第一篇：我國(guó)農(nóng)村通信消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析研究

我國(guó)偏遠(yuǎn)農(nóng)村通信消費(fèi)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析研究

一、引言

隨著近年來(lái)“三農(nóng)”政策和“建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村”政策的不斷深化，中國(guó)農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)條件得到較大改善，農(nóng)村居民的收入增長(zhǎng)較快，2010年農(nóng)村居民純收入增長(zhǎng)率超過(guò)城市居民。

農(nóng)村通信對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高抗災(zāi)、減災(zāi)能力，以及促進(jìn)民族團(tuán)結(jié)和加強(qiáng)國(guó)防建設(shè)都具有重要意義。十六大報(bào)告中提出了“全面建設(shè)小康社會(huì)”的目標(biāo)，以及“以信息化帶動(dòng)工業(yè)化，以工業(yè)化促進(jìn)信息化”的偉大戰(zhàn)略；政府將解決好“三農(nóng)問(wèn)題”作為工作重點(diǎn)。從對(duì)農(nóng)村的政策影響來(lái)看，政府加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)體系建設(shè)，實(shí)施“村村通”農(nóng)村信息化建設(shè)，為農(nóng)村信息化提供基礎(chǔ)設(shè)施。而隨著“家電下鄉(xiāng)”政策的逐漸深入，更多的終端設(shè)備進(jìn)入到農(nóng)村居民的生活中。因此，積極、有效、合理地發(fā)展農(nóng)村通信，以通信水平的提高帶動(dòng)和促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展是提高我國(guó)信息化建設(shè)整體水平，實(shí)現(xiàn)“全面建設(shè)小康社會(huì)”目標(biāo)的必然選擇。

二、我國(guó)農(nóng)村通信發(fā)展現(xiàn)狀

我國(guó)農(nóng)村通信的發(fā)展水平總體而言基本適應(yīng)大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求。但是，相對(duì)于全國(guó)城鎮(zhèn)電信發(fā)展而言，發(fā)展農(nóng)村通信，尤其是廣大欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村通信仍存在較多問(wèn)題。

1．農(nóng)村通信發(fā)展相對(duì)滯后

近年來(lái)，在我國(guó)電信業(yè)務(wù)快速發(fā)展、電話用戶大幅增長(zhǎng)的同時(shí)，我國(guó)農(nóng)村通信發(fā)展相對(duì)滯后，形成鮮明的反差。一是農(nóng)村電話用戶增長(zhǎng)不斷下降。2001年農(nóng)村電話用戶新增1671.8萬(wàn)戶，增加數(shù)較2000年下降了5.2%，2002年僅新增1000萬(wàn)戶，下降達(dá)40%之多；二是農(nóng)村電話用戶數(shù)占全國(guó)電話用戶總數(shù)（包括固定電話和移動(dòng)電話）的比重逐年下滑。2000年為22.5%，2001年為21%，2002年又下降了2個(gè)百分點(diǎn)為19%，截至2003年8月為18.1%；三是2002年全國(guó)通電話行政村比重達(dá)到87.9%，難以進(jìn)一步提高。雖然農(nóng)村電話用戶絕對(duì)數(shù)在上升，但新增用戶數(shù)從2000年之后呈下降趨勢(shì)。已通電話行政村比重在1997～1998年間有個(gè)飛躍，之后增長(zhǎng)平緩，甚至2001～2002年沒(méi)有增長(zhǎng)。

2．城鄉(xiāng)之間通信水平存在著極大的差距

從全國(guó)來(lái)看，2002年農(nóng)村固定電話普及率水平不到10%，是城市的三分之一左右。在中西部地區(qū)差距更明顯，以重慶為例，2002年城市固定電話普及率已超過(guò)20%，農(nóng)村僅為8%，城市和農(nóng)村月單機(jī)話務(wù)量也有很大差距。3．不同農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，通信水平也存在著極大的差異

這種現(xiàn)象在東、中、西部地區(qū)的比較中十分明顯，主要有以下兩點(diǎn)：一是不同地區(qū)農(nóng)村居民通信消費(fèi)習(xí)慣對(duì)比差異較大。有的地方農(nóng)村居民的通信消費(fèi)習(xí)慣還未養(yǎng)成，還有待于引導(dǎo)和培養(yǎng)，這類地區(qū)較為典型的表現(xiàn)是過(guò)年過(guò)節(jié)時(shí)的話務(wù)量劇增、增值業(yè)務(wù)的應(yīng)用少、零次用戶比例大；二是不同地區(qū)的來(lái)去電話比例差異明顯，欠發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)來(lái)話遠(yuǎn)大于去話，當(dāng)?shù)厥杖胨诫y以提高（按縣區(qū)級(jí)電信分公司的統(tǒng)計(jì)）。通常經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)來(lái)去話比例基本在1：1至2：1之間，經(jīng)濟(jì)落后的農(nóng)村地區(qū)來(lái)去電話比例一般在3：1以上，有的甚至超過(guò)了10：1。

三、我國(guó)農(nóng)村通信發(fā)展的困難及原因分析

1．農(nóng)村地區(qū)的通信消費(fèi)不旺限制了農(nóng)村通信發(fā)展

從消費(fèi)需求來(lái)看，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)緩慢，尤其欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)是以農(nóng)業(yè)以及低層次、低附加值的行業(yè)為主，農(nóng)村居民對(duì)外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系較少，對(duì)電信的需求不旺。以浙江省麗水市為例，當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)村電話話務(wù)量基本以本地話務(wù)量為主，長(zhǎng)話去話零次戶為48.7%，計(jì)費(fèi)零次戶比例為2.11%。

從消費(fèi)能力來(lái)看，農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低，農(nóng)民的人均純收入較低，決定了農(nóng)民的消費(fèi)能力偏低。2001年農(nóng)村居民人均純收入2366元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入6860元；農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民人均生活消費(fèi)總支出分別為1741.1元、5309.0元；農(nóng)民人均交通通信支出占生活消費(fèi)總支出的6.32%，城鎮(zhèn)居民則占8.61%。

從消費(fèi)習(xí)慣上看，目前大多數(shù)農(nóng)民在觀念上還是認(rèn)為電話只是消費(fèi)品，不能帶來(lái)效益，由一般3：1的來(lái)去電話比例可以看出農(nóng)村電話用戶多是接電話而不向外打電話，這就造成農(nóng)話的消費(fèi)較低，阻礙了農(nóng)話建設(shè)資金的快速回收和農(nóng)話經(jīng)濟(jì)效益的提高。另外，傳統(tǒng)節(jié)假日農(nóng)村話務(wù)量猛增，與平時(shí)差距明顯，例如江西都昌縣春節(jié)前后的1個(gè)月話務(wù)量超過(guò)了一般月份的20%～30%以上，這是因?yàn)檗r(nóng)村居民在外打工情況較多，另一方面農(nóng)民在日常生活中還不習(xí)慣于通過(guò)電話進(jìn)行溝通。

2．農(nóng)話虧損嚴(yán)重影響農(nóng)村通信的持續(xù)發(fā)展

農(nóng)話虧損額居高不下，僅廣東、上海、江蘇、浙江和山東五省市，2000年虧損為14.7億元，2001年為18.4億元。2002年虧損更加嚴(yán)重，山東省就達(dá)7.6億元。造成農(nóng)話虧損的因素一般有以下幾個(gè)方面：

