修正序列都是0阶单整，即误差修正序列是平稳的。从而证明了以上四组长期均衡关系的成立，即协整关系的存在。通过以上分析，从而可以建立最终的误差修正模型。

从以上误差修正模型来看，我国短期煤炭消费量主要取决于上一年煤炭消费量及当年国内生产总值，上一年煤炭消费量对当期煤炭消费量的影响相当显著，国内生产总值变化1%，则引起国内煤炭消费量增加0.39%。而滞后两期的煤炭消费量和滞后一期的第二产业产值引起当期煤炭消费量反方向的变化，这与我国积极推进经济增长方式的转变，走集约化道路是分不开的，图一中煤炭消费比例有下降趋势，但是由于煤炭资源消费的惯性，出现了图中所示的我国煤炭消费量占能源消费总量的比例仍然保持在一个较高水平上。而我国经济的高速增长也得益于煤炭消费量的持续、稳定。

模型的长期均衡主要体现在国内生产总值，ECM_GDP项的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。ECM_GDP的系数 -1-0.7336030，满足误差修正项前面系数的取值范围及符号。从系数估计值（-0.733603）来看，国内生产总值与煤炭消费量间长期均衡关系对短期波动的调整力度还是相当大的，并且在建立模型时，通过多次估计和检验，发现只有国内生产总值的误差修正项对煤炭消费量有显著的长期均衡误差控制，而第一产业、第二产业和第三产业产值的误差修正项没有显著影响。

同时，我们可以得出煤炭消费量的实际观测值、误差修正模型的拟合值以及参差项的显示图，见图2。

误差修正模型具有其明显的优越性：一阶差分项的使用消除了变量可能存在的趋势因素，从而避免了虚假回归问题；一阶差分项的使用也消除了模型可能存在的多重共线性问题；而误差修正项的引入也保证了变量水平值的信息没有被忽略；由于误差修正向本身的平稳性，使得该模型可以用经典回归方法进行估计，尤其是模型中差分项可以使用通常的t检验与F检验进行选取。

（三）格兰杰因果关系检验

Granger因果性检验是指：在序列Xt和Yt消除了趋势之后，如果利用过去的Xt和Yt的值一起对Yt进行预测，比单用Yt的过去值预测的效果更好的话，序列Xt和Yt存在因果关系，这种关系称为Granger因果关系。煤炭消费量与三次产业产值的格兰杰因果关系检验结果见表4。

表4格兰杰因果关系检验结果

由上表可知，国内生产总值及三次产业产值与煤炭消费量之间存在单方向的格兰杰因果关系，即国内生产总值和三次产业产值是煤炭消费量的格兰杰因果关系。值得注意的是，二次产业否定原假设的概率是94%，略低于其他几个指标，说明我国第二产业的发展在能源利用上正在朝着集约化和多元化的方向发展。这与以上得到的误差修正模型的结论是一致的。

三、结论及预测

通过以上分析得出，采用分不同产业的误差修正模型来预测煤炭消费量能够充分反映出国内产业结构变动对煤炭消费量的影响，而煤炭消费量的变化仍然体现为国内生产总值变动的结果。第二产业中的电力、钢铁、建材和化工四个行业是中国煤炭消费最集中的行业，四大行业的增长速度变化对煤炭需求量变化影响很大，煤炭需求的周期性变化取决于四大行业的周期变化。2005年电力、冶金、建材、化工等主要耗煤行业全年均保持着良好的发展态势，产品产量增势不减，生产量累计同比均保持着 10% 左右的高速增长率。四大行业2005年煤炭需求量达到19.5亿吨，预计2006年全国煤炭需求量在22.5亿吨左右，煤炭供给量约在22亿吨左右，煤炭供需基本平衡。第二产业经济增长方式的转变、能源的集约化利用及能源需求结构的多元化将有力地缓解我国煤炭供需矛盾，实现煤炭供需新的平衡。

2006年上半年，我国国内生产总值增长10.9%，煤炭生产增长12.8%，在经济加速增长的情况下，煤炭供应比较宽松，库存继续增加。钢铁、有色金属、建材等领域重点企业坚持推进结构调整和增长方式转变，通过产品结构调整和节能降耗改造降低单位能耗。但是，我们注意到：上半年能源消费增长快速，超过了国家GDP的增长速度，暴露出经济增长方式和能源消费结构上仍然存在的一些问题。这也说明我国在实现经济增长方式的转变，能源、经济和环境协调发展方面还有很长的路要走。

注 释：

①2005年煤炭生产量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。

②2005年煤炭消费量数据来源于《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》。

主要参考文献：

[1]马超群,储慧斌,李 科．中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J]．系统工程,2004（10）．

[2]张政伟,吕子安,张 英．能源与中国经济增长[J]．工业技术经济，200（1）．

差生期中总结篇3

关键词：城乡收入差距 影响因素 动态计量

中图分类号：F213.4 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2013）03-036-03

随着改革开放的不断深入和社会主义市场经济体制的逐步建立，城镇居民收入分配的方式、比例等都发生了巨大的变化，新生的收入差距和旧有的平均主义现象、既有的脑力与体力劳动差别以及源于政治因素的各种社会现象交织在一起，使收入分配格局出现了前所未有的变化，居民收入差距不断扩大，而其中城乡居民之间收入差距的扩大尤为显著。

一、我国城乡收入差距的现状

改革开放以来，我国的城乡收入差距总体上经历了一个“由缩小到扩大”的变化过程。尽管不同学者的研究方法和研究结果可能有所不同，但是对于地区差距和城乡差距的扩大趋势还是有共识的（蔡昉与万广华，2006）。本文采用城乡收入差距比率来衡量城乡收入差距，即城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值。1978年—2010年城镇居民可支配收入与农村居民纯收入的变化趋势图、城镇居民可支配收入年增长率与农村居民纯收入年增长率以及城乡收入差距比率的变化趋势图分别见图1、图2和图3。

由图1可以看出，改革开放以来我国城乡居民的收入有了显著性的提高，但城镇居民的可支配收入的增长幅度要明显大于农村居民的人均纯收入的增长幅度，特别是在1990年以后。由图2可以看出，我国城乡居民收入年增长率的波动曲线形状大致相同（除了1981年—1983年之外），但城镇居民收入年增长率总体上高于农村居民收入年增长率（除了极个别年份之外），而且从2003年之后，城镇居民和农村居民收入年增长率波动趋于平缓，这说明影响居民收入的因素不断趋于稳定。从图3可以看出从改革开放之前到1978年，我国的城乡收入差距比率为 2.57，1978年改革开放以来，城乡收入差距整体趋势是在波动中不断扩大，且呈现出阶段性特征，即收入差距先缩小（1978年—1985年）然后在波动中逐渐扩大（1985年之后）。

由中国社会科学院经济研究所收入分配与改革课题组经过数年跟踪调查做出的一份全国性调查报告显示，如果把医疗、教育、失业保障等非货币因素考虑进去，我国的城乡收入差距世界最高。该调查报告显示，我国城乡之间的人均收入比率由1995年的2.8提高到2002年的3.1。然而，调查人员认为这还不能真实地反映出城乡之间实际收入的差距。报告指出，城镇居民的可支配收入没有涵盖城市居民所享有的各种实物补贴，比如城镇居民很多享受公费医疗，城镇的中小学能够获得国家大量财政补贴，城镇居民享受养老金保障、失业保险、最低生活救济，而农村居民却没有这些补贴和保障，如果把这些因素都考虑进去，估计城乡收入差距可能要达到四五倍，甚至是六倍。

二、我国城乡收入差距的影响因素

根据近年来国内学者对城乡收入差距影响因素的研究可知，影响城乡收入差距的因素有很多，既有经济发展方面的因素，如经济增长、城市化水平、工业化进程、城乡居民的人力资本状况等；也有制度性因素，如财政支出结构、歧视性制度因素（如城乡户籍制度、就业制度、劳动力市场歧视等）、税收结构等。本文着重分析影响城乡收入差距的经济发展方面的因素，主要包括经济增长、城市化水平以及工业化进程。按照通常的研究习惯，经济增长可以用人均国内生产总值（元/人）来衡量，城市化水平可以用非农人口占总人口的比重（%）来衡量，工业化进程可以用第二、第三产业占GDP的比重（%）来衡量。本文选取的数据样本是1978年-2010年的时间序列数据，数据来源于《2010年中国统计年鉴》。

本文研究的是城乡收入差距比率与人均GDP、非农人口占总人口的比重以及第二、三产业占GDP的比重之间的关系，采用1978年-2009年的年度数据，实证研究选用的模型的具体形式为：

Y=a+bX1+cX2+dX3+ε

其中，Y为城乡收入差距比率，X1为人均GDP，X2为非农人口占总人口的比重，X3为第二、三产业占GDP的比重。

由于收集的数据是时间序列数据，因此要对数据的平稳性做出一系列的实证检验，以确保后面所做的回归分析是真实回归，避免“虚假回归”。

1.序列的平稳性检验——单位根检验ADF。

由于实证研究将涉及Johansen协整检验和误差修正模型， 要求所有的变量必须同时满足同阶单整， 因此需要首先采用ADF检验来确定各个变量是否同时满足同阶单整。根据单位根检验的结果可以看出，Y、X1、X2、X3的一阶差分序列在5%的置信水平上拒绝原假设，即不存在单位根，所以这四个变量是服从I（1）单整的时间序列。

