变动关系（精选十篇）
变动关系 篇1
随着社会经济发展的不断深入, 企业劳动关系对企业经济发展的影响作用逐渐增加, 故而企业本身应当提高对劳动关系和经济效益的认识。
(一) 劳动关系概述
劳动关系这一名词在我国《劳动法》中明确的解释就是指用人单位与劳动者之间, 根据相关法律法规的明确条文所建立的用于劳动过程中的权利与义务关系。这里的用人单位主要是指在我国境内注册成立的符合我国相关法律法规的正规企业, 而劳动者主要是指到达法定的工作年龄, 同时又具备一定的工作能力的与相关企业依法签订相关用工合同的个人。而劳动关系在实际的情况中, 我们可以将其分为三种。首先第一种是劳动者与用人单位中的对立与冲突, 即劳动者与用人单位之间存在着很严重的意见分歧, 并且这种分歧已经影响到了企业正常的经营生产活动, 这种情况常常发生在早期资本主义压迫剥削工人十分严重的工厂之中。其次, 第二种劳动关系主要是指劳动者与用人单位直接的劳动协调状态, 在这种关系中, 劳动者与用人单位之间虽然或许存在着一定的意见分歧, 但是两者却还能站在双方的角度思考问题, 尊重彼此的利益诉求, 坚持用谈判和相互退让来达成意见的一致。最后一种劳动关系是劳资合作, 在这一种关系中, 劳动者与用人单位之间相互尊重, 相互理解, 彼此都承认对方对于自身发展促进的重要作用, 在劳资合作关系中, 企业是实现劳动者与用人单位共同发展, 共同进步的舞台, 是实现两者共同利益的合作队伍。劳资合作关系是一种在理想状态中的关系, 它对劳动者与用人单位两者都提出了较高的要求, 在实际的企业发展中很难做到。
(二) 经济效益概述
经济效益在某种程度上就是衡量人类社会中一切经济活动效果的最直接指标, 对于企业来说, 经济效益最直观的表示就是企业生产投入与生产总值之间的比例关系。如果企业的生产投入减少但是同时企业的生产总值却没有降低甚至有所提高, 那么我们就可以认为企业的经济效益是高的。对于企业来说, 追求经济效益有着十分重要的意义。首先, 提高经济效益能够帮助企业提高核心竞争力, 企业在完成同等生产经营目标的情况下, 所耗费的成本越少, 那么自然而然企业在市场竞争中能够取得更多的优势。其次, 提高经济效益能够在社会层面上实现整体经济实体的健康持续发展, 资源是有限的, 因此如何做到用有限的资源来创造更多的社会财富是人类社会不得不思考的问题。
二、企业劳动关系对于经济效益的影响
(一) 一个健康积极的劳动关系是提高企业经济效益的基础
就如同在前文中提到, 在企业健康持续发展中, 人力资源因素越来越重要。因此对于企业来说, 建立起一个健康积极的劳动关系是一项十分重要的工作。首先, 对于劳动者来说, 一位劳动者自身所具备的工作积极性在很大一部分程度上是由外界环境所决定的, 如果劳动能够在一个健康积极的劳动工作关系中进行工作, 那么自然而然就能够提高劳动者的工作积极性, 从而促进企业多安排任务的完成效率和完成质量。其次, 一个健康积极的劳动关系对于企业建设也有十分重要的作用, 对于企业来说, 一方面企业的凝聚力不是依靠具体的企业规章制度就能够建立, 而是不断通过在实际中的细节之处的坚持才能够实现, 一个健康积极的劳动关系能够让企业在日常的生产经营活动中慢慢建立起一个坚固的团队凝聚力;另一方面, 在企业文化的建设层面上看, 一个积极健康的劳动关系也能够帮助企业建立企业和谐的企业文化, 这对企业的发展有着十分重要的意义。最后, 经济效益的提高在本质上说就是企业在同等条件上生产投入的减少, 人力资源作为现代企业发展中必不可少的重要资源, 对于人力的成本投入已经越来越成为企业发展中占据大量份额的投入。因此, 在当企业建立起一个健康积极的劳动关系之后, 就能够调动起员工的工作积极性, 从而实现企业在日常生产经营活动中整个团队的工作效率。从而实现用更少的人力资源投入来实现更多的经济成果产出。所以, 综上所述, 一个健康积极的劳动关系对于企业经济效益的提高是有着十分重要的积极意义的。
(二) 劳动关系提高企业经济效益的具体分析