（1）農(nóng)村通信投入大，建設(shè)運(yùn)行維護(hù)成本高 農(nóng)話分布的典型特點(diǎn)是：多、遠(yuǎn)、散；鄉(xiāng)鎮(zhèn)、行政村、自然村數(shù)量多，中繼距離、用戶接入距離遠(yuǎn)，農(nóng)戶的聚居程度低、用戶分散。全國(guó)共有2126個(gè)縣，平均每個(gè)縣有21.4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，縣到鄉(xiāng)的典型距離為20公里；每鄉(xiāng)平均有16.3個(gè)左右的行政村，鄉(xiāng)到村的典型距離為5～10公里。不同地區(qū)的地理地形千差萬(wàn)別，并且人口密度差異大，建設(shè)造價(jià)相差懸殊。如浙江蕭山的人口密度達(dá)到807人/平方公里，甘肅山丹的人口密度只有38人/平方公里，農(nóng)村電話戶均綜合造價(jià)變化幅度也很大，少則1000元，多則5000元以上。因此，農(nóng)話單線建設(shè)成本大大高于市話。

在大部分落后的農(nóng)村地區(qū)，電力供應(yīng)不能充分保證，經(jīng)常停電或電壓不穩(wěn)，極易造成中斷事故，造成機(jī)房空調(diào)不能正常工作，室內(nèi)溫度、濕度不符合設(shè)備要求，容易引發(fā)設(shè)備故障。另外，由于交通不便，也增加了電信員工的維護(hù)工作量。除此之外不少地區(qū)氣候惡劣，自然災(zāi)害頻發(fā)，甚至偷盜電纜的事件也時(shí)有發(fā)生，有的縣級(jí)電信公司每年由此損失數(shù)十萬(wàn)元甚至到上百萬(wàn)元。

（2）資費(fèi)水平的降低減少了企業(yè)的收入

2001年對(duì)農(nóng)村資費(fèi)體系的調(diào)整，將固定電話的本地網(wǎng)營(yíng)業(yè)區(qū)范圍擴(kuò)大到行政縣（含縣級(jí)市，下同），在同一行政縣內(nèi)通話均執(zhí)行本地網(wǎng)營(yíng)業(yè)區(qū)內(nèi)（市話）資費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)。由于本地網(wǎng)營(yíng)業(yè)區(qū)間通話中，約40%為縣內(nèi)區(qū)間通話。營(yíng)業(yè)區(qū)擴(kuò)大到縣后，農(nóng)村用戶的通話費(fèi)支出大幅度減少。這有效的減輕了農(nóng)村用戶的負(fù)擔(dān)，在一定程度上促進(jìn)了城鄉(xiāng)的交流，但同時(shí)使企業(yè)在農(nóng)村通信上的收益進(jìn)一步降低，甚至加大了在某些地區(qū)的虧損。

（3）歷史遺留問(wèn)題增加了企業(yè)的負(fù)擔(dān)

首先是農(nóng)話大發(fā)展時(shí)期的影響。在1996～1997年前后，農(nóng)村地區(qū)曾有過(guò)一段農(nóng)話快速發(fā)展的時(shí)期。由于當(dāng)時(shí)設(shè)備較貴、廠家較多，導(dǎo)致設(shè)備型號(hào)兼容問(wèn)題逐漸突出，設(shè)備更新、折舊和維護(hù)費(fèi)用增加。其次是郵電分營(yíng)等一系列人員、資產(chǎn)剝離過(guò)程中，提供農(nóng)話服務(wù)的企業(yè)（中國(guó)電信、中國(guó)網(wǎng)通）留有較多的人員負(fù)擔(dān)。

3．企業(yè)對(duì)農(nóng)村及邊遠(yuǎn)地區(qū)的通信投資不斷減少

電信體制改革使企業(yè)成為市場(chǎng)主體，特別是近年來(lái)，電信市場(chǎng)逐漸引入競(jìng)爭(zhēng)后，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈，各公司不愿意在市場(chǎng)需求不旺、建設(shè)運(yùn)營(yíng)成本高的農(nóng)村地區(qū)增加投資。除此之外，電信企業(yè)減少對(duì)農(nóng)村通信的投資還有以下幾個(gè)原因：

（1）資產(chǎn)負(fù)債率過(guò)高導(dǎo)致資金緊缺 根據(jù)調(diào)查，中國(guó)電信各分公司的資產(chǎn)負(fù)債率一般在60%～70%之間，相對(duì)過(guò)高。如湖南電信資產(chǎn)負(fù)債率達(dá)到70%，浙江麗水電信的資產(chǎn)負(fù)債率為66.67%。資產(chǎn)負(fù)債率過(guò)高嚴(yán)重影響了企業(yè)統(tǒng)籌資金的能力。

（2）企業(yè)上市后對(duì)投資回報(bào)率有更高要求

有研究認(rèn)為：固定電話戶均綜合造價(jià)1500元，用戶ARPU值55元以上，投資回報(bào)率才能保證在15%左右，項(xiàng)目才可行。這已成為一些企業(yè)論證項(xiàng)目經(jīng)濟(jì)可行性的重要標(biāo)準(zhǔn)。調(diào)查表明，中國(guó)電信在“九五”期間農(nóng)村電話戶均綜合造價(jià)在5000元以上。2001年開(kāi)始，中國(guó)電信各分公司在進(jìn)行農(nóng)村通信項(xiàng)目建設(shè)時(shí)，加大了成本控制力度，要求將農(nóng)村電話綜合造價(jià)從2500～2800元，壓低到1000～1200之間，使這兩年農(nóng)村電話戶均綜合造價(jià)基本控制在2000元左右，對(duì)超出該標(biāo)準(zhǔn)的項(xiàng)目投資加以限制。而農(nóng)村廣大地區(qū)地處偏遠(yuǎn)，地形多以丘陵、山區(qū)為主，且人口分散，滿足投資人要求的項(xiàng)目不多，所以企業(yè)對(duì)農(nóng)村通信的投資在不斷的有控制的減少，而且這一趨勢(shì)短時(shí)間將難以扭轉(zhuǎn)。

（3）新業(yè)務(wù)、新市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致企業(yè)投資分流

承擔(dān)農(nóng)村通信服務(wù)的企業(yè)主要是中國(guó)電信和中國(guó)網(wǎng)通，為了提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，必須要研究新的業(yè)務(wù)增長(zhǎng)點(diǎn)，加快新興市場(chǎng)的開(kāi)發(fā)和投資力度。在數(shù)據(jù)業(yè)務(wù)方面、3G建設(shè)方面等都需要大量的投資，而且分別拓展南北地區(qū)的電信業(yè)務(wù)也需要投資，這都在一定程度上影響了農(nóng)村通信的資金投入。

四、均衡發(fā)展農(nóng)村以及邊遠(yuǎn)、落后地區(qū)通信的政策建議

據(jù)統(tǒng)計(jì)，2001年我國(guó)農(nóng)民人均純收入實(shí)際增長(zhǎng)了4.2%，2002年上半年農(nóng)民現(xiàn)金收入比2001年同期增長(zhǎng)了5.9%，人均收入水平的穩(wěn)定增長(zhǎng)提高了農(nóng)村居民的消費(fèi)能力，也將拉動(dòng)通信消費(fèi)需求。今后幾年，隨著國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展形勢(shì)繼續(xù)趨好，農(nóng)村消費(fèi)需求的進(jìn)一步擴(kuò)大，為農(nóng)村通信市場(chǎng)的發(fā)展提供了廣闊的市場(chǎng)和應(yīng)用空間。但是如果農(nóng)村通信，尤其是邊遠(yuǎn)、落后地區(qū)的通信狀況不能保持適度發(fā)展，將影響“三農(nóng)”問(wèn)題的解決，影響電信業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，甚至國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展都將受到制約。