2.长期均衡关系检验——Johansen协整检验。

根据Johansen协整检验结果可以看出，在5%的检验水平上，模型变量之间有且只有一个协整关系，即存在长期均衡关系。根据Eviews5.0计算的结果，可以得到协整方程为：

Y=-180.43+0.011X1+5.69X2-0.75X3+ε

（0.004）（2.08）（1.32）

上式反映了城乡收入差距比率与人均GDP、非农人口占总人口的比重以及第二、三产业占GDP的比重之间的长期均衡关系，括号内的数字为各个协整系数的标准差。从协整方程可以看出，在长期中，人均GDP的提高对城乡收入差距的影响为正，但系数较小（0.011），说明影响不是很显著，人均GDP平均提高1元，会使城乡收入差距比率平均增加0.011个单位；非农人口占总人口的比重对城乡收入差距比率的影响最为明显（5.69）且为正，非农人口占总人口的比重每上升1%，就会使城乡收入差距比率增加5.69个单位；第二、三产业占GDP的比重与城乡收入差距比率呈反向变动关系，即第二、三产业占GDP的比重每上升1%，就会使城乡收入比率下降0.75个单位。

3.误差修正模型。

如果经济变量之间存在协整关系，则这些经济变量之间一定存在某种长期均衡关系，但是这种均衡关系的短期调整过程如何，还需要进一步研究。Engle和Granger（1987）提出，如果包含在VAR模型中的变量存在协整关系，则可以通过建立包含误差修正项在内的向量误差修正模型来研究模型中的短期动态特征。

根据误差修正模型的结果显示，误差修正系数为负，说明当解释变量上期产生一个上升（下降）变动时，误差修正机制促使本期的解释变量产生相应的下降（上升）变动，误差修正机制发挥了作用。由于后面的实证分析要涉及到脉冲响应函数和方差分解，为了保证实证研究的有效性，有必要首先对误差修正模型的估计结果进行几项必要的检验。LM自相关检验显示：LM1=9.99，P值=0.87；LM2=22.75，P值=0.12，因此模型不存在自相关。White异方差（无交叉项）检验显示，X2值=176.74，P值=0.55，因此模型不存在异方差。联合正态性检验结果显示，Jarque-Bera值=15.23，P值=0.05因此模型符合正态分布。综上所述，误差修正模型稳定且不存在偏差，根据误差修正模型得出的脉冲响应和方差分解应该是可靠的。误差修正机制作用的具体测度可以通过脉冲响应函数和方差分解获得。

4.人均GDP、非农人口占总人口的比重、第二三产业占GDP的比重对城乡收入差距比率的冲击——脉冲响应函数分析

脉冲响应函数描述的是一个内生变量对误差冲击的反应。具体地说，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的新息（Innovation）冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。如图4-图6，横轴表示滞后阶数，此处给出了滞后10年的情况，纵轴表示城乡收入差距比率对人均GDP、非农人口占总人口的比重以及第二、三产业占GDP的比重的单位新息冲击的反应程度。从脉冲响应函数图可以看出，城乡收入差距比率对人均GDP的单位新息冲击的反应先为负向（前5.5期）然后为正向（5.5期以后），且随着时间的推移影响会越来越小，逐渐趋向于0；城乡收入差距比率对非农人口占总人口比重的单位新息冲击的反应在前5期内为负向，在第5期之后反应为正向，且影响逐渐趋于平缓；城乡收入差距比率对第二、三产业占GDP比重的单位新息冲击的反应总体是正向的，且随着时间的推移其影响越来越小，逐渐趋向于0。

5.城乡收入差距比率波动解析——方差分解。

为了说明人均GDP、非农人口占总人口以及第二、三产业占GDP的比重对城乡收入差距比率的影响程度，我们对上述模型进行了方差分解，即对脉冲响应函数中的各个冲击项同时对一个解释变量回归所得到的说明系数进行正交化分解，以测算出各个冲击项自身对被解释变量的贡献度。表1是城乡收入差距比率的方差分解结果。

从表1可以看出，在城乡收入差距比率的波动中，人均GDP是城乡收入差距比率变动最主要的影响因素，且随着时间的推移对收入差距比率的贡献率在总体上越来越大，即其对收入差距的影响越来越大；非农人口占总人口的比重的贡献率随着时间的推移越来越大，即其对收入差距的影响越来越大；第二、三产业占GDP的比重对收入差距比率变动的贡献率先快速增大（第1-8期）后缓慢减小（第8期以后）。

以上的实证分析是分析影响我国城乡收入差距的经济发展方面的因素，此外还有其他一些歧视性制度因素，如城乡的户籍制度、就业制度、劳动力市场的歧视性等。有学者的研究表明，农民工比本地工的小时平均工资大约低44%，两者之间的工资差异可以分解成两个部分：一是由于人力资本以及其他人口特征因素造成的可以解释的部分，这个部分不是歧视性因素；二是不能由人力资本以及其他人口特征因素解释的工资差异，这与歧视性因素有关。这种非歧视性因素造成的工资差异占工资总差异的46%，而与歧视性因素有关的工资差异占工资总差异的54%。蔡继明（1998）认为城乡收入差距中的24.8%可以用户籍歧视来解释。

6.实证分析的基本结论。

从以上的协整方程分析可知：在长期中，经济增长（人均GDP）对收入差距的影响为正但并不是很显著；城市化水平（非农人口占总人口的比重）是影响收入差距的最主要因素且为正向影响；工业化进程（第二、三产业占GDP的比重）对收入差距的影响是反向的。由脉冲响应函数分析可知：在短期内，经济增长（人均GDP）和城市化水平（非农人口占总人口的比重）的变动对城乡收入差距比率的影响为反向的，表明提高人均GDP和城市化水平可以缩小城乡收入差距；工业化进程（第二、三产业占GDP的比重）对收入差距的影响为正向，但随着时间的推移影响会越来越小，逐渐趋向于0。由方差分解分析可知：在城乡收入差距的未来预期波动中，影响收入差距的最主要因素是人均GDP，其次为非农人口占总人口的比重，且其影响越来越大，而第二、三产业占GDP的比重的影响最小。

三、结论及政策建议

第一，要缩小我国的城乡收入差距就要不断提高居民的人均GDP，即要以经济建设为中心，不断发展生产力，提高经济效益。在长期内，人均GDP与收入差距成正向变动关系，说明我国城镇居民与农村居民人均GDP增长的幅度和速度有很大差距，城镇居民的人均可支配收入增长的幅度和速度要远远高于农村居民人均纯收入。因此，要缩小城乡收入差距就要大幅度提高农村居民的收入。

第二，要缩小城乡收入差距，就要不断提高城市化水平，改革户籍制度，提高非农人口占总人口的比重。在长期中，城市化水平对收入差距的影响是正向的，且是影响收入差距的最主要影响，说明我国城市化进程是伴随着收入差距不断扩大的城市化，这主要是由户籍制度造成的，即户籍所捆绑的一系列社会福利政策是造成收入差距的最主要因素。由于户籍制度的分割，城镇居民可以从城镇户籍中获得农村居民无法享有的一系列福利，这些福利隐性地加大了城乡收入差距。因此，要缩小城乡收入差距就要从三方面入手：首先，要打破现行的户籍制度，统筹城乡居民迁徙权；其次，要消除其他与户籍制度相挂钩的城乡歧视性政策，逐步培育全国统一的劳动力市场，消除劳动力市场歧视；再次，要加快完善农村医疗和社会保障，在城乡之间公正分配医疗救助资源，完善社会保障体系。

第三，要缩小收入差距，长期政策是主要政策取向，即要加快工业化进程，不断提高第二、三产业占GDP的比重，具体地就是要大力推进产业结构优化升级，以高新技术产业改造传统产业，全面发展服务业。

从上面各个影响因素的短期政策和长期政策的分析可以看出，无论是短期政策还是长期政策，其政策导向和目标是一致的，短期政策只是长期政策的一个过渡，且两者的最终落脚点都是要缩小城乡收入差距。

[本文系2012年度国家社科基金：“农村劳动力流动与我国城乡居民收入差距研究”（编号：12BJY032）的阶段性成果。 基金项目：2012年度国家社科基金项目，项目编号：12BJY032]

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差生期中总结篇4

南阳医学高等专科学校第一附属医院，河南南阳 473000

[摘要] 目的 研究分析采用腹腔镜手术治疗不同分期结肠癌的临床效果及预后情况。方法 选取2011年10月—2013年7月期间在该院收治的210例结肠癌患者作为研究对象，将所有患者随机分为对照组和观察组各105例，对照组给予传统开腹手术进行治疗，而观察组给予腹腔镜手术进行治疗。观察两组患者的肿瘤分期、各项临床指标和治疗后局部复发、远处转移以及远期并发症发生等情况，并作对比分析。结果 两组患者在不同分期上的局部复发、远处转移以及1年存活率等比较，差异无统计学意义（P>0.05）；观察组各分期患者的术后镇痛时间和术中出血量明显少于对照组，差异有统计学意义（P<0.05）；观察组III期患者的术后局部复发率、远处转移率和总并发症发生率均高于I、II期患者，差异无统计学意义（P>0.05）；而观察组患者的术后总并发症发生率均明显低于对照组，差异有统计学意义（P<0.05）。结论 采用腹腔镜手术治疗不同分期结肠癌具有较高的临床应用价值，选择治疗的最佳时期结合临床分期选择科学术式，能够有效减少术后镇痛时间和术中出血量，降低术后总并发症发生率，改善预后。