随着人类社会的不断发展, 在经济建设中科学技术已经占据了十分重要的作用, 在另一种程度上也就是说在企业的发展中劳动者的主动创新和积极创新越来越重要。这也是我们为什么需要这样重视企业劳动关系的原因。首先, 健康积极的劳动关系不仅仅可以提高劳动者在工作中的工作积极性, 同时也能够利用这一合理的劳动关系来实现组织结构的合理变动, 从而提高整个企业的员工在工作的工作效率与质量, 让员工的努力变成有价值有意义的努力。其次, 健康积极的劳动关系能够让企业劳动者与技术创新之间建立一个积极正面的利害关系, 从而促进技术的创新提高。因为对于企业来说, 无论是产品创新, 还是工艺创新, 都会受到劳动关系状况的影响, 当企业员工在一个健康积极的劳动关系下进行工作, 那么对于创新自然而然也就没有了后顾之忧。由此可以看出, 劳动关系能够有效提高企业的经济效益, 对企业实现可持续发展起着非常重要的作用。因此, 企业管理者必须加大对劳动关系的重视程度, 进而在最大程度上激发员工工作的积极性和主动性, 为企业实现健康发展奠定良好的基础。
三、如何建立起积极健康的劳动关系
劳动关系的建立对于企业的发展是一个意义深远的工作, 因此, 现代企业必须重视起对于劳动关系的建立。首先, 在国家层面, 需要建立起一个完善的劳资关系法律体系, 只有在法律层面上就先制定起一个完善合理的法律体系, 才能够做到当有问题出现时能够合理的依据来解决问题。对于法律的制定来说, 最基本要求就是坚持实事求是的原则, 要做到一切从实际出发, 根据社会发展中的实际情况来进行具体的改变。其次, 需要建立起一个完善的第三方协调机制, 在企业发展中, 用人单位与劳动者之间的分歧仅仅只是依靠双方谈判很容易就陷入僵局, 但是当第三方介入时就能够做到不偏不倚, 站在公平公开的角度来看待问题, 从而促进问题的有序解决。再则, 从企业管理者角度上来说, 需要重视起劳动关系对于企业经济效益提高的重要性, 用长远的眼光来看待问题, 坚持用平等的眼光来看待劳动者, 在利益分配及员工福利等重要事务上, 积极为员工考虑。最后, 积极健康的劳动关系的建立需要一个和谐的企业文化作为支撑, 只有在精神层面建立起一个健康积极的环境, 才能在企业中建立起一个平等和谐的劳动关系。企业文化的建立与劳动关系之间是一个相辅相成的状态, 两者相互促进, 和谐的企业文化能够建立和谐的劳动关系, 反过来积极向上的劳动关系也能够在企业中建立起一个积极向上的企业文化。
四、结论
变动关系 篇2
摘要：本文运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，对新疆1978-产业结构与经济增长之间的关系进行实证研究。实证表明：新疆产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系;短期内，就业结构对新疆经济增长有一定的促进作用;长期内，产业结构对经济增长有明显的正向影响。
关键词：产业结构 VAR 新疆 经济增长 协整关系
现代经济增长的模式本质上是以产业结构的升级为增长核心的，而产业结构的变动多伴随着就业结构的变动。库兹涅茨(1949)提出，一个国家国民收入的度量必须从产业结构的角度去衡量，而一个经济的产业结构又是由其生产方式所决定的。为此，1957年，库兹涅茨用50个国家的经验数据进行比较后发现，制造业部门的增加将伴随着人均国民收入的增长。因此，有必要从产业结构的角度去研究和分析经济增长。韩廷春指出，中国经济自改革开放后实现了高速增长，经济结构也发生了明显的变化。经济的总量增长和结构的演进既相互联系又相互影响。经济结构的变动及资源的有效配置是经济增长的两个重要因素。实证表明：结构变动带来的资源配置效应对经济增长的影响是显著的。刘伟，张辉()将技术进步和产业结构变迁从要素生产率中分解出来，实证度量了产业结构变迁对中国经济增长的贡献，并将其与技术进步的贡献相比较。实证研究表明，在改革开放以来的三十年中，虽然产业结构变迁对中国经济增长的贡献一度十分显著，但是随着市场化程度的提高，产业结构变迁对经济增长的贡献呈不断降低的趋势，逐渐让位于技术进步，即产业结构变迁所体现的市场化的力量将逐步让位于技术进步的力量。
新疆属于欠发达地区，随着改革开放的推进，新疆在经济上保持较快的增长速度，其产业结构也不断得到调整和优化，并进一步推动经济的发展。但产业结构与新疆经济增长之间是否存在长期均衡关系，未来如何处理产业结构与经济增长之间的关系，这关系到新疆经济可否持续快速增长。本文将运用VAR模型，在实证的基础上对这些问题作出解答并提出政策建议。
一、数据处理