為了有效促進(jìn)農(nóng)村及邊遠(yuǎn)、落后地區(qū)的通信均衡發(fā)展，我們將進(jìn)一步研究和推進(jìn)下面幾項(xiàng)工作：

1．統(tǒng)籌規(guī)劃，綜合利用，推動(dòng)、引導(dǎo)企業(yè)調(diào)整經(jīng)營(yíng)指導(dǎo)思想

通過(guò)對(duì)農(nóng)村通信的基礎(chǔ)設(shè)施實(shí)行長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃、統(tǒng)籌利用，鼓勵(lì)和引導(dǎo)企業(yè)對(duì)農(nóng)村通信的投入。孤立地看，企業(yè)發(fā)展農(nóng)村地區(qū)的低端用戶難以盈利，如果可以通過(guò)資費(fèi)體系的調(diào)整、農(nóng)話傳輸網(wǎng)綜合利用（同時(shí)傳廣播、電視）等措施，鼓勵(lì)電信運(yùn)營(yíng)企業(yè)吸引大量的低端用戶群進(jìn)網(wǎng)，造就更大的市場(chǎng)，在低邊際成本情況下不斷提高全網(wǎng)通話業(yè)務(wù)量，提高企業(yè)收入，必然會(huì)使企業(yè)產(chǎn)生新的投資意向，逐步達(dá)到良性循環(huán)。

2．積極鼓勵(lì)新技術(shù)應(yīng)用

由于農(nóng)村地區(qū)之間也存在一定差異，需要根據(jù)不同地區(qū)的具體情況采用有線、無(wú)線等多種接入方式，銅纜、光纜、微波、衛(wèi)星等多種手段。從管制政策、資金等方面鼓勵(lì)電信運(yùn)營(yíng)企業(yè)應(yīng)用適合我國(guó)廣大農(nóng)村和邊遠(yuǎn)地區(qū)的新技術(shù)，鼓勵(lì)電信設(shè)備生產(chǎn)商及科研院所積極研發(fā)適合農(nóng)村氣候條件、地理?xiàng)l件的農(nóng)村通信設(shè)備。

3．盡快建立有中國(guó)特色的電信普遍服務(wù)基金

隨著電信市場(chǎng)的逐步開(kāi)放、電信競(jìng)爭(zhēng)格局的形成，主要靠電信運(yùn)營(yíng)企業(yè)內(nèi)部交叉補(bǔ)貼的辦法保證落后地區(qū)的農(nóng)村地區(qū)普遍服務(wù)的模式，已不適用于改革后的電信體制。結(jié)合我國(guó)的國(guó)情并借鑒國(guó)外的經(jīng)驗(yàn)，有必要盡快聯(lián)合有關(guān)部門制定普遍服務(wù)的具體實(shí)施辦法。盡快界定普遍服務(wù)的范圍，建立普遍服務(wù)基金，并進(jìn)行公平、合理、有效地分配運(yùn)用，以便改善落后農(nóng)村、貧困地區(qū)由于電信用戶支付能力低、而建設(shè)、運(yùn)營(yíng)成本高造成的通信落后狀況。

在普遍服務(wù)基金建立之前，應(yīng)該在政策或法規(guī)上規(guī)定通信運(yùn)營(yíng)企業(yè)對(duì)已經(jīng)提供的通信服務(wù)不能自行解除，要保證已有的通信服務(wù)水平不降低。

4．積極開(kāi)發(fā)有用的信息源，為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)，實(shí)現(xiàn)當(dāng)?shù)赝ㄐ攀聵I(yè)的持續(xù)發(fā)展 農(nóng)村通信是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施，可以帶動(dòng)和促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。同時(shí)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展又可以加快和推動(dòng)農(nóng)村通信的發(fā)展，這是我國(guó)農(nóng)村發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)踐證明的。

信息服務(wù)對(duì)于掌握社會(huì)及市場(chǎng)動(dòng)態(tài)、帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展意義重大。我國(guó)已通電話的行政村尚且缺少信息服務(wù)；何況還有14.7%的行政村未通電話，更缺少信息交流的條件。未通電話的行政村基本分布于中西部地區(qū)和老少邊窮地區(qū)，這些地區(qū)農(nóng)村生產(chǎn)生活性資料信息源極度缺乏，如市場(chǎng)購(gòu)銷信息、科技交流信息、勞務(wù)市場(chǎng)信息等。這種情況不利于“三農(nóng)”問(wèn)題的解決。因此建議國(guó)家有關(guān)部門和當(dāng)?shù)卣疇款^，鼓勵(lì)各類企業(yè)共同創(chuàng)造豐富的農(nóng)村信息源，為農(nóng)民提供能帶來(lái)實(shí)際利益、提高農(nóng)民科技文化素質(zhì)的業(yè)務(wù)和應(yīng)用，促進(jìn)農(nóng)村通信消費(fèi)，也為農(nóng)村通信的發(fā)展注入活力。

5．在稅收和財(cái)務(wù)等方面進(jìn)一步扶持和傾斜

國(guó)家和各級(jí)地方政府有必要將農(nóng)村通信發(fā)展納入地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)規(guī)劃加以扶持，對(duì)電信企業(yè)采取稅收優(yōu)惠、爭(zhēng)取國(guó)債投入、政策性銀行貸款及政府貼息或無(wú)息貸款等措施，緩解電信企業(yè)在農(nóng)村以及邊遠(yuǎn)、落后地區(qū)的資金短缺問(wèn)題。

第二篇：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸模型實(shí)驗(yàn)報(bào)告

回歸模型分析報(bào)告

背景意義：

教育是立國(guó)之本，強(qiáng)國(guó)之基。隨著改革開(kāi)放的進(jìn)行、經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和人們生活水平的逐步提高，“教育”越來(lái)越受到人們的重視。一方面，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加與教育經(jīng)費(fèi)收入的增加有著某種聯(lián)系，而人口的增長(zhǎng)也必定會(huì)對(duì)教育經(jīng)費(fèi)收入產(chǎn)生影響。本報(bào)告將從這兩個(gè)方面進(jìn)行分析。

我國(guó) 1991 年~2013 年的教育經(jīng)費(fèi)收入、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)、年末城鎮(zhèn)人口數(shù)的統(tǒng)計(jì)資料如下表所示。試建立教育經(jīng)費(fèi)收入 Y 關(guān)于人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù) X 1 和年末城鎮(zhèn)人口數(shù) X 2的回歸模型，并進(jìn)行回歸分析。

年份 教育經(jīng)費(fèi)收入

Y（億元）

人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)

X 1(1978 年=100)年末城鎮(zhèn)人口數(shù)

X 2（萬(wàn)人）

1991 731.50282 256.67 31203 1992 867.04905 289.72 32175 1993 1059.93744 326.32 33173 1994 1488.78126 364.91 34169 1995 1877.95011 400.6 35174 1996 2262.33935 435.76 37304 1997 2531.73257 471.13 39449 1998 2949.05918 503.25 41608 1999 3349.04164 536.94 43748