[

关键词 ] 腹腔镜手术；结肠癌；临床应用

[中图分类号] R735.3[文献标识码] A[文章编号] 1674-0742（2014）11（a）－0078-02

结肠癌是一种常见的消化道恶性肿瘤，随着人们生活模式的改变，结肠癌的发病率呈逐年增长趋势[1]。腹腔镜手术是一种新型的结肠癌治疗方式，其主要具有术中视野清晰、出血量少、微创以及术后恢复快等优点，目前已被广泛应用于临床[2-3]。选取该院2011年10月—2013年7月间收治的210例结肠癌患者作为研究对象，旨在进一步探讨腹腔镜手术治疗不同分期结肠癌的临床效果，现报道如下。

1资料与方法

1.1一般资料

选取在该院确诊收治的210例结肠癌患者作为研究对象，将所有患者随机分为对照组和观察组各105例。对照组患者男57例，女48例；平均年龄为（61.6±6.3）岁；I/II期患者70例，III期患者35例。观察组患者男61例，女44例；平均年龄为（60.7±4.9）岁；I/II期患者59例，III期患者46例。两组患者的性别、年龄及肿瘤分期等一般资料对比，差异无统计学意义（P>0.05），具有可比性。

1.2方法

术前两组患者均按常规方式进行准备[1]，对照组给予全麻或者硬膜外麻醉，观察组给予全麻。对照组患者按常规方法进行开腹结肠癌根治手术；而观察组患者进行腹腔镜手术，具体方法如下：选用2个5 mm的Trocar分别放置于脐下以及左右上腹，2个1 mm的Trocar分别放置于两侧腹部，将镜孔设于脐部，再向腹腔中输入定量的CO2，确保压力控制在12~14 mmHg。术中需根据解剖层次使结肠游离，保护双侧输尿管，再将切断的血管进行结扎，将发生病变的结肠组织切除后扩大上腹切口，将病变组织取出，再进行吻合，最后放置引流管引流。

1.3临床观察

所有患者术后均随访1年，观察并记录两组患者术后局部复发、远处转移以及远期并发症情况，同时观察患者的术后镇痛时间和术中出血量，结合患者的结肠癌分期进行分析。

1.4统计方法

采用SPPS18.0统计学软件对数据进行分析，计量资料采用均数±标准差(x±s)表示，组间比较采用t检验，计数资料采用χ2检验。

2结果

2.1两组患者局部复发、远处转移及1年生存率对比

两组患者在不同分期上的局部复发、远处转移以及1年存活率等比较，差异无统计学意义（P>0.05）。见表1 。

2.2两组患者临床指标对比

观察组各分期患者的术后镇痛时间和术中出血量明显少于对照组，差异有统计学意义（P<0.01）。见表2。

2.3两组患者远期并发症情况对比

观察组III期患者的总并发症发生率高于I、II期患者，差异无统计学意义（P>0.05）；而观察组患者的术后总并发症发生率均明显低于对照组，差异有统计学意义（P<0.01）。见表3。

3讨论

结肠癌是目前最为常见的恶性肿瘤疾病之一，主要发病部位为结肠处。临床认为结肠癌的发病原因是由于高脂肪及纤维素食谱摄入量较少[4]。此外，结肠癌患者的主要临床表现为腹胀及消化不良，严重者甚至发生黏液脓性血便，晚期还会出现腹腔积液、水肿，严重影响患者的正常生活及生命安全[5]。

传统的开腹手术临床应用历史较长、操作简单、术中视野广泛且技术较成熟，能够有效清除肿瘤，是治疗结肠癌的主要方案[6]。然而其对患者机体易造成较大创伤，预后效果差，极易并发切口感染及腹腔感染，不利于术后恢复。腹腔镜手术随着临床医学技术的发展，已受到临床的广泛认可。研究资料显示，腹腔镜手术通过腹腔镜的指引，能够有效进行精准化的手术操作，手术成功率极高，并发感染的可能性较小[7-8]。从该次研究发现，不同分期的结肠癌患者进行传统开腹手术（对照组）及腹腔镜手术（观察组），观察组I/II期的局部复发率、远处转移率和1年生存率分别为3.8%、9.5%、98.1%，而对照组分别为4.8%、12.4%、96.2%，两组对比差异无统计学意义（P>0.05）；同时观察组III期患者的局部复发率、远处转移率和1年生存率分别为10.5%、12.4%、94.2%，与对照组差异不大（P>0.05），可见腹腔镜手术临床疗效与传统的开腹手术相当。然而观察组在I/II期、III期的术中镇痛时间及术后出血量上分别为（1.3±0.6）d、（1.5±0.2）d；（141±17）mL、（148±21）mL，均明显少于对照组（P<0.05）；且观察组患者的术后总并发症发生率为5.7%、12.4%，均明显低于对照组，差异有统计学意义（P<0.05）。由此可见，腹腔镜手术III期的并发症高于I/II期，安全性与I/II期相比较差，然而采用腹腔镜治疗的总并发症发生率较低、预后效果好，其临床疗效明显优于传统开腹手术。

综上所述，采用腹腔镜手术治疗不同分期结肠癌具有较高的临床应用价值，疗效确切，应选择治疗最佳时期结合临床分期选择科学术式，能够有效减少术后镇痛时间和术中出血量，降低术后总并发症发生率，改善预后。

[

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差生期中总结篇5

(一)指标设置及数据选取金融资产结构包括金融资产内部结构和金融资产外部结构。其中金融资产内部结构是指一个国家或地区内货币、证券、保险、债券等各类金融资产在该国或地区金融资产总量中各自占有的比例关系，具体包括货币性金融资产/金融资产总量、证券类金融资产/金融资产总量、保险类金融资产/金融资产总量等指标，衡量的是金融资产多元化的程度。为了反映西部地区金融资产多元化程度与产业结构升级之间的关系，本文采用金融资产内部结构指标来反映西部地区金融资产结构，主要选取的指标有HB、ST、IN。其中，HB=M2/金融资产总额，代表货币资产结构;ST=股票市值总额/银行信贷余额，代表证券资产结构;IN=保费收入总额/金融资产总额，代表保险资产结构。从产业结构升级指标看，根据钱纳里的相关理论可知，当一个国家或地区的产业结构出现升级时，第一产业产值在国内生产总值或地区生产总值中所占有的比重会下降，第二三产业产值在国内生产总值或地区生产总值中所占有的比重会上升。考虑到与东部地区相比，西部地区生产力发展水平相对滞后，产业结构升级更多表现为第二三产业所占比重的增长。为此，本文的产业结构升级指标=(第二产业产值+第三产业产值)/国内生产总值，即非农产业占比FN来代表。在数据选取上，本文以1993－2011年间中国西部地区12省市的金融资产结构和产业结构面板数据作为样本。由于1990年12月和1991年6月中国上海证券交易所和深圳证券交易所才相继成立，1992年以后中国证券市场才有一个完整的会计年度数据，1993年之前西部地区上市公司数量及股票市值较小。因此，这里将实证样本数据的选取跨度定为1993－2011年，数据来源为该期间西部地区各省市的《城市统计年鉴》、《经济统计年鉴》、《统计公报》。为了保证各数据序列具有可比性，以1993年为基期，运用1993－2011年间西部地区各省市的CPI指数对相应数据指标序列进行调整。调整后的数据序列FN、HB、ST、IN分别为产业结构升级指标、货币资产结构指标、证券资产结构指标、保险资产结构指标，其特征值见表1。由表1可见，1993－2011年间，西部地区货币资产结构指标的均值最大，保险资产结构指标的均值最小。货币资产结构指标均值是保险资产结构指标均值的69．833倍，是证券资产结构指标的3．551倍。货币资产在西部地区金融资产结构中占有举足轻重的地位，保险资产发展明显不足。从残差项看，西部地区证券资产结构指标的残差项最大，保险资产结构指标的残差项最小，这和现实情况基本一致。

(二)面板单位根及协整检验在进行面板协整检验和PVAR模型分析之前，需要先对各数据序列的平稳性进行检验。这里的序列为面板型数据，运用传统的单位根检验方法可能会产生效力偏低的偏误。为此，这里分别采用了LLC、ADF和Fisher－PP三种适用于面板数据序列的方法进行检验，以保证检验结果的可靠性，结果见表2。由表2的检验结果可知，1993－2011年间西部地区金融资产结构与产业结构数据序列的水平值都无法完全拒绝“存在单位根”这一原假设，各序列的一阶差分检验值全部可以显著拒绝原假设。因此，西部地区金融资产结构和产业结构指标序列均满足一阶单整，可运用面板协整检验方法来检验该期间金融资产结构调整与产业结构升级之间是否存在协整关系。为了保证检验结果的稳健性，这里采用了Pedroni［15］和Johan-sen面板协整两种方法进行检验，结果见表3。从表3中的Pedroni检验结果可见，除PanelPP和GroupPP－Statistic两个指标不显著外，其他指标均显著拒绝“不存在协整关系”的原假设，这表明变量间存在长期协整关系。同时，Fisher检验值也在1%的显著度水平下显著拒绝原假设，所以存在协整关系。

