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计量经济学相关文章评述1 我国能源利用效益的计量经济模型 余祖松、许惠煌能源利用效益是指整个国民经济能源利用效益，不能采用实物指标反映能源利用效益的高低，只能以能源弹性系数和能源消费强度反映能源利用效率的改进。能源弹性系数反映的是经济增长速度与能源消费增长速度的关系；能源消费强度反映的是单位产出的能源消费量，一般用能源消费量与GDP之比来表示。本文应用计量经济学原理和产业组织理论，建立了联立方程模型(1) LOG(IM) =C(1)+C(2)*LOG(PI)+C(3)*LOG(QC)+C(4)*LOG(T)+U1和(2) LOG(PI) =C(5)+C(6)*LOG(CMS)+C(7)*LOG(QT)+C(8)*LOG(IM(-1)+U2来描述我国能源利用效益，估计模型参数,检验有关假设，使经济关系数量化，并对模型进行了动态模型检验，以确定模型的有效性和预测能力。其中，内生变量能源利用效益(PI)代表：用每万元国内生产总值；产业结构(IM)用工业产值占GDP比重表示。滞后内生变量IM-1为前一期工业占GDP比重。外生变量QC代表能源生产总量,单位:万吨标准煤，QT代表能源消费总量，单位：万吨标准煤；CMS代表居民消费水平，单位：元；T代表时间趋势，以1985年为1，以后逐年加1。文章数据来源于国家统计局中国统计年鉴2004，样本区间为1985-2003年，以各年度的统计数据为样本观测值，采用二阶段最小平方法(2SLS)，在Eviews3.1软件环境下对模型进行参数估计。得到的结果如方程所示：LOG(IM) = 1.9293-0.1648*LOG(PI)+0.1912*LOG(QC)-0.1253*LOG(T) (4.92) (-9.6262) (5.3618) (-5.9768)LOG(PI) =-15.5820-1.5813*LOG(CMS)+1.5270*LOG(QT)+2.8327*LOG(IM(-1)(-5.6879) (-21.5747) (8.1636) (6.649) 本文所建立的计量经济模型，经过参数估计表明参数估计结果在经济意义和统计意义上均具有较强的可信度。模型的历史有效性检验结果表明，全部被解释变量的事后动态模拟值序列对其实际观测值序列的均方根相对误差(RMSPE)小于1%，模型比较准确地模拟了能源利用效益在样本期间的动态变化，因而具有较高的拟合度和预测能力。2中国区域工业全要素生产率的空间计量经济分析 吴玉鸣、李建霞 全要素生产率(TFP)是一个国家或地区经济增长质量和技术进步、管理效率提高的重要标志,正确、科学测算TFP对区域经济增长和技术进步及政策研究非常重要。 国内外一些研究文献,对中国省域全要素生产率的测算取得了不少成果，但是常常忽略了地理空间因素。本文将考虑把地理空间因素纳入全要素生产函数模型的估计之中。运用空间统计和空间计量经济学的空间自相关Moran指数、空间滞后模型和空间误差模型方法,基于2003年中国大陆31个省、直辖市和自治区的工业企业统计数据,对中国大陆省级区域工业全要素生产率进行了空间计量经济测算分析。结果发现,空间统计与空间计量经济学模型在测算我国省域工业全要素生产率中具有较好效果,利用这种方法测算的2003年中国大陆31个区域全要素生产率的实证结果比较符合工业生产率发展实际;在影响我国省域工业生产率的因素中,工业资本投入是造成工业经济增长率在东中西部地区之间和各个省域之间存在巨大差异的主要原因;劳动生产率水平偏低是制约我国省域工业生产率提高的主要瓶颈因素; 2003年我国省域工业生产率增长是由资本和技术共同推动的。本文在制定中国区域工业经济发展战略及相应的发展政策措施过程中,本文的研究结论具有重要的意义。显然,中央和地方政府在制定省域工业经济发展战略时,应充分考虑不同省域工业经济发展的“异质性”特点,必须将区域间的联系和空间相互作用纳入到全要素生产率及其影响因素的分析与政策制定过程中。3 跨国旅游偏好的计量经济学分析 邵诚、黄思婧本文搜集2000-2004年185个国家的数据,包括每个国家的游客数、旅游目的、基础设施以及安全问题等各个方面，通过横截面模型与综列数据的固定效应模型，以及相关检验，揭示出跨国旅游者在选择旅游目的国时所显露出的“爱富嫌贫”趋势，并根据回归结果试图说明这一表象下的深层次原因。本文尝试从一个新的角度来解释旅游地区（国别）差异，即游客是否会出于潜意识，以一个国家的贫富程度作为选择目的地的标准，通过建立完整的计量模型，进行计量分析，进而得出相关结论。