2000 3849.08058 577.64 45906 2001 4637.66262 621.09 48064 2002 5480.02776 672.99 50212 2003 6208.2653 735.84 52376 2004 7242.59892 805.2 54283 2005 8418.83905 891.31 56212 2006 9815.30865 998.79 58288 2007 12148.0663 1134.67 60633 2008 14500.73742 1237.48 62403 2009 16502.7065 1345.07 64512 2010 19561.84707 1480.87 66978 2011 23869.29356 1613.61 69079 2012 28655.30519 1730.18 71182 2013 30364.71815 1853.97 73111 資料來(lái)源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和對(duì)實(shí)際情況的分析可以知道，教育經(jīng)費(fèi)收入 Y 依賴于人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù) X 1 和年末城鎮(zhèn)人口數(shù) X 2 的變化，因此我們?cè)O(shè)定回歸模型為

第三篇：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文(關(guān)于我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析)

關(guān)于我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）

內(nèi)容摘要：本文利用我國(guó)1978年以來(lái)的統(tǒng)計(jì)數(shù)字建立了可以通過(guò)各種檢驗(yàn)的城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的模型，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款情況進(jìn)行實(shí)證分析。通過(guò)對(duì)該模型的經(jīng)濟(jì)含義分析得出各種主要因素對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款數(shù)量的影響程度，并針對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民存款儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀提出自己的一些建議。

關(guān)鍵詞：居民儲(chǔ)蓄存款 實(shí)證分析 主要因素

一、問(wèn)題的提出

1978年以來(lái),隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展,我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄也出現(xiàn)高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。進(jìn)入90年代以后．我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度。我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款持續(xù)增長(zhǎng)這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國(guó)內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長(zhǎng)有著有利的一面,但也會(huì)帶來(lái)一定程度的負(fù)面影響。所以國(guó)家相繼出臺(tái)了一系列積極的財(cái)政和貨幣政策,以刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資需求,分流儲(chǔ)蓄,但是居民儲(chǔ)蓄依然持續(xù)增加。由于居民的儲(chǔ)蓄存款直接影響著居民的消費(fèi)行為，影響著貨幣的供給量，進(jìn)而間接影響著國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，宏觀調(diào)控的力度和效果，因此，對(duì)我國(guó)居民存款儲(chǔ)蓄問(wèn)題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于幫助大家認(rèn)清現(xiàn)狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學(xué)生對(duì)這個(gè)問(wèn)題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對(duì)此問(wèn)題的探索有利于我們更好的掌握專業(yè)知識(shí)，了解國(guó)情，提高實(shí)際操作水平和理論聯(lián)系實(shí)際、發(fā)現(xiàn)問(wèn)題、分析問(wèn)題、解決問(wèn)題的能力。

二、文獻(xiàn)綜述

我國(guó)有很多學(xué)者建立了許多的儲(chǔ)蓄模型來(lái)分析各因素對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響程度,但分析結(jié)論的差異很大。整理以前的研究成果,一個(gè)社會(huì)的儲(chǔ)蓄總量受很多因數(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，儲(chǔ)蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價(jià)水平、收入分配等因數(shù)的影響：

1.收入因數(shù)

收入是決定儲(chǔ)蓄的重要因數(shù)，收入的變化會(huì)直接決定著儲(chǔ)蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民的可支配收入增加，儲(chǔ)蓄量增加；個(gè)人可支配收入減少，儲(chǔ)蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個(gè)人所得稅之后，余下的全部實(shí)際現(xiàn)金收入。

2.利息率

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，在收入即定的條件下，較高的利息率會(huì)使儲(chǔ)蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據(jù)當(dāng)年變動(dòng)月份加權(quán)平均后的一年期儲(chǔ)蓄存款加權(quán)利率。

3.物價(jià)水平

物價(jià)水平會(huì)導(dǎo)致居民戶的消費(fèi)傾向的改變，從而也就會(huì)改變居民戶的儲(chǔ)蓄傾向。本文用通貨膨脹率來(lái)考察物價(jià)水平對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。

4.收入分配

凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會(huì)的平均消費(fèi)傾向就會(huì)越高，社會(huì)的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越低。在國(guó)際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數(shù)是基尼系數(shù)。

三、變量的選取及分析

目前我國(guó)正處于改革時(shí)期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄行為的影響，必須立足于中國(guó)的國(guó)情。1998年后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)入了一種新的體制約束狀態(tài)，出現(xiàn)了明顯的供給過(guò)剩，需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束與拉動(dòng)作用明顯增強(qiáng)，投資、消費(fèi)膨脹的內(nèi)在動(dòng)力明顯不足；同時(shí)，由于我國(guó)市場(chǎng)機(jī)制尚不健全，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)育不成熟，市場(chǎng)體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導(dǎo)機(jī)制。市場(chǎng)化的改革對(duì)人們的經(jīng)濟(jì)行為、心理行為帶來(lái)了很大影響，銀行開(kāi)始考慮貸款風(fēng)險(xiǎn)，投資者開(kāi)始考慮投資回報(bào)，而消費(fèi)者也開(kāi)始考慮最佳的消費(fèi)時(shí)機(jī)和預(yù)期收入。這說(shuō)明，我們的微觀經(jīng)濟(jì)層面已生長(zhǎng)出一種內(nèi)在的約束機(jī)制，然而社會(huì)各個(gè)方面對(duì)這些積極的因素還很不適應(yīng)，微觀主體內(nèi)在約束機(jī)制較強(qiáng)與宏觀經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)傳導(dǎo)機(jī)制不暢之間的矛盾，導(dǎo)致了投資行為受阻、消費(fèi)行為審慎和儲(chǔ)蓄持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。當(dāng)前影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的因素有很多，概括起來(lái)有以下幾點(diǎn)：居民對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費(fèi)的發(fā)展、利率因素的影響、“假性”存款的影響、消費(fèi)領(lǐng)域的信用等級(jí)、高收入階層消費(fèi)狀況、就業(yè)形勢(shì)壓力、體制改革、居民收入水平等。

由于我現(xiàn)在的時(shí)間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變量進(jìn)行研究，而且為了方便查找數(shù)據(jù)，只建立我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型進(jìn)行研究。本文選用當(dāng)年的收入增長(zhǎng)率來(lái)考察收入因數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。用城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國(guó)1979年到2002年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲(chǔ)蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數(shù)據(jù)及處理

本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。

年份 城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率 城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率 一年期儲(chǔ)蓄利率 通貨膨脹率 城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)

1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16

1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15

1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15

1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15

1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16

1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19

1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19

1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2

1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23

1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23

1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23

1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24

1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25

1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27

1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3

1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28

1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28

1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29

1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.31998 0.25777978 0.108852141 5.02-0.026 0.295

1999 0.21234608 0.134557035 2.89-0.02993 0.3

2000 0.1239205 0.125688358 2.25-0.01501 0.32

2001 0.24155306 0.14364071 2.25-0.0079 0.33

2002 0.29897822 0.173106495 2.03-0.01308 0.319

數(shù)據(jù)來(lái)源：各年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》

注：Y代表城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率

X1代表城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率

X2代表一年期儲(chǔ)蓄利率

X3代表通貨膨脹率

X4代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)