(三)PVAR模型估计Chamberlain开创了基于面板数据的PVAR模型。以此为基础，DouglasHoltz－Eakin、WhitneyNewey和Harvey［16］建立了如下基于个体固定效应时变系数的PVAR模型和广义距估计(GMM)法。PVAR模型拥有一个前提假设，即每个省市的金融资产结构变量HB、ST、IN对产业结构升级的影响具有相同的基本结构，这显然与现实存在较大差距。为此，这里把固定效应ηt和时间效应Φt引入模型，分别代表不同省市变量间存在的区域异质性和解释系统变量里的趋势特征，εi，t为白噪声。在有效去除模型中固定效应和时间效应的干扰之后，即可采用GMM估计法来估计PVAR模型参数，具体结果见表4。根据AIC信息准则可得知模型的最佳滞后期为1期。由表4的估计结果可知，西部地区FN对自身在1%水平上具有显著的正向影响，影响度为0．923%;对HB在5%水平上具有显著的正向影响，影响度为1．448%;对ST在10%水平上具有显著的正向影响，影响度为0．581%;对IN有微弱的正向影响，影响度为0．025%，但并不显著。HB对FN在5%水平上具有显著的反向影响，影响度为－0．823%;ST对FN在10%水平上具有显著的正向影响，影响度为1．051%;IN对FN具有微弱的反向影响，影响度为－0．051%，并不显著。

二、面板脉冲响应及方差分解

为了让误差项实现正交，以便克服因误差项相关而对估计效果产生影响，这里采用的方法是Cholesky残差的方差—协方差矩阵分解。由于方程顺序或内生变量顺序在大多数情况下会影响Cholesky残差的方差—协方差矩阵分解结果，需要建立相应的置信区间来避免这一问题。为此，本文以GMM方法估计出的系数以及方差—协方差矩阵为基础，采用MonteCarlo模拟实验随机生成大量系数，重复计算变量间的冲击响应，这一过程共进行了500次，用模拟结果所获得的两个标准误差置信区间来评价变量间的冲击响应是否显著。图1给出了西部地区金融资产结构调整与产业结构升级之间的PVAR正交化脉冲响应图，其中横轴为追溯期，这里共考察了6个追溯期;纵轴为其他变量产生一个标准差冲击时因变量的响应程度;中间一条曲线为因变量的响应函数线，外侧两条曲线为2倍标准差的置信区间。图1中第一行分别是FN对来自HB、ST、IN一个标准差冲击的响应情况。由图可见，当HB产生一个标准差冲击时，FN在即期的响应值为0，随后表现为一种反向效应，这说明1993－2011年间西部地区的货币资产增长并没有促进产业结构升级。究其原因，这或许是因为货币资产的增加意味着社会融资环境变得更加宽松，在融资成本较低的条件下企业缺乏动力进行产业结构升级的缘故。当ST产生一个标准差冲击时，FN在即期的响应值为0，之后则呈现为一种正向响应，说明证券资产结构的调整促进了西部地区产业结构升级，这与证券市场的资源优化配置功能相符。当IN产生一个标准差冲击时，FN的即期响应值为0，之后逐渐呈现为一种反向响应，这或许与西部地区企业效益不高有关。当企业效益较差时，保险资产结构的提升意味着企业将为更多员工投保，或为原有员工增加投保金额，这可能会加重企业负担，在一定时期内不利于企业发展，因此表现出一种微弱的反向响应。图1中第二行分别是HB、ST、IN对FN一个标准差冲击的响应。从图中可见，当FN产生一个标准信息差冲击时，HB的响应为正向，这说明西部地区产业结构升级有利于货币资产结构的提升。这是因为产业结构升级后，其产出效率更高，企业和居民个人将拥有更多存款和财富，其显现出来的效应就是整个社会的货币资金增加。当FN产生一个标准差信息冲击时，证券资产结构在即期虽然表现为一种微弱的反向响应，但很快转变为一种稳定的正向响应。说明从整体上看，产业结构升级有利于证券资产的发展。当FN产生一个标准差冲击时，IN在即期表现为一种正向响应，之后逐渐向0收敛。说明西部地区产业结构升级能促进保险资产的发展，但从总体上看这种促进效应还相对较小。为了进一步揭示各变量波动的来源，下面分别从10、20、30个预测期对HB、ST、IN和FN的预测均方误差进行分解，进一步分析HB、ST、IN和FN间冲击作用的具体构成，结果见表5。由方差分解结果可知，在10、20、30个预测期，FN的变动中分别有37．288%、34．513%和34．493%的比例来源于自身，来源于HB的影响分别为17．336%、17．192%和17．178%，来源于ST的影响分别为41．343%、44．947%和44．991%，来源于IN的影响分别为4．033%、3．349%和3．339%。对FN变动影响的大小顺序分别为证券资产结构调整、货币资产结构调整、保险资产结构调整。与此相应，FN对HB的影响分别占到32．369%、34．488%、34．492%，对ST的影响分别为29．191%、34．450%、34．492%，对IN的影响的分别为34．945%、34．498%、34．492%。由此可见，产业结构升级对证券资产结构调整、货币资产结构调整、保险资产结构调整的影响大小较为接近。

三、面板Granger因果检验

根据Granger的研究结论，如果两个非平稳时间序列变量存在协整关系，那么这两个变量间至少存在一个单向格兰杰因果关系［19］。在假设变量已包含全部预测信息的前提下，Granger构建了以下检验模型。该模型主要适用于时间序列数据。Hurlin和Venet认为，当检验对象为既有时间维度特征，又有截面维度特征的面板数据序列(PanelData)时，由于样本量明显增大，自由度提高，解释变量间的共线性程度会降低，基于面板数据序列为基础的模型检验具有更强的稳定性和可靠性［20］。模型(8)假设变量Y与其自身的过去值以及变量X的过去值相关，如检验结果显示变量X的系数和显著不等于0，则说明系统中仅存在X到Y的单向格兰杰因果关系。模型(9)假设变量X与其自身的过去值以及变量Y的过去值相关，如估计结果显示变量Y的系数和显著不等于0，则说明系统中仅存在Y到X的单向格兰杰因果关系。如果检验结果显示变量X和变量Y都显著不等于0，则说明变量X和变量Y之间存在双向因果关系，即X是Y的格兰杰原因，Y也是X的格兰杰原因。以上模型中，Δ代表变量的一阶差分，p为变量的滞后期数。如检验结果显示模型中的差分项显著，则说明在短期内变量间存在格兰杰因果关系;如检验结果显示模型中的误差修正项ecmt－1显著，则说明在在长期内变量间存在格兰杰因果关系。运用面板数据对西部地区12省市金融资产结构调整与产业结构升级变量进行格兰杰因果关系检验，结果见表6。由表6的检验结果可得出以下结论:第一，无论是FN与HB、FN与IN，还是FN与ST的格兰杰因果关系检验的ecm均至少在5%水平显著。说明在长期内，西部地区金融资产结构调整与产业结构升级之间存在双向格兰杰因果关系，即产业结构升级是金融资产结构调整的格兰杰原因。同时，金融资产结构调整也是产业结构升级的格兰杰原因。第二，在短期内，FN和HB、FN和ST、HB与ST之间只存在单向因果关系，即HB是FN的格兰杰原因，但FN不是HB的格兰杰原因;ST是FN的格兰杰原因，FN不是ST的格兰杰原因。第三，短期内，IN与FN之间不存在格兰杰关系，即FN不是IN的格兰杰原因，IN也不是FN的格兰杰原因。

四、结论及政策建议

差生期中总结篇6

关键词：经济周期；波动来源；方差分解

[中图分类号]F592.7;F224 [文献标识码]A [文章编号]1009-9646（2012）4-0008-02

一、引言

经济周期是宏观经济研究的核心之一，而经济周期性波动的来源是什么？实际经济周期理论认为技术冲击是造成经济周期性波动的主要因素；凯恩斯主义理论认为经济波动主要是由于资本边际效率的波动造成的；投资过度理论将经济的周期性波动归因于投资过度；货币主义理论认为货币供应量的变化引导了经济周期的发生；金融经济周期理论认为银行信用是经济周期的最主要原因。

二、数据获得与处理

本文所采用的数据根据历年《中国统计年鉴》，《中国国内生产总值核算历史资料：1952―2004》，并进行计算整理得来。

三、从需求视角考察我国经济周期性波动来源

（1）由于支出法国内生产总值增长率可以拆分成消费、投资和净出口的加权增长率，即：

（2）如果将消费、投资和净出口的加权增长率设为三个变量，则这三个变量之和的方差可以拆分成消费、投资和净出口三个组成成分的方差及成分间的协方差。因此，我们可以采用下面的公式来计算各成分对国内生产总值增长率方差的总贡献。

改革开放以来三个周期中支出法国内生产总值各成分加权增长率的波动对国内生产总值增长率方差的贡献，以及1979―2010年支出法国内生产总值各组成成分加权增长率的波动对国内生产总值增长率方差的贡献，结果见表1。

表1 支出法国内生产总值各成分加权增长率的波动对其增长率方差的贡献

在上世纪80年代和90年代，国内需求是我国经济周期性波动的重要来源，外需则是经济波动的平稳项。这已为标准的凯恩斯主义经济学所阐述：消费、投资等国内需求的上升，导致进口增加，因而净出口与消费、投资存在着负相关关系。进入21世纪后，外部需求则业已成为经济波动的一个重要来源，净出口占我国国内生产总值的比重显著上升且波动较大，从2000年的2.7%上升至2007年的8.8%，至2009年又大幅下降至4.3%。其对支出法国内生产总值波动的贡献率在2000―2009年的周期中达到77%，这是前所未有的，反映了中国经济融入全球经济以及进出口波动对中国经济波动贡献增强的事实。