根据回归分析显示，综合斜率的估计值统计不显著。换言之，在特定的富裕程度下，安全与否居然对旅游者决策不起作用。这是因为我们要衡量的并非“安全问题”本身，而是“安全感”。当恐怖袭击发生过于久远，或只是偶然事件，或只针对特定人群（政要、富翁等），那么恐怖袭击不会对“安全感”有太大的影响。反之亦然。4 关于我国私人汽车拥有量的计量经济学模型及其检验和预测韩雪、李潜建立准确而合理的计量经济学模型,寻求全国私人汽车拥有量和社会经济的相关指标之间的函数关系,可以较为准确的对一国短期内私人汽车拥有量的变化进行定量的分析与预测。本文采用1989-2004年中华人民共和国国家统计局公布的相关统计数据,给出建立计量经济学模型和对其进行多种检验的详细过程,并根据模型预测了2005年我国的私人汽车拥有量。文章采用对数模型综上所述，我们采用的模型如下：lnYt=1+2lnX2t+3lnX3t+4t+ut。其中，Yt=私人汽车拥有量(万辆)，X2t=国民总收入(亿元)，X3t=钢材产量(万吨)，t=趋势变量。根据时间序列数据,采用最小二乘估计法(OLS)，结果如下(使用软件SPSS120,下同)：lnYt=0256+0192lnX2t+0228lnX3t+0153t(1.188) (0.062)(0.097)(0.016)t= (0.216) (3.081)(2.345)(9.358)R2=0.999其中, Yt=私人汽车拥有量(万辆)；X2t=国民总收入(亿元)；X3t=钢材产量(万吨)；t=趋势变量从我们的模型可以看出，1989-2004年正是我国改革开放渐进式发展的时期,随着改革开放的不断深入与加强，经济稳定持续增长，作为重要工业原料的钢材的产量保持了逐年上升的趋势，国民总收入也保持了每年持续的高增长水平，私人汽车作为高档消费品，每年也保持了较高的增长，它已经以越来越快的步伐步入我国的普通家庭。以我们的模型为依据，随着时间的延续，及我国钢材产量和国民总收入的逐年上升，我国私人汽车有量将逐年增多，成为我国普通大众的消费品。5 基于资产视角的渠道关系价值计量研究 陈启杰、刘颐权 文章认为，营销渠道作为资产的价值来源于以渠道为“载体”的“渠道关系”，“渠道关系”才是“渠道”的“内核”。 文章试图建立“渠道资产”定价路径的系统理论。以会计学和经济学关于资产的理论为依据，论述和界定了“渠道资产”的概念；从收益折现法出发，兼顾渠道历史、现在和未来，建立了“渠道资产”价值计量模型；在模型的求解方法中，借鉴人寿保险精算学生存曲线理论、关系营销价值理论及微积分思想来求取渠道平均寿命周期；运用因素分析法建立组合无形资产结构图；借鉴运筹学多目标决策层次分析理论剥离出“渠道资产”价值；根据风险资产定价理论，确立了资本化率的计算模式。总的来说,渠道资产概念的提出为渠道管理的理论研究和实践提供了新思路。加入WTO以来,面对竞争压力，我国企业不断加强与国外企业的合作,国内企业之间也不断出现以渠道为基础的购并、参股等运营方式，这要求对各自渠道作一个合理的评估，而目前营销实务中还没有一个得到公认的合理计量工具，大多是基于企业决策者的经验估计，可以说,业界广泛存在着渠道价值计量研究的需要；在企业内部，渠道作为一种专门的资产,可以明确一个管理经理来负责。还可以从资本运营的视角来考虑渠道资产管理专业化(创建、积累、扩张和收缩)的路径模式。6 基于计量经济模型假设检验问题的研究 潘 林、胡 洁计量经济学的初学者来说，往往倾向于过分强调回归方程的拟和优度R2。事实并非如此，较低的R-平方，并非意味着方程没有用,参数的t检验和回归方程的F检验仍可能显著。近年来，对于计量经济模型假设检验问题的研究不多见,本文通过考察计量经济模型的参数假设检验及回归方程假设检验过程,分析了回归参数检验的t统计量显著性的影响因素，分析了回归方程总体显著性F检验与拟合优度R-平方的关系,说明了较低的R-平方,并非意味着方程没有用,参数的t检验和回归方程的F检验仍可能显著。影响t统计量检验显著的几个方面：1在给定的显著水平下，样本容量n越大，则临界值越小。2从t统计量表达式来看,分子“很大”,将标志统计检验显著。3 t统计量的分母为回归系数i的标准误。对计量经济模型拟和优度R2的思考：(1)在自变量个数k不变的情况下，样本容量越大，F统的分母越小，从而F越大；而在给定的显著水平下，样本容量越大，临界值越小。所以，从理论上讲,随着样本容量的增大，F统计量总会达到显著的水平，除非R2平方等于零,这时每个自变量与因变量零相关。