五、模型及處理

基于以上數(shù)據(jù)，建立的模型是：

Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u

β1度量了截距項(xiàng)，它表示在沒(méi)有收入的時(shí)候人們也要花錢消費(fèi)，儲(chǔ)蓄率為負(fù)。β2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)個(gè)人可支配收入率變動(dòng)1%時(shí)，儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率的變動(dòng)。β3度量了當(dāng)利率變動(dòng)一個(gè)單位，其實(shí)也就是1%時(shí)，儲(chǔ)蓄的增量的變動(dòng)。β4度量了當(dāng)通貨膨脹率變動(dòng)一個(gè)單位，儲(chǔ)蓄增量的變動(dòng)。

β5度量了基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。這也是本文的重點(diǎn)變量。

u是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

對(duì)Y做回歸

利用eviews最小二乘估計(jì)結(jié)果如下

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.264646 0.045525-5.813154 0.0000

X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875

X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000

X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065

X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000

R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065

Adjusted R-squared 0.875298 S.D.dependent var 0.116109

S.E.of regression 0.041002 Akaike info criterion-3.360748

Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion-3.113901

Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525

Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic)0.000000

根據(jù)以上結(jié)果，初步得出的模型為

Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.1.經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)

該模型可以通過(guò)初步的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)，系數(shù)的符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)理論。

2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數(shù)通不過(guò)T檢驗(yàn)，R2=0.897971，2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗(yàn)的值為39.60525，整個(gè)模型對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)影響是顯著的。

3.多重共線性的檢驗(yàn)

從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個(gè)變量后發(fā)現(xiàn)X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運(yùn)用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個(gè)變量，重新做回歸分析得到：

Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.271487 0.041322-6.570056 0.0000

X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119

X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000

X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000

R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740

Adjusted R-squared 0.881658 S.D.dependent var 0.115517

S.E.of regression 0.039739 Akaike info criterion-3.461967

Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion-3.265624

Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739

Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic)0.000000

從新模型的整體效果來(lái)看，R值和F值都很好，而且各個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量也表明各個(gè)變量對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)都有顯著影響。

因此模型可設(shè)為Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

4.異方差性檢驗(yàn)

對(duì)新模型進(jìn)行異方差性的檢驗(yàn)，運(yùn)用white檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果：

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 2.669433 Probability 0.054505

Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942

Obs*R-squared的計(jì)算結(jié)果是11.50596，由于選用的沒(méi)有交叉乘積項(xiàng)的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得（7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設(shè)，即該模型不存在異方差性。

5.自相關(guān)性的檢驗(yàn)

從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個(gè)解釋變量的條件下，給定顯著性水平=0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時(shí)有d

6.最終結(jié)果

從上面的計(jì)量分析中最后得到我國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄存款模型：

Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

(0.041322)(0.113799)(0.003178)(0.137886)

t=(-6.570056)(2.766177)(7.704986)(8.305987)

R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309

六、結(jié)論與建議

1.模型的實(shí)證分析

城鎮(zhèn)居民的收入增長(zhǎng)率變化對(duì)居民的儲(chǔ)蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲(chǔ)蓄率對(duì)收入增長(zhǎng)率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲(chǔ)蓄率同方向變化0.314787%。

利率變動(dòng)對(duì)實(shí)際的儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的影響并不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對(duì)未來(lái)預(yù)期的不確定性是一個(gè)很重要的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲(chǔ)蓄傾向受預(yù)期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過(guò)降息來(lái)調(diào)整儲(chǔ)蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來(lái)。

基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響非常大，彈性達(dá)到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對(duì)儲(chǔ)蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲(chǔ)蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。

2.對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的政策建議

基于基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的很大的影響，因此，國(guó)家應(yīng)該重視對(duì)分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對(duì)低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國(guó)實(shí)際的對(duì)稅收領(lǐng)域進(jìn)行改革，縮小社會(huì)的貧富差距：

1）不要“逼”老百姓花錢，而要針對(duì)不同收入階層，采取不同對(duì)策，引導(dǎo)居民消費(fèi)

首先，增加中低收入居民的個(gè)人相對(duì)收入，在分配政策上進(jìn)一步縮小收入差距；進(jìn)行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預(yù)期；控制教育和醫(yī)療費(fèi)用，降低人們的支出預(yù)期，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費(fèi)信貸，尤其是助學(xué)貸款，減少人們?yōu)榻逃鴥?chǔ)蓄的需要，讓其“有錢花”。

其次，引導(dǎo)高收入居民向更高層次的消費(fèi)過(guò)渡，努力提高其消費(fèi)傾向，增加消費(fèi)供給，讓其“有地方花錢”，從而抑制儲(chǔ)蓄傾向的進(jìn)一步提高。

2）不要“逼”老百姓投資，而要不斷增加金融創(chuàng)新，努力改善投資環(huán)境，刺激居民投資

目前的儲(chǔ)蓄高增長(zhǎng)主要是由于居民收入的持續(xù)增長(zhǎng)、消費(fèi)和投資的增速緩慢、居民手持現(xiàn)金的逐步減少而引起，充分暴露出我國(guó)經(jīng)濟(jì)架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，必須采取相應(yīng)的措施緩解儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的勢(shì)頭，并積極引導(dǎo)儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化：

第一，提供多樣化的金融工具，不斷開(kāi)發(fā)新的金融產(chǎn)品，大力發(fā)展商業(yè)保險(xiǎn)和社會(huì)保險(xiǎn)，拓寬居民投資渠道，引導(dǎo)居民儲(chǔ)蓄資金的合理分流。

第二，進(jìn)一步發(fā)展和完善股票市場(chǎng)，規(guī)范上市公司的市場(chǎng)行為，逐步建立完善的、公開(kāi)的信息披露制度，增強(qiáng)居民的投資信心。

第三，大力發(fā)展債券市場(chǎng)，尤其是企業(yè)債券市場(chǎng)，充分發(fā)揮債券融資的優(yōu)勢(shì)，加大企業(yè)從資本市場(chǎng)直接融資的比重。

第四，積極引導(dǎo)民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩(wěn)定發(fā)展民營(yíng)金融機(jī)構(gòu)；建立民間投資退出機(jī)制；加強(qiáng)民間投資的信用體系建設(shè)。

3.模型的不足

在實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，人們的預(yù)期對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響是非常明顯的。由于這方面的影響很難用數(shù)據(jù)來(lái)描述以及礙于本文作者水平有限，所以本模型沒(méi)有反映人們的預(yù)期對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。

參考文獻(xiàn)

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第四篇：多元線性回歸模型實(shí)驗(yàn)報(bào)告計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)

實(shí) 驗(yàn) 報(bào) 告

課程名稱金融計(jì)量學(xué) 實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目名稱多元線性回歸模型

班級(jí)與班級(jí)代碼 實(shí)驗(yàn)室名稱（或課室）

專業(yè)

任課教師 xxx

學(xué)號(hào) ：xxx

姓名 ：xxx 實(shí)驗(yàn)日期：2012 年 5 月 3 日

廣東商學(xué)院教務(wù)處制 姓名 xxx 實(shí)驗(yàn)報(bào)告成績(jī) 評(píng)語(yǔ) ：

指導(dǎo)教師（簽名）

年月日

說(shuō)明：指導(dǎo)教師評(píng)分后，實(shí)驗(yàn)報(bào)告交院（系）辦公室保存

多 元線性回歸模型

一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康?通過(guò)上機(jī)實(shí)驗(yàn),使學(xué)生能夠使用 Eviews 軟件估計(jì)可化為線性回歸模型的非線性模型，并對(duì)線性回歸模型的參數(shù)線性約束條件進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容 （一）根據(jù)中國(guó)某年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國(guó)有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國(guó)有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值 Y，資產(chǎn)合計(jì) K 及職工人數(shù) L 進(jìn)行回歸分析。