进一步将21世纪前10年与20世纪最后10年进行比较，可发现方差贡献率下降最明显的是投资而不是消费，这表明投资增长的平稳性提高了。

四、从供给视角考察我国经济周期性波动来源

假设生产函数为规模报酬不变的柯布――道格拉斯形式：

整理上式得：

总产出增长率可以分解为全要素生产率的增长率、加权资本投入的增长率（权重为）及加权劳动投入的增长率（权重为）之和。

表2 内涵增长与外延增长的波动对总产出增长率方差的贡献

由表2中数据可以得出，改革开放至今任何一个经济周期都与全要素生产率增长率的波动密切相关，全要素生产率增长率的方差贡献率远大于要素投入增长率的方差贡献率。

对这一结果的解释，可从两个视角出发，一是从科研投入增加、教育经费支出增加中寻求解释；另一个方向是结合上世纪80年代蓬勃发展的乡镇企业，将大量农村劳动力吸纳到农村轻工业化过程，之后是数以亿计的农村劳动力向东部沿海城镇转移。在城市化快速发展时期，一方面，农村部分劳动力向城市转移，其劳动生产率明显提高；另一方面，由于农村一部分劳动力转移到城镇，缓解了人口与耕地的矛盾，留下来的农民的劳动生产率也会有所提高。不过由于户籍、社会保障等制度性原因及外需疲弱等外部需求因素，导致农村劳动力周期性回流。

本文通过采用历年中国统计年鉴中分城乡就业人员的统计数据，估计出自1996年始，每年由农村向城镇转移的新增劳动力人数，将其除以上一年的城镇就业总人数，得到新增进城农民工占上年城镇就业人员数比重的时间序列，如图1所示。

人员数比重与国内生产总值指数比较

经计算，新增进城农民工占上年城镇就业人员数的比重与国内生产总值指数时间序列的相关系数为0.6816，属中度相关。就业人员所属产业的结构性变化可能是上世纪90年代以来我国经济周期性波动一个主要原因。

本研究得到2011年度中央高校基本科研业务费学生专项资助，项目编号：11ZYXS53。

差生期中总结篇7

关键词：产业结构；经济增长；实证分析

建国以来，孝感经济建设取得很大成就。随着经济总量的增长，孝感市的产业结构出现逐步升级的趋势，社会经济从传统的农业社会向现代工业社会转变，经济结构向现代型的经济发展模式转型。但孝感市作为湖北省的欠发达地区，农业仍然占有相当比重，而工业和服务业与发达城市相比发展缓慢，这些因素制约了孝感经济的发展。本文通过对孝感市产业结构与经济增长关系的研究，从战略的角度提出孝感市经济发展的对策及建议，以期为孝感经济发展起到一定的推动作用。

一、样本数据的选择与回归检验

（一）数据来源及处理

国际、国内较为通用的表示国民经济增长的一项重要指标是国内生产总值，即GDP。本文采用1992-2009年的年度数据，对产业结构与经济增长关系进行研究。其中主要选取了孝感市历年经济增长的国内生产总值GDP（按当年价格计算）、第一产业产值（Y1）、第二产业产值（Y2）、第三产业产值（Y3）、第一产业比重（R1）、第二产业比重（R2）和第三产业比重（R3）为指标数据。根据孝感市统计年鉴资料显示，三次产业GDP在宏观经济总量中的比例关系，由1992年的42.70：31.00：26.30变为2009年的21.32：42.10：36.58，产业结构的不断调整导致了经济持续快速的增长，GDP年均增长15.09%，其中第一产业增加值年均增长10.74%，第二产业增加值年均增长17.83%，第三产业增加值年均增长17.29%。

在数据处理方面，由于自然对数变换不仅不改变原来的协整关系还能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，本文对七个变量取对数进行分析，分别表示为LOGGDP、LOGY1、LOGY2、LOGY3、LOGR1、LOGR2和LOGR3。

（二）实证分析

1、产业结构与经济增长因果关系检验

模型的选择：基于相关系数的特点，选用计量经济理论中的格兰杰因果检验模型研究孝感市产业结构与经济增长二者之间关系，一方面可以避免“伪相关”现象的出现；另一方面也可以具体确定二者之间是否存在单向影响的因果关系。

数据平稳性检验：在进行格兰杰因果检验之前，先分析数据的平稳性，这里采用ADF检验，其中ADF检验的模型形式为：

ΔYt=c+βYt-1+ξ1ΔYt-1+ξ2ΔYt-2+…+ξp-1ΔYt-p+1+δt+ε1①

原假设H0：β=0，备择假设H1：β＜0，接受H0意味着序列Yt有一个单位根，即是非平稳的。其中ε、t为白噪声，Δ为差分算子，c为常数项，t为趋势因素。

对LOGGDP、LOGR1、LOGR2和LOGR3，进行ADF检验，检验结果如表1所示。

根据表1，自然对数变换后得到的LOGGDP时间序列变量在原水平时是非平稳的，在一阶差分后也是非平稳的，而在二阶差分后则均为平稳序列，说明此变量为二阶单整序列；同样自然对数变换后分别得到的lnR1、lnR2、lnR3时间序列变量二阶差分后是平稳的，说明这三个变量也是二阶单整序列。经过二阶差分后的Δ2LOGGDP、Δ2LOGR1、Δ2LOGR2和Δ2LOGR3数据可近似代表经济增长变化与一二三产业结构变动情况，因此，对此差分后的四时间序列做格兰杰因果关系检验，对孝感市产业结构与经济增长关系进行实证分析。

结果分析：运用Eviews5.1，对孝感市产业结构变动与经济增长之间的格兰杰因果关系进行分析，分析结果如表2所示。

根据表2，由F-统计量和相伴概率可以发现，在5%的显著性水平下，第一产业、第二产业、第三产业都是GDP增长的格兰杰原因，同时GDP的增长对于第一产业的发展有促进作用。由此可见，孝感市经济增长与产业结构调整之间的作用方向是，产业结构调整能促进经济增长，而经济增长也能促进产业结构的调整。

2、孝感市产业结构对经济增长的贡献分析

模型的选择：由上所知，LOGGDP和LOGY两个变量均为二阶单整过程，因此可以对其进行协整检验。本文选用Engle-Granger两步法进行变量间的协整关系检验。

协整模型检验：首先，对同阶单整的LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四个变量的时间序列进行最小二乘估计（OLS），由结果得模型的估计结果如下：

LogGDP=0.9477047596+0.3514854972*LogY1+0.378686375*LogY2+0.282056077*LogY3②

其次，研究线性回归残差序列resid的平稳性，对上述方程的回归残差进行单位根检验（EG检验），检验结果如表3所示。

由表3可知：残差e的ADF统计量值为-8.294112，该值小于1%的临界值-4.667883，因此该残差序列在1%的显著水平上已经是平稳序列，即LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四个序列之间存在着协整关系。从经济学上来讲如果这四个变量是协整的，那么它们之间就具有一个长期均衡关系。

建立线性回归方程对它们之间的关系进行表述。根据协整检验结果，构造出以LOGGDP为因变量的线性回归方程如下：

LogGDP=0.948+0.351LogY1+0.379LogY2+0.282LogY3③

上式表明，第一、第二、第三产业结构每变动1%，孝感市经济总量分别将同向变动0.351%、0.379%和0.282%。

结果表明，变量LOGGDP、LOGYl、LOGY2、LOGY3之间存在协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系，即对于孝感市来讲三次产业与孝感市的经济增长之间存在长期的均衡关系，各个产业对经济增长都有着长期的贡献作用。

误差修正模型：本文使用误差修正模型来估计产业结构与经济增长的短期动态过程，利用LOGGDP与LOGYl、LOGY2、LOGY3的长期均衡方程进行估计，可以建立如下误差修正模型：

ΔLOGGDP=0.138+0.227ΔLOGY1+0.316ΔLOGY2+0.456ΔLOGY3-0.117ΔE（-1）

R2=0.99998DW=2.567064④

通过观察模型，R2表明模型整体拟合效果较好；DW=2.567064表明模型不存在序列相关性。误差修正模型中各差分变量反映了短期变动的影响。

二、结论及对策建议

（一）结论

根据模型结果确定孝感市产业结构与经济增长关系的长期行为与短期行为模型，据此对孝感市产业结构与经济增长关系的长期经济行为与短期经济行为进行具体分析。

1、长期经济行为分析

由协整检验模型得到的方程③知该回归模型调整后的判决系数为0.999671，这说明第一、第二、第三产业对国内生产总值有整体的解释意义，而D-W统计量为1.026386，说明回归方程的残差项不存在序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可信的。可知，孝感三次产业对经济增长存在长期的贡献作用，三次产业对经济增长具体表现为：第一产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.351个百分点；第二产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增0.379个百分点；第三产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值将增加0.282个百分点。可见，在孝感市长期的经济增长过程中。第二产业一直起着重要作用，对经济增长拉动作用最大，是推动孝感市经济增长的动力；其次是第一产业，最后是第三产业。但是由方程③中的系数可以看出，第二产业的带动只比第一产业多0.028个百分点，由此得出，在孝感市过去的产业结构中，第一产业占GDP比重过大，第三产业产值过小，孝感市工业化道路漫长，这种结构如不调整会对长期经济增长产生不利影响。