(2)在选择自变量正确的情况下，经典假设得到满足。如果R2越大，F将越大，所以，较大的R2，有利于增大F统计量，提高F统计量显著性,从而回归方程的显著性增强。7 国内城镇居民旅游消费的计量经济学研究 余 芳 徐军华本文主要采用计量经济模型对国内城镇居民旅游消费情况进行分析和预测。本文结合我国1995年2004年的实际旅游消费情况，试图建立一个回归模型来探讨人均旅游消费与人均可支配收入之间的关系，文中居民消费价格指数均是以上年=100来计算的，样本期选取1995年2004年。如果用y表示人均旅游消费，x1、x2分别表示人均可支配收入和居民消费价格指数，a为常数，b、c表示回归系数，为扰动项，我们可以假设一般模型为： y=a+bx1+cx2+m。根据回归分析得出，a=686.1444，b=0.061302，c=-4.09463，回归模型为： y=686.14+0.0613 x1-4.095x2t值（3.0568） （6.2546） （-2.3644）R2=0.9669 R2=0.9537 本文根据国内城镇居民人均可支配收入及其旅游消费的特点，运用计量经济的方法建立了相应的回归模型。通过对模型的研究，分析了影响国内城镇居民旅游消费的主要因素及其存在的相关性，同时该模型还可以用于对未来的旅游消费情况进行预测，为制定未来的旅游消费政策提供依据。 运用上述模型分析我国国内城镇居民的旅游消费状况，可以弄清各种因素对旅游消费的不同影响，以及为策划旅游市场未来发展政策提供参考依据，预测未来的旅游消费情况。8临时虚拟变量在粮食产出单方程计量经济学模型中的应用 王刚毅虚拟变量是将非数量的品质因素影响加以量化描述的一种假设的变量，是对事物属性变化的一种虚拟的量化反应，在回归分析中，一些社会经济和自然现象的变化，如政治或经济政策的改变、自然条件的变化及文化风俗等等，都会对回归模型的建立和准确的预测带来影响。根据日本农林水产省作物统计中资料显示，由于受1993 年冻灾的影响，日本水稻收成指数降为战后最低水平，出现了前所未有的歉收，若对19851995 年 11 年间日本水稻生产（数据如表1）进行回归估计，分析水稻产量与种植面积之间的关系。首先不引入临时虚拟变量，以水稻种植面积为解释变量，设为X ，水稻产量为被解释变量，设为Y ，建立回归模型Y=+X+利用已知数据，对其进行 O L S估计得到模型的估计式：Y=-48.224+0.71521X并且，到自由度调整后的决定系数为0.8675 ，可见，不但拟合度提高很多，而且计算得tx=4.782,tD=-6.550，即估算出来的回归系数除常数项外均在1 % 的水平显著。这样，对于遭受冻灾的1993 年，通过向模型中引入临时虚拟变量，消除了异常值的影响。9 联立方程计量经济学模型系数的一种极大似然估计 胡俊航联立方程模型是计量经济学的基本模型,它在经济政策的制定、经济结构分析和经济预测方面起重要作用。要使模型很好地应用于现实的经济活动，模型系数的估计是个关键的问题。对随机扰动和系数矩阵B、作了一些假定和约束下，推导出联立方程计量经济学模型的结构式YB=X+的系数矩阵和随机扰动协差阵的极大似然估计的表达式，避免了方程的识别问题,具有一定的实际意义。据文章的假设和推导,可以得到以下结论.定理：设B,P,S,R,Q具有上述的形式，且满足约束PB=S,R=Q。如果RFXY(YY)-1P(PDP)-1PDYX(XX)-1R-RFR-1，(YY)-1，D,F,(PDP)-1，(XX)-1存在,那么矩阵B,和的极大似然估计可以由公式(23),(24),(25)唯一得到。从上述推导可以看出,联立方程的计量经济学模型系数的极大似然估计在满足一定的条件下,可以用一个统一的式子表达，并且也不用对方程进行识别,使模型系数的估计更加方便,具有一定的实际意义。10泛珠三角经济合作区背景下，产业分工与转移的计量分析 徐仕政产业转移与分工日益成为泛珠三角合作区的焦点议题，也是全国东中西部地区经济合作的重要，本文试以新古典经济增长函数构建模型，以广东省和四川省为代表样本，通过计量经济，比较两省经济系统内优势生产要素的差异，从而提出两省区的产业转移和分工内容，并试从李嘉图的比较优势成本，H-O要素禀赋理论，雁行形态理论，产品生命周期理论，以及产业布局中的区域梯度开发理论出发，阐述广东省和四川省进行产业转移和分工的必要性和合理性。本文结论为：广东省应逐步向具劳动要素优势地区转移劳动密集型产业，专注于资本密集型产业；四川省则应发挥要素禀赋优势，