（二）掌握可化為線性多元非線性回歸模型的估計(jì)和多元線性回歸模型的線性約束條件的檢驗(yàn)方法 （三）根據(jù)實(shí)驗(yàn)結(jié)果判斷中國(guó)該年制造業(yè)總體的規(guī)模報(bào)酬?duì)顟B(tài)如何？ 三、實(shí)驗(yàn)步驟（一）收集數(shù)據(jù) 下表列示出來(lái)中國(guó)某年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國(guó)有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國(guó)有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值 Y，資產(chǎn)合計(jì) K 及職工人數(shù) L。

序號(hào) 工業(yè)總產(chǎn)值 Y（億元）

資產(chǎn)合計(jì) K（億元）

職工人數(shù) L（萬(wàn)人）

序號(hào) 工業(yè)總產(chǎn)值 Y（億元）

資產(chǎn)合計(jì) K（億元）

職工人數(shù) L（萬(wàn)人）3722.7 3078.22 113 17 812.7 1118.81 43 2 1442.52 1684.43 67 18 1899.7 2052.16 61 3 1752.37 2742.77 84 19 3692.85 6113.11 240 4 1451.29 1973.82 27 20 4732.9 9228.25 222 5 5149.3 5917.01 327 21 2180.23 2866.65 80 6 2291.16 1758.77 120 22 2539.76 2545.63 96 7 1345.17 939.1 58 23 3046.95 4787.9 222 8 656.77 694.94 31 24 2192.63 3255.29 163 9 370.18 363.48 16 25 5364.83 8129.68 244 10 1590.36 2511.99 66 26 4834.68 5260.2 145 11 616.71 973.73 58 27 7549.58 7518.79 138 12 617.94 516.01 28 28 867.91 984.52 46 13 4429.19 3785.91 61 29 4611.39 18626.94 218 14 5749.02 8688.03 254 30 170.3 610.91 19 15 1781.37 2798.9 83 31 325.53 1523.19 45 16 1243.07 1808.44 33 表 1（二）創(chuàng)建工作文件（Workfile）。

1、啟動(dòng)Eviews5，在主菜單上依次點(diǎn)擊FileNewWorkfile（如圖），按確定。

2、在彈出的對(duì)話框中選擇數(shù)據(jù)的時(shí)間頻率（本實(shí)驗(yàn)為序列數(shù)據(jù)），輸入數(shù)據(jù)數(shù)為31（如圖1），然后點(diǎn)擊OK（如圖2）。

（圖 1）（圖 2）、（三）輸入數(shù)據(jù) 1、在 Eviews 軟件的命令窗口中鍵入數(shù)據(jù)輸入/編輯命令：DATAYKL，按 Enter，則顯示一個(gè)數(shù)組窗口（如圖）。

2、分別在Y、K、L列輸入相應(yīng)的數(shù)據(jù)并以group01命名保存（如圖）：

（四）、回歸分析 1、在經(jīng)濟(jì)理論指導(dǎo)下，設(shè)定如下的理論模型：

2、運(yùn)用OLS估計(jì)模型 經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，式? ? ?e L AK Y ?可變換對(duì)數(shù)形式如下：

3、對(duì)表1的Y、K、L的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，得新的數(shù)據(jù)如表2所示：

序號(hào)

序號(hào)

18.222204 8.032107 4.727388 27.274147 7.429183 4.204693 37.468724 7.916724 4.430817 47.280208 7.587726 3.295837 58.546616 8.685587 5.78996 67.736814 7.47237 4.787492 77.204276 6.844922 4.060443 86.487334 6.543826 3.433987 95.913989 5.895724 2.772589 107.371716 7.828831 4.189655 116.424399 6.881134 4.060443 126.426391 6.246126 3.332205 138.395972 8.239042 4.110874 148.656785 9.069701 5.537334 15

7.485138 7.936982 4.418841 16

表2 4、對(duì)表2經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析 ①重復(fù)數(shù)據(jù)輸入步驟，輸入取對(duì)數(shù)后的數(shù)據(jù)如圖：

②在彈出的窗口中選擇ViewGraphScatterSimpleScatter按確定，得取對(duì)數(shù)后的Y、K、L三者之間關(guān)系的散點(diǎn)圖，結(jié)果如下：

③通過(guò)對(duì)以上散點(diǎn)圖的觀察可以看出，取對(duì)數(shù)后的K、L的聯(lián)合值對(duì)取對(duì)數(shù)后的Y的值有著顯著的線性影響。

5、在 Eviews 主窗口中點(diǎn)擊 QuickEstimateEquation，在彈出的方程設(shè)定框內(nèi)輸入模型：log（y）clog(k)log(l)（如圖）：

再點(diǎn)擊確定，系統(tǒng)將彈出一個(gè)窗口來(lái)顯示有關(guān)估計(jì)結(jié)果（如圖）。

由圖顯示的結(jié)果可知，樣本回歸方程為：

?Y ln =1.154+0.609 K ln +0.361 L ln

(1.59)(3.45)(1.75)其中 8099.02? R，2R =0.7963，F(xiàn)=59.66 4、對(duì)以上實(shí)驗(yàn)結(jié)果做 t 檢驗(yàn)分析：

給定顯著性水平5%，自由度為（2，28）的 F 分布的臨界值為34.3 28 2(05.0?），F(xiàn)，因此總體上看，K ln , L ln 聯(lián)合起來(lái)對(duì) Y ln 有著顯著的線性影響。在 5%的顯著性水平下，自由度為 28 的 t 分布的臨界值為048.2)28(05.0? t，因此，K ln 的參數(shù)通過(guò)了該顯著性水平下的 t 檢驗(yàn)，但L ln 未通過(guò)檢驗(yàn)。如果設(shè)定顯著性水平為 10%，t 分布的臨界值為701.1)28(05.0? t，這時(shí) L ln 的參數(shù)通過(guò)了顯著性水平的檢驗(yàn)。

2R =0.7963 表明，工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)數(shù)值的 79.6%的變化可以由資產(chǎn)合計(jì)的對(duì)數(shù)與職工的對(duì)數(shù)的變化來(lái)解釋，但仍有 20.4%的變化是由其他因素的變化影響的。

（五）參數(shù)的約束檢驗(yàn) 由以上的實(shí)驗(yàn)結(jié)果可以看出，1 97.0 ? ? ?? ?? ?，即資產(chǎn)與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性之和近似為1，表明中國(guó)制造業(yè)在2000年基本呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變的狀態(tài)。因此，進(jìn)行參數(shù)的約束檢驗(yàn)時(shí)，提出零假設(shè)為0H ：1 ? ? ? ?。

如果原假設(shè)為真，則可估計(jì)如下模型：

1、在 Equation 窗口選擇 proc/Specify/Estimate 在彈出的窗口中輸入 log(y/l)clog(k/l)如圖所示：按確定，所得結(jié)果如下：