2、短期经济行为分析

由误差修正模型知调整后的判决系数为0.999964，这说明第一、第二、第三产业对国内生产总值有整体的解释意义，D-W统计量为2.567064，说明回归方程的残差项不存在序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可信的。同样根据回归模型可知，短期内第一产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.227，第二产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.316个百分点，第三产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值将增加0.456个百分点。此外，从短期内的误差修正方程来看，误差修正项统计上检验是显著的且是负的，符合反向误差修正机制，误差修正系数为0.117，这说明孝感市三次产业对经济增长的短期波动较大，平均每年对上年偏离长期均衡水平的短期调整幅度为11.7%。由此可以得出，短期内第三产业的发展可以较快的促进经济增长，第二产业的促进作用次之，而第一产业在短期内的促进作用相对较弱。

综上所述，孝感市的产业结构存在不合理性，第一产业在GDP中比重过大，从长期看，不利于经济向前发展；短期内对经济增长的促进作用较弱，第二产业对国民经济发展起重要作用，无论从长期还是短期，其对经济的拉动作用是十分明显的，但是存在发展不够，进程没完全过渡到中级工业化阶段。作为经济发展重要突破口的第三产业发展明显滞后，发展水平不够，对经济的贡献率还有待进一步提高。针对这些问题，从经济发展的长远角度看，应对现在的经济结构进行调整，优化产业结构，促进经济的持续健康发展。

（二）对策建议

1、调整农业结构，发挥比较优势

在今后的发展中应适当降低农业在国民经济所占的比重，要在不断深化农村改革和增加投入的基础上，调整和优化农业内部结构，发展优质高效的农业，提高增长速度，提高比较效益，加快第一产业的发展，以确保农业的基础作用和国民经济的协调发展。

2、突出工业的主导地位，加快工业化进程

结合孝感实际情况，第二产业发展不够，现阶段处于初级工业化向中级工业化过渡的阶段，总量规模小，在GDP中占的比重过小。在短期内应大力发展工业，实现工业倍增计划。加快城镇化建设，促成工业园区集约式发展，控制与调整村镇工业园区，使工业发展向市区工业园区集中。同时积极发展低碳工业，走新型工业化道路，要以高新技术产业为先导，以提高自主创新能力为支撑，以建立现代制造业体系为目标，充分发挥支柱产业对经济增长的作用，优化产业内部结构，改造提升传统产业，注重环境效益，节能降耗，促进工业长期稳定发展。

3、发展现代服务业，促进第三产业的优化升级

差生期中总结篇8

我国学者对能源消费与环境间的关系研究也比较多，国涓分析了能源消费对环境的影响以及能源活动的环境成本任彪、李少颖运用灰色关联分析中国能源消耗和环境污染与经济发展之间的关系，结果表明水电的消耗和环境污染治理投资对经济发展影响较大，而水电的消耗又对环境污染治理投资的影响比较大;曾波,苏晓燕将灰色关联分析引人到我国的能源消费和环境质量关系的研究中，探索了现有的能源消费结构和环境影响的内在灰色关联,确定各种能源消费对我国环境质量的不同影响程度;杨永华等从经济学的视角分析了能源使用与环境质量的关系,并试图从理论上论证环境质量改善的关键在于资源生产率的提高；王舜，张颖从哲学视角出发，分析能源与环境关系的历史,并探讨了处理和解决能源与环境关系的出路与设想。巳有文献中的多数为定性分析,少量的定量分析也局限于研究能源消费与环境间的相关关系，并没有探讨二者的长期均衡关系，且还没有学着对能源消费结构与环境污染之间的定量关系进行研究。本文运用自回归分布滞后一误差修正模型和边限检验对能源消费总量、能源消费结构与不同环境污染物之间的长期和短期关系进行了实证研究。

1样本选取和研究方法

1.1样本选取

我国当前以煤为主的能源消费结构,造成了严重的大气环境污染,主要污染物是SQz、烟尘和氮氧化物。图1显示了1985-2007年我国一次能源消费构成情况，图2反映了我国1985-2007年SOz和工业烟尘的排放量的变化趋势。

从图1中可以看出，我国煤炭占能源消费总量的比重一直维持在70%左右，2002年达到最低点66.32%后，又有所上升;水电、核电、风电占能源消费总量的比重一直在上升。

图2显示了二氧化硫的排放量存在长期上升的趋势，工业烟尘的排放量则存在下降趋势。本文采用二氧化硫(SOz)、工业烟尘(GY)的排放量来衡量我国环境污染的状

况，采用能源消费总量(EC)、煤炭占能源消费总量的比重(CC)和水电、核电、风电占能源消费总量的比重(XC)三个指标来衡量我国能源消费的现状,选取1985-2007年的年度数据作为样本区间。在数据处理时为了消除异方差的影响，进行了对数化处理。

1.2研究方法

在多元模型中,由于序列的非平稳性可能会给传统的回归模型带来“伪回归”问题。20世纪80年代Engel和Granger的协整理论指出,两个或多个非平稳时间序列的线形组合可能是平稳的[6]。对于相同的非零阶单整序列，则可用JJ(Johansen-Juselius)检验来分析变量间长期和短期的均衡关系[7]。然而该方法要求所有变量具有相同阶数，尤其当在分析中涉及内生变量、外生变量的选择,滞后阶数、趋势项和截距项的确定时，研究结论具有很大的不确定性,模型的稳定性不高。因此Pesaran和Shin(1999)与Pesaran等（2001)提出自回归分布滞后（AutoregressiveDistributedLagApproach,ARDL)协整方法和边限检验(boundstesting)这种分析方法不要求变量具有相同单整阶数，适用于无法确定模型变量是零阶单整、一阶单整还是混合形式,同时对样本容量的变化不太敏感。由于本文只有23个数据样本,于是采用基于ARDL模型和更加稳健的边限协整检验来识别能源消费与环境污染间的长期关系，同时采用误差修正模型(ECM)来分析能源消费和环境污染的短期动态关系。

边限检验所基于的无约束误差修正模型的表达式如下：

式⑴中A表示一阶差分,ln表示对序列取自然对数，WR为污染物，在具体分析时采用处和工业烟尘这两个指标。边限检验是通过对滞后变量、丨lnCC,.,^lnATC,。系数的联合检验来实现的,采用的是Wald检验，输出结果为F统计量。检验的原假设是变量间不存在协整关系，表达式如式(2)所示。

利用式(1)计算的F统计值检验水平变量间可能存在的协整关系。Pesaran等(2001)构造了检验条件误差修正模型的上下两组边限临界值，临界值上限假设所有变量都是一阶单整的，临界值下限假设所有变量都是零阶单整的。若计算的F统计值大于临界值上限，则拒绝原假设，认为存在协整关系;若F统计值小于临界值下限，则不能拒绝原假设，也就是说变量间不存在协整关系；若F统计值落在临界值上下限之间，则不能得出确定性的结论。

2模型估计结果及经济含义

2.1模型估计结果

在利用ARDL模型时我们先按照式(1)对各差分变量进行滞后并利用AIC信息准则选择最佳滞后期，考虑到S02的排放存在上升趋势，本文在进行方程估计时加人了趋势项,然后根据系数的显著性判断是否需要保留;接着利用边限临界值进行检验，判断变量间是否存在着长期稳定关系，如果存在长期的稳定关系就将变量放人条件误差修正模型中，最后采用ARDL估计方法估计水平变量之间的长期关系和差分变量间的短期动态关系。

由于本文的样本滞后期越长序列相关越严重,且受数王姗姗等:能源消费与环境污染的边限协整分析

据样本容量的限制，我们选择差分变量的最大滞后阶数为值、1阶和2阶序列相关的m检验统计量、边限检验的f2(即p=3)。根据一阶差分变量的不同滞后期得到AIC统计量值,如表1所示。

根据AIC信息准则并结合序列相关的UV1检验统计量，计算式（1)中滞后水平变量系数约束的WALD检验的F统计量，与Pesamn等(2001)计算出的边限临界值上下限进行比较，判断水平变量间是否存在长期协整关系。从表1中可以看出，SOz包含趋势项在5%(p=2)的显著性水平上拒绝式（1)不存在长期协整关系的原假设;工业烟尘无论包不包含趋势项均在l%(p=2)的显著性水平上拒绝原假设。依据AIC和相关诊断对％和工业烟尘的估计方程进行处理，剔除不显著阶数，使模型简化。经处理后最终确定的ARDL模型为：Sp2(1010)，工业烟尘。

根据最终设定的模型，我们对式(1)重新进行估计，估计结果如表2、表3所示。

从表2中可以看出，长期来说能源消费总量、煤炭占能源消费总量的比重和水电、核电、风电占能源消费总量

表2SOi和能源消费之间ARDL-ECM模型的估计结果

的比重对SQj的排放量的影响在1%的显著性水平上都是显著的，短期来说，只有煤炭占能源消费总量的比重在10%的显著性水平上可以很好的解释我国S02的排放量。能源消费总量、煤炭占能源消费总量的比重和水电、核电、风电占能源消费总量的比重的长期弹性系数分别为:

表3是工业烟尘对应的方程（1)表达式的估计结果。从长期看，只有水电、核电、风电占能源消费总量的比重对工业烟尘的排放量在10%的显著性水平上影响显著，能源消费总量和煤炭占能源消费总量的比重对工业烟尘排放量的影响都不显著;从短期来看能源消费总量和水电、核电、风电占能源消费总量的比重对工业烟尘排放量的影响在5%的显著性水平上显著。能源消费总量、煤炭占能源消费总量的比重和水电、核电、风电占能源消费总量的比