容易看出，該估計(jì)方程通過(guò)了 F 檢驗(yàn)與參數(shù)的 t 檢驗(yàn)。

2、對(duì)規(guī)模報(bào)酬是否變化進(jìn)行的分析 由上面兩個(gè)實(shí)驗(yàn)可以得到 0703.5 ?URSS，0886.5 ?RRSS。在原假設(shè)為真的條件下有：

?? ???)1 2 31(1)(UU RRSSRSS RSSF28 0703.50703.5 0886.5 ?=0.1011 在 5%的顯著性水平下，自由度為（1,28）的 F 分布的臨界值為 4.20。因?yàn)?0.1011<4.20,所以不拒絕原假設(shè)，表明 2000 年中國(guó)制造業(yè)呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變的狀態(tài)。

3、運(yùn)用參數(shù)約束條件 12 1? ? ? ? 對(duì)上面假設(shè)模型進(jìn)行檢驗(yàn) 打 開(kāi) eq01 方 程 對(duì) 象 窗 , 點(diǎn) 擊ViewCoefficientTestsWaldCoefficientRestrictions…，在 Waldtests窗口設(shè)定參數(shù)約束條件：c(2)+c(3)=1。再按 OK,結(jié)果如下圖：

由以上實(shí)驗(yàn)結(jié)果可知，我們?nèi)匀徊痪芙^原假設(shè)，原假設(shè)為真，即中國(guó)該年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變狀態(tài)。

四、實(shí)驗(yàn)結(jié)論 通過(guò)上面實(shí)驗(yàn)可以看出，中國(guó)某年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國(guó)有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國(guó)有企業(yè)的資產(chǎn)合計(jì) K 和職工人數(shù) L 的聯(lián)合對(duì)數(shù)對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值 Y 的對(duì)數(shù)有著顯著地線性影響。但并非全是由 K、L 影響，還有 20.4%的變化時(shí)由其他因素影響的。在規(guī)模報(bào)酬的分析中可以看出，國(guó)制造業(yè)在2000 年基本呈現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬不變的狀態(tài)。

第五篇：我國(guó)周邊安全環(huán)境分析研究

我國(guó)周邊安全環(huán)境分析研究

——中國(guó)周邊安全環(huán)境透視及應(yīng)對(duì)策略

11級(jí)公共事業(yè)管理1101班 楊和元

摘要：隨著全球化進(jìn)程的加快以及地區(qū)力量的急劇變化，中國(guó)周邊地區(qū)形勢(shì)將繼續(xù)處于快速變化之中，各種不確定和不穩(wěn)定因素將時(shí)有顯現(xiàn)，并對(duì)中國(guó)國(guó)家安全提出復(fù)雜的新挑戰(zhàn)。本文通過(guò)對(duì)中國(guó)周邊安全環(huán)境中面臨的有利和不利因素的分析，提出改善中國(guó)周邊安全環(huán)境的基本路徑。

關(guān)鍵詞：國(guó)家安全;周邊環(huán)境;安全環(huán)境

《左傳》有云: “居安思危，思則有備，有備無(wú)患”。周邊安全環(huán)境是中國(guó)面臨的國(guó)際環(huán)境中的重要組成部分，是影響中國(guó)國(guó)家安全與發(fā)展的最直接和最主要的外部因素。隨著全球化進(jìn)程的加快以及地區(qū)力量的急劇變化，中國(guó)周邊地區(qū)形勢(shì)將繼續(xù)處于快速變化之中，各種不確定和不穩(wěn)定因素將時(shí)有顯現(xiàn)，并對(duì)中國(guó)國(guó)家安全提出復(fù)雜的新挑戰(zhàn)。中國(guó)是一個(gè)陸海兼?zhèn)涞拇髧?guó)，周邊圍繞著為數(shù)眾多的鄰國(guó)，而有些鄰國(guó)又往往對(duì)中國(guó)并不友好，有的甚至虎視眈眈。中國(guó)周邊的人文環(huán)境也非常復(fù)雜，這里的政治社會(huì)制度和文化宗教差異巨大。可以這樣說(shuō)，世界上幾乎沒(méi)有一個(gè)國(guó)家像中國(guó)這樣面臨如此復(fù)雜、嚴(yán)峻的地緣政治環(huán)境。

一、中國(guó)周邊安全環(huán)境透視

(一)面臨的有利因素

1． 中國(guó)與周邊國(guó)家的睦鄰友好關(guān)系全面推進(jìn)我國(guó)周邊國(guó)家眾多，是世界上鄰國(guó)數(shù)目最多的國(guó)家，除接壤的鄰國(guó)外，還有不接壤的鄰國(guó)。中國(guó)政府一貫奉行“與鄰為善、以鄰為伴”的周邊外交方針，主張“睦鄰、富鄰、安鄰”。特別是進(jìn)入20 世紀(jì)80 年代以來(lái)，和平與發(fā)展日益成為當(dāng)代世界的主題，謀求建立與發(fā)展國(guó)家與國(guó)家之間的良好關(guān)系，創(chuàng)造和平安全的周邊環(huán)境，促進(jìn)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展，日益成為中國(guó)與周邊國(guó)家的共同愿望與訴求。

2． 中國(guó)的綜合實(shí)力持續(xù)上升，國(guó)際影響力越來(lái)越大 世紀(jì)的前8 年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在世界的排名幾乎是一年上一個(gè)臺(tái)階。2008 年中國(guó)的GDP 達(dá)到4． 4 萬(wàn)億美元，躍居世界第三大經(jīng)濟(jì)體。2007 年，中國(guó)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率首次超過(guò)美國(guó)，躍居世界首位。2008 年中國(guó)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率近22%。國(guó)際社會(huì)普遍有一種預(yù)期，認(rèn)為中國(guó)在未來(lái)不短的時(shí)期內(nèi)，還會(huì)保持強(qiáng)勁的上升勢(shì)頭。

(二)面臨的不利因素

1． 美國(guó)的安全戰(zhàn)略及美日同盟對(duì)中國(guó)的影響隨著中國(guó)綜合國(guó)力的持續(xù)提升和影響力的不斷擴(kuò)大，美國(guó)直言不諱地把中國(guó)說(shuō)成是它的潛在威脅和巨大挑戰(zhàn)，遏制中國(guó)已成為美國(guó)全球稱霸戰(zhàn)略的基點(diǎn)之一。美國(guó)作為超級(jí)大國(guó)的地位在未來(lái)的10 － 15 年仍將是難以動(dòng)搖的。因此，美國(guó)作為中國(guó)重要的資金、技術(shù)來(lái)源以及重要的出口市場(chǎng)，其安全戰(zhàn)略仍將是影響中國(guó)整體安全環(huán)境的最重要的因素之一。美日同盟作為冷戰(zhàn)的產(chǎn)物，不僅沒(méi)有隨著冷戰(zhàn)的終結(jié)而退出歷史舞臺(tái)特別是美日軍事同盟的新一輪強(qiáng)化，對(duì)中國(guó)及亞太地區(qū)的和平和穩(wěn)定將產(chǎn)生嚴(yán)重負(fù)面影響。

2． 海上安全問(wèn)題愈益凸現(xiàn)

國(guó)際上有觀點(diǎn)認(rèn)為，誰(shuí)控制了南海，誰(shuí)就可以控制東南亞，從而控制整個(gè)西北太平洋和澳洲大陸。初步估計(jì)，整個(gè)南海的石油地質(zhì)儲(chǔ)量在230 億－ 300 億噸之間，約占中國(guó)總資源量的三分之一，有“第二個(gè)波斯灣”之稱。而東海大陸架位于中、日、韓三國(guó)之間，是中國(guó)大陸領(lǐng)土的自然延伸。東海大陸架蘊(yùn)藏著非常豐富的水產(chǎn)、石油、天然氣以及稀有礦產(chǎn)資源。中國(guó)的海上領(lǐng)土和海洋權(quán)益面臨重大挑戰(zhàn)。一是主權(quán)問(wèn)題在海上方面最為突出;二是權(quán)益斗爭(zhēng)在海上方面日益激烈;三是海上方面的戰(zhàn)略態(tài)勢(shì)相當(dāng)嚴(yán)峻;四是信息化戰(zhàn)爭(zhēng)的威脅在海上方面十分嚴(yán)重;五是國(guó)家外向型經(jīng)濟(jì)面臨著遠(yuǎn)海可能發(fā)生的威脅與挑戰(zhàn)。

3． 中印關(guān)系已正常化，但并未建立真正的信任

印度并未放棄對(duì)華領(lǐng)土要求，它對(duì)中國(guó)的和平誠(chéng)意仍有戒心。中印邊境爭(zhēng)端的焦點(diǎn)，是我國(guó)大片領(lǐng)土的歸屬問(wèn)題。一是我國(guó)政府主張的中印傳統(tǒng)習(xí)慣線與印度堅(jiān)持的非法的“麥線”之爭(zhēng)。二是實(shí)際控制線之爭(zhēng)。但對(duì)于解決領(lǐng)土爭(zhēng)端問(wèn)題而言，仍沒(méi)有任何實(shí)質(zhì)性的進(jìn)展。冷戰(zhàn)結(jié)束后，印度對(duì)華猜忌、防范的冷戰(zhàn)思依然根深蒂固，這就決定了印度對(duì)我國(guó)安全的消極影響在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)仍將存在，而且不排除在某種情況下惡化的可能性。

4． 朝鮮半島并不穩(wěn)定

朝鮮核試爆不僅是對(duì)全球核不擴(kuò)散體制的沖擊，而且可能會(huì)引發(fā)該地區(qū)的軍備競(jìng)賽，這些都是對(duì)中國(guó)安全的重大挑戰(zhàn)。朝鮮半島存在著一系列不確定因素和不穩(wěn)定因素，但與此同時(shí)，怎樣維持朝鮮半島的無(wú)核化地位，確保東北亞地區(qū)戰(zhàn)略力量的平衡，防止美、日、韓三角軍事聯(lián)盟對(duì)我國(guó)安全利益的威脅，則是嚴(yán)峻的現(xiàn)實(shí);朝鮮半島局勢(shì)的動(dòng)蕩將影響中國(guó)多年建設(shè)的“和平發(fā)展”的良好周邊環(huán)境。半島緊張局勢(shì)的進(jìn)一步升級(jí)有可能令外國(guó)投資者對(duì)中國(guó)東部地區(qū)望而卻步。

二、改善中國(guó)周邊安全環(huán)境的策略分析

1． 堅(jiān)持和平共處五項(xiàng)原則，繼續(xù)推行睦鄰?fù)饨粓?jiān)持在和平共處五項(xiàng)原則的基礎(chǔ)上保持和發(fā)展同周邊國(guó)家的睦鄰友好關(guān)系，創(chuàng)造一個(gè)和平安全的周邊環(huán)境，是我國(guó)獨(dú)立自主和平外交政策的重要組成部分。為把我國(guó)建設(shè)成為一個(gè)社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)，不僅需要國(guó)內(nèi)的長(zhǎng)治久安，而且需要一個(gè)相對(duì)和平穩(wěn)定的國(guó)際環(huán)境。因此，建立和保持周邊地區(qū)的和平和安定，發(fā)展和鞏固友好睦鄰關(guān)系，建設(shè)和平繁榮的邊疆，就是我們最大的國(guó)家利益之所在，也是我們國(guó)防建設(shè)的一項(xiàng)重要任務(wù)。所以，中國(guó)不僅十分注意將睦鄰政策的許多好傳統(tǒng)加以繼承和發(fā)揚(yáng)，而且非常理解周邊鄰國(guó)對(duì)中國(guó)日益增強(qiáng)的綜合國(guó)力持有的復(fù)雜心態(tài)。

2． 提升我國(guó)的軍事實(shí)力

我國(guó)周邊所面臨的情況極其復(fù)雜，既有歷史以來(lái)存在的領(lǐng)土、領(lǐng)海歸屬爭(zhēng)議，又有較長(zhǎng)時(shí)期以來(lái)政治、軍事利益上的沖突;既有侵略與反侵略斗爭(zhēng)的熱點(diǎn)，又有爭(zhēng)霸與反霸的意識(shí)形態(tài)上的長(zhǎng)期對(duì)抗。伊拉克戰(zhàn)爭(zhēng)表明，強(qiáng)大的軍事實(shí)力是維護(hù)國(guó)家安全的重要保證。無(wú)論什么時(shí)候，沒(méi)有強(qiáng)大的國(guó)防和軍事實(shí)力作后盾國(guó)家安全就得不到保障。在世界多極化和經(jīng)濟(jì)全球化的時(shí)代背景下，要有效維護(hù)國(guó)家安全和發(fā)展，必須大力提高國(guó)家軍事實(shí)力。建設(shè)可靠的核自衛(wèi)和常規(guī)防務(wù)力量是絕對(duì)必要的。盡管中國(guó)的綜合國(guó)力會(huì)大大增強(qiáng)，維護(hù)國(guó)家安全的手段更加多樣，但強(qiáng)大的國(guó)防力量對(duì)國(guó)家安全是不可或缺的。

3． 加強(qiáng)與美、日等國(guó)的政治、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系

逐步削弱美、日對(duì)中國(guó)的敵視或不友好的舉措。在政治上，中國(guó)把對(duì)美外交放在外交戰(zhàn)略的優(yōu)先地位，一直把加強(qiáng)對(duì)話，增加信任，增進(jìn)了解和發(fā)展合作作為對(duì)美政策的基礎(chǔ)。避免在一些非戰(zhàn)略性問(wèn)題上與美日等國(guó)形成嚴(yán)重對(duì)抗，同時(shí)利用日本急欲成為政治大國(guó)的心態(tài)和美、日在此問(wèn)題上的矛盾和分歧，牽制和削弱美、日同盟。在經(jīng)濟(jì)上，充分利用中國(guó)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展和日益擴(kuò)大的市場(chǎng)對(duì)美、日兩國(guó)的吸引力，進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)美、日兩國(guó)的貿(mào)易，大力吸引兩國(guó)的資本和技術(shù)，形成經(jīng)濟(jì)上你中有我、我中有你的利益共存局逐步削弱美、日兩國(guó)對(duì)中國(guó)的敵視或不友好狀況。

參考文獻(xiàn)：

[1] 謝守明.我國(guó)周邊安全環(huán)境的發(fā)展態(tài)勢(shì)及對(duì)外關(guān)系分析[J].內(nèi)蒙古電大學(xué)刊, 2006,(10).[2] 錢洪良,劉建民.美國(guó)新世紀(jì)安全戰(zhàn)略取向及其對(duì)我國(guó)周邊安全環(huán)境的影響[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇, 2000,(02).