重的长期弹性系数分别为:0.06、0.27和-1.40。

为了检验模型的拟合效果,本文做了诊断检验,同时为了检验模型最终设定的可靠性,还利用了估计方程递归残差累计和(cumulativesumofrecursiveresiduals)与递归残差平方累计和(cumulativesumdsquaresofrecursiveresiduals)对模型参数结构的稳定性进行检验。结果见表4。

从表4的检验结果可以看出自回归分布滞后一误差修正模型(ARDL-ECM)的拟合效果较好，模型比较稳定，估计结果可靠。

2.2估计结果的经济含义

通过上面的分析可以看出，不同污染物在长期和短期受能源消费总量和能源消费结构的影响不同，因此在降低污染物排放方面，从长期和短期来说也分别要有不同的侧重点，采取不同的措施。

从长期来看，能源消费总量、煤炭占能源消费总量的比重和水电、核电、风电占能源消费总量的比重对SQ2的排放量影响均显著。我们可采取以下措施降低SQ2排放量:降低能源消费总量,提高水电、核电、风电占能源消费总量的比重,但要想在经济发展的同时降低能源消费总量,只有通过提高能源使用效率,降低各产业部门的能源强度，调整产业结构,使产业结构从能源消耗比较大的第二产业向能源消耗较小的第三产业转移来实现。对工业烟尘排放量来说只有水电、核电、风电占能源消费总量的比重的影响是显著的。降低烟尘排放量，只能通过调整能源消费结构,提高新能源和可再生能源在能源构成中的比重,走可持续能源发展战略来实现。

从短期来看,只有煤炭占能源消费总量的比重对S02的排放量有显著影响，这进一步印证了我国S02的排放是由煤炭消费引起的。要想短期内降低S02的排放量，只能减少煤炭、焦碳等低质能源的使用,提高污染物的净化处理和煤炭清洁有效利用技术的使用率。能源消费总量和水电、核电、风电占能源消费总量的比重对工业烟尘的排放有显著影响。作为发展中国家，社会与经济的发展需要有相应的能源提供支撑和保障，因此,只能通过改变能源消费方式，提高节能意识,加大科研投人,尽快开发和推广可循环利用和治理污染的先进技术，发展清洁能源和可再生能源等措施来降低工业烟尘的排放量。

3结论

差生期中总结篇9

关键词：短期国际资本流动；广义货币供应量；经济波动

Analyses the short-term international capital "broad money supply and economic fluctuation

ZhangJinTao nanjing university business school，

Pick to： this paper build up short-term international capital to the entity economy influence theory model， and the short-term international capital， the broadest measure of money supply and GDP of the relationship between the empirical research. The study found that short-term international capital affect the real economy of the transmission mechanism is： in the short term， the short-term international capital flow significant cause the broadest measure of money supply change， generalized changes in the money supply and significant lead to GNP appear fluctuation. This paper further combined with impulse response function and variance decomposition short-term international capital flow scale fluctuation rate and economic growth rate， the relationship between the scale of international capital flows found short-term volatility is economic growth fluctuatesthe single Granger cause， The wave of the economic growth around 20% was due to short-term international capital flow scale fluctuation rate happened caused by different dynamic.

Keywords： short-term international capital flow； Broad money supply； Economic fluctuation

1 引言

自2002年以来，随着境外短期国际资本的大规模持续涌入，我国国内相继发生了房地产市场泡沫、股市上涨、人民币升值、流动性过剩和通货膨胀。2007年美国次贷危机爆发并引发国际金融危机之后，全球金融机构的“去金融杠杠化”趋势强化，外部冲击下的国内经济形势剧烈演变，潜入的短期国际资本又出现逆转势头，与之伴随着的是国内货币政策困境、人民币汇率波动、股指大跌，以及经济增长放缓。因此，从当前中国的现实国情出发，分析短期国际资本对我国实体经济的影响及其传导渠道，科学而前瞻地研究短期国际资本流动和经济增长率波动的关系，无疑是理论界和实务部门面临的重要课题，同时也可为妥善应对当前的金融危机提供重要思路。

2 文献回顾

值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。

梳理并综合目前国内关于短期国际资本的研究文献，大致分为三类。第一类主要是研究短期国际资本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的计量方法为：短期国际资本规模=国际收支净误差与遗漏+私人非银行部门短期资本流入+以其它名义通过正常渠道流入的短期投机资本［6］。唐旭、梁猛认为，短期国际资本从贸易渠道流入的成本较大，短期国际资本主要是通过外资企业的利润留存、外国直接投资折旧和外资投资企业的外债等三个渠道流入中国［7］。

第二类文献主要分析影响短期国际资本流入我国的影响因素。代表性文献有：王世华、何帆发现，人民币升值预期是中国短期国际资本流动的决定因素，良好的宏观经济运行状况也会吸引短期国际资本流入［8］。张谊浩、裴平、方先明的研究结论认为大量短期国际资本流入中国大陆除出于“套利”动机外，还出于“套汇”和“套价”动机［9］。

第三类文献主要分析短期国际资本流入对我国资产价格的影响。刘莉亚研究结果表明：短期国际资本的大量流入显着推动住宅价格尤其是豪华住宅价格指数的上升［10］。张谊浩、沈晓华发现，人民币升值和上证综合指数上涨是短期国际资本流入中国的原因，但短期国际资本流入并不是上证综合指数上涨的原因［11］。

国内外研究成果对本文的实证分析具有重要启示与借鉴意义。但考虑到目前的文献尚缺乏针对短期国际资本流动与国内实体经济，特别是与经济增长率波动关系的专门成果，这与中国当前经济稳健运行的现实要求极不相符。为此，本文将从短期国际资本流动对实体经济影响机制，以及短期国际资本流动波动率变化对经济增长率的影响等方面展开研究。

3 理论模型

根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量（M2）为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量（H）与货币乘数（λ）共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下

由（13）式可知：当短期国际资本流动SCFt-a-b0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。

4 样本选择及其描述

结合近年来国内经济的实际状况，并考虑到数据的可获性，本文选择2000年第一季度到2008年第四季度的短期国际资本流动、广义货币供应量和实际国民生产总值的季度数据进行实证研究。本文所涉及的数据均来源于WIND资讯系统。

4.1 实际国内生产总值（GDP）与广义货币供应量（M2）

本文运用价格指数对国内生产总值进行处理得到不变价格国内生产总值的季度数据。由于不变价格国内生产总值季度数据是一组具有较强季节特征的时间序列数据，这里对其进行季度调整，调整后的数据作为2000～2008年每季度的实际国内生产总值。同时，考虑到我国目前利率市场化程度低，参照第二部分理论模型的推导结论，本文选取广义货币供应量M2作为短期国际资本对GDP进行传导的中间变量。

4.2 短期国际资本流动（SCF）

本文参考并改进张谊浩、沈晓华［11］计量短期国际资本流入规模的方法估算短期国际资本流动规模。具体测算公式

短期国际资本流动=外汇储备增量-FDI-正常的贸易顺差

在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000～2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000～2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000～2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。

4.3 经济增长率（GDP_R）和短期国际资本流动波动率（SCF_R）

本文中各季度经济增长率（GDP_R）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（SCF_R）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=A×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则A=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，A=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。

5 实证检验

表1给出所有相关变量的单位根检验结果。由表1可知，对于变量GDP、SCF和M2的水平值序列，ADF检验不能拒绝存在单位根的原假设，这说明三个变量的时间序列都是非平稳的；同时，对于这三个变量的一阶差分序列，ADF检验都在1%的显着性水平下拒绝单位根存在的原假设。根据以上检验结果，可认为这三个变量都是单整变量。同时，对于变量GDP_R和SCF_R的水平值序列，ADF检验在1%的显着水平上拒绝存在单位根的假设，该结果说明这两个序列是平稳的。

5.1 短期国际资本流动影响实体经济的传导机制

由单位根检验可知，DGDP、DSCF和DM2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据SC和AIC准则确定滞后期为2，检验结果见表2。

从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（DSCF）是广义货币供应量变化量（DM2）的Granger原因，但是广义货币供应量变化量（DM2）不是短期国际资本流动的变化量（DSCF）的Granger原因；广义货币供应量变化量（DM2）与实际国民生产总值变化量（DGDP）互为Granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（DSCF）和实际国民生产总值变化量（DGDP）之间不存在显着的Granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。

5.2 短期国际资本流动波动率与经济增长率

5.2.1 Granger因果关系检验

在确定短期国际资本净流动波动率（SCF_R）和经济增长率（GDP_R）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的Granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的Granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的Granger原因。

5.2.2 脉冲响应和方差分解

为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用VAR（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。

经济增长率和短期国际资本流动波动率的交叉响应函数表明（见图2），短期国际资本流动波动率的非预期变化将迅速对经济增长率产生正向影响，随着时间的推移逐渐减弱，直至消失。但是，经济增长率发生变动对短期国际资本流动波动率影响不显着。

图3结果显示，造成经济增长率发生剧烈波动有20%左右是由短期国际资本流动波动率异动引起；同时，经济增长率发生剧烈波动对短期国际资本流动影响不大。

6 结论

本文构建起短期国际资本流动对实体经济影响的理论模型，并运用相关统计数据进行实证研究。研究结果表明，短期国际资本流动影响实体经济的渠道是：在短期内，短期国际资本流动显着引起广义货币供应量的变化，广义货币供应量的变化又会显着导致国内生产总值的波动。同时结合短期国际资本流动波动率与经济增长率的样本数据，实证检验发现短期国际资本流动的变动将引起经济增长率发生波动，脉冲响应函数的结果进一步证实了上述结论。通过方差分解，本文还发现造成经济增长率发生剧烈波动中有约20%是由于短期国际资本流动波动率发生异动所致。

参 考 文 献：

［1］Edwards S. Capital controls， capital flow contractions， and macroeconomic vulnerability［R］. NBER Working Paper， 2007.

［2］Papaioannou E. What drives international financial flows？ Politics， institutions and other determinants［J］. Journal of Development Economics， 2009， 88（2）： 269-281.

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［6］尹宇明，陶海波.热钱规模及影响［J］.财经科学，2005，（6）：131-137.

［7］唐旭，梁猛.中国贸易顺差中是否有热钱， 有多少［J］.金融研究，2007，（9）：1-19.

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差生期中总结篇10

关键词：外企；外债管理模式；存在问题

外债作为我国利用外资的一种重要形式，对于促进我国国民经济发展和经济金融体制改革起到重要作用。但随着全球经济一体化进程的不断加快，外债管理上的超国民待遇、管理模式落后、规模增长过快等问题逐步显现。如何实现外债管理中的差别待遇，提高外债经营的安全度，建立与我国经济发展相适应的、与国际惯例接轨的外债管理方式和体制，是当前外汇局亟需探讨的课题。

1 当前外债管理存在问题

1.1 超国民待遇问题

（1）外商投资企业与中资企业举借外债审批门槛悬殊。在现有“内紧外松”的外债管理模式下，国内中资企业举借中长期国际商业贷款，需事前经国家发改委批准和申请指标，举借短期国际商业贷款也需事先取得外汇局的短贷指标。而外商投资企业借用外债不需事前批准，只需按“差”管理模式要求，在“差”范围之内自行举借外债。因此，外商投资企业在借用外债方面形成巨大天然优势，而中资企业则因受政策限制导致融资渠狭窄，外债支持经济发展的作用没有得到有效发挥，客观上造成了“扶外限内”的局面。

（2）对于外债的结汇使用，中资企业与外商投资企业存在差异。目前，对于中资企业借用的外债，视同国内外汇贷款管理，其借债资金的使用受到严格的限制，不得结汇，只能用于进口支付。而外商投资企业可根据企业经营实际自行结汇，虽然自2004年开始实施 的“支付结汇制”在一定程度上限制了外商投资企业借债资金结汇的增长，但并未对大幅增加其融资及结汇成本。借债资金使用上的区别对待，使得外商投资企业在融资环境及资金运用效率远优于中资企业。

1.2 管理模式问题

（1）“差”管理模式不能适应企业发展需求。作为一个静态的管理模式，“差” 并没有考虑到企业在发展过程中企业规模发生的变化。假如一家企业投资总额为1000万美元，注册资本为500万美元，其差为500万美元，历经10年发展，企业生产经营规模已大大超出原有的投资总额限定，而此时500万美元的差额可能已无法满足企业生产经营的融资需求。倘若企业在此10年之中已借用中长期外债，则其无法再继续通过对外借贷的方式来开展生产经营活动。因而，静态的“差”管理模式存在不合理因素。

（2）“差”管理模式弱化了外汇局对外债规模的监管。2003年1月，国家发改委、财政部、外汇局联合了《外债管理暂行办法》，使得“差”额度（即企业借用中长期外债累计发生额、短期外债余额与境外机构担保项目贷款余额之和不得超过其投资总额与注册资本的差额）管理趋于规范化，也体现了我国对于外商投资企业借债规模总量控制和企业自主借债的相结合。但由于外商投资企业的投资总额和注册资本由外经贸部门审批确定，且只要企业借用的外债在此范围内，外汇局就需为企业办理外债登记手续。因此，外商投资企业的外债规模实际上由外经贸审批部门间接决定，而外汇局在外债规模的控制上处于被动地位。

（3）“差”管理模式不能有效约束外债短贷长用的现象。由于在控制指标设置上将流量指标（中长期债务发生额）与存量指标（短期债务余额）简单相加进行考核，因而企业在签约时可选择一年以内的短期外债，利用债权人通常为外方投资人和目前对于短期外债展期没有次数限制的漏洞，将一笔到期短期外债展成中长期外债使用，造成短期外债实际长期使用，甚至逾期不还。基于目前“差”管理政策对于逾期短期外债，是视为中长期外债还是短期外债尚无明文规定，因而外汇局在监管中无章可依。

（4）“差”管理模式易造成外商投资企业的“资本弱化”。 按国际经合组织标准则认为企业权益资本（自有资本）与债务资本（借贷资本）比例应为1：1，当权益资本小于债务资本时，即为资本弱化。而按我国现行管理规定，外商投资企业的投资总额越高，注册资本在投资总额中所占的比重越小，可以借用的外债额度也就越多。如投资总额在3000万美元以上的，权益资本与债务资本的比例为1：2。故企业为减低经营中的权益资本风险，往往倾向于借入更多的债务资本，获得更大的财务杠杆效应，而这不仅增加了企业经营风险，也成为企业避税的重要手段。

（5）“差”管理方式易催生虚假外商投资企业的出现。现行“差”管理政策除对外方投资比例在25%以下的外商投资企业借用外债进行特殊规定之外，对外方投资比例在25%（含）以上的外商投资企业则无需考虑中外双方投资比例即可在差100%范围内借用外债。部分中资企业为享受上述政策优势，千方百计通过各种方式转变为外资企业，再投资国内，而这一方面形成了招商引资的虚假繁荣，另一方面也导致大量税款流失和资本外逃，不利于国内经济健康发展。

（6）“差”管理模式难以实现经济结构的优化和经济的可持续发展。在“差”管理模式中，对企业外债额度的核定标准未能充分考虑经济结构调整和经济可持续发展的要求，故在管理上难以实现社会效益最大化。

1.3 外债结汇问题

（1）外债结汇对于国内宏观调控及货币政策实施将产生一定影响。近年来，我国陆续出台了一系列宏观调控措施，有效遏制了经济过热、银行信贷规模增长过快的势头。在国内银行普遍压缩信贷规模之后，一些高负债经营、资金需求量大的企业资金链吃紧，转而向境外股东和金融机构寻求支持，大量借入外债并结汇使用，这显然会加剧基础货币的投放，进而影响宏观经济调控及货币政策实施效果。

（2）外债结汇资金真实性难以审核，可能成为境外热钱流入的通道。目前，外商投资企业外债结汇实行“支付结汇制”管理，对20万美元以上的外债结汇，要求提供支付命令，对20万美元以下的小额结汇，只要求企业在办理下一笔结汇时，提供上一笔结汇资金用途的明细清单。但外汇局对于企业提供的结汇申请材料凭证真实性难以判断，只能审核表面一致性和合规性，其交易的真实性无法进行检验和监督，这也加大了对境外热钱以外债结汇资金的形式流入进行监管的难度。

2 政策建议

2.1 超国民待遇方面

（1）统一管理外商投资企业内外债。将外商投资企业本币债务纳入“差”限额控制，从而收缩其外债规模，并进而实现对其内外债的统一管理；对随意进行外债登记的外商投资企业进行限制，包括实施期限限制和经济制约等多种方式。可规定办理外债登记后未按期提款、导致外债登记失效的外商投资企业，在一定期限内不得再申请办理外债登记手续，以及在原外债到期（包括展期）未得到清偿之前，不得再举借新的外债；对于外债登记管理的相关审核细则以法规方式予以明确，如通过法规规定外债登记后，超过借款合同约定的首次提款日3个月内未提款，该笔外债登记自动失效。

（2）实行外债管理一体化。对于企业的对外借债需求，不再区别对待中、外资企业，而是结合国家经济发展、科技进步和产业结构调整的需要，支持那些符合国家产业政策且确有需要的企业到国际金融市场上融资，对于已经出现投资过热的行业要限制或禁止其借入外债，从而在控制外债数量的同时切实提高外债资金的使用效益及其对国民经济的贡献率。

2.2 外债管理模式方面

（1）按外商投资企业外方投资比例核定外债借用额度。对于中外合资和合作企业，以外资股权占比来控制“差”差额，即要求其外债借用额度应与外方出资比例相对应并按如下模型确定外商投资企业外债借款额度：企业外债借款总额度=企业注册资本（或“差”×外方出资比例×所在行业系数×借款期限系数）。对于属于环保类或高科技类企业可赋与较大行业系数，同时，按借款期限赋与不同系数，外债借款期限越长则系数越大。由此，在有效控制外商投资企业外债规模的同时，合理促进产业结构调整和国内经济转型。此外，应进一步明确对于注册资本金按期到位的外商投资企业，在资本金足额到位之前，应禁止其举借外债。

（2）实行外债余额管理。继续保留“差”的限额管理，但可改中长期外债累计发生额为余额控制。对于企业借用的无论是中长期外债还是短期外债，外汇政策应统一以其余额计量外商投资企业已借用的外债规模。这一方面可改善当前短期外债占比过高的状况，另一方面，也能配合按注册资本比例核定企业外债借款额度的管理模式。

（3）建立外债存款准备金制度。此举是按照银行存款准备金管理方式，对企业借入的外债规定按借款金额的20%作为无息存款准备金，并可按企业外债规模进行相应调整，从而增加投机资金流入成本，有效防范债务风险。当然，有关指标的选择和制度的制定必须统筹考虑，既照顾到正常资金的需求，同时也要防范套利资金进入扰乱我国金融市场。

2.3 外债使用方面