本文基础数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，《新疆统计年鉴》()，样本区间为1978-20。本文中的产业结构变量是用一般意义上的概念，它是指国民经济各个产业之间的组织和构成情况及它们所占的比重和相互关系。代表产业结构变迁的的变量通常有第一、二、三产业的产值结构、劳动就业结构、资产结构和技术结构等。这些变量从不同的角度说明了产业结构状况。因此，为全面反映产业结构与经济增长的关系，本文引入国内学者常用的产值结构和就业结构作为产业结构的代表变量。在计算具体指标值时以第一产业的比重结构为例。以GDP作为总产出的基本指标，为了数据的可比性，以1978年为基期进行换算;为了更好的反映产值的实际结构，本文同样以1978年为不变价格的每年第一产业的实际值与三大产业实际值的和相比得到。本文中，Y表示实际GDP;PS表示第一产业实际值与三大产业实际值之比;LS表示第一产业从业人员与全社会从业人员之比，为了消除异方差的影响，本文对数据取自然对数，并且这样得到的系数为变量之间的弹性，有益于问题的分析。分别表示为LNY，LNPS，LNLS。
二、分析框架和模型
VAR模型是一种计量经济学建模技术，为了避免单方程计量经济模型不能描述变量之间相互影响的缺憾。它是由一组相互联系的方程所组成，但是VAR模型不是一般意义上的联立方程模型，它主要具有以下特点：第一，它属于非结构化的模型;第二，所有变量都是内生的;第三，具有完全相同的解释变量。因而，它既能够考察变量间双方向的影响关系，又能够克服联立方程模型的变量内生性与外生性划分和模型识别等麻烦。选取了3个内生变量，并且不考虑外生变量的影响的VAR模型的具体形式为：
Yt =ΠiYt-i+Ui =Π1Yt-1+Π2Yt-2+…+Πk
Yt-k+Ui，Ui～ΠD(0，Ω) (1)
其中，，Ui是随机误差项矩阵，Πi方差协方差矩阵，t表示时期，i表示滞后期，k表示最大滞后期。若VAR模型中的非平稳变量存在协整关系，我们就可以在VAR模型(1)基础上经过协整变换建立向量误差修正模型，表示为：
(2)
其中，φi=-(I-Π1-Π2-…-Πi)，φ=-(I-Π1-Π2-…-Πρ)，上式称作向量误差修正模型(VECM)，即一次差分的VAR模型加上误差修正项φYt-k。设置误差修正项的主要目的是将系统中因差分而丧失的长期信息引导回来。参数矩阵φi和φ分别是对Yt变化的短期和长期调整。
本文实证检验包括六个步骤：第一，确定时间序列LNY、LNPS和LNLS的平稳性;第二，VAR模型建立;第三，检验LNY、LNPS和LNLS之间是否具有协整关系，即变量之间的是否具有长期均衡关系;第四，Granger因果关系检验;第五，如果变量之间存在协整关系，在VAR的基础上给出向量误差修正(VEC)模型，检验是否具有误差修正机制;第六，利用脉冲函数和方差分解来研究各变量的动态特征。本文所有分析检验均使用Eviews 6. 0计量分析软件进行。
三、实证检验和分析
(一)平稳性检验
在进行协整性检验之前，要先检验每个序列的平稳性。检验序列是否平稳的通常做法是单位根检验中的ADF(Augmented Dickey Fuller)检验。我们运用AIC标准来判断检验的滞后阶数，并用麦金农(MacKinnon)临界值来判断是否具有单位根。结果如表1所示，5%水平检验结果显示着三个变量的ADF值的绝对值均小于临界值，所以原序列是非平稳，具有单位根。我们继续检验它们的一阶差分，结果显示三个变量的一阶差分的ADF值的绝对值均大于临界值，所以它们的一阶差分是平稳的。
(二)VAR模型的建立
在建立VAR模型之前先确定最大滞后期k很重要。因为如果k太小，误差项的自相关有时很严重，将会导致被估参数的非一致性，所以通过增加k来消除误差项中存在的自相关。但是，k又不能太大，因为如果k太大会导致自由度减小，并直接影响被估参数的有效性。对于滞后阶数的选择有多种判断准则，其中包括LR统计量、赤地信息准则(AIC)以及施瓦茨准则(SC)。本文根据AIC，选定VAR模型的最优滞后阶数为3。且模型的根都在单位圆内，VAR模型设定稳定。
(三)协整检验
本文以表1的结果为基础，采用Johansen和Juselius于1990年提出的用极大似然估计来检验多变量之间的协整关系，即Johansen检验。检验结果如表2所示。可以看到在5%的显著水平下， Trace test and Max-eigenvalue test都显示了有两个协整方程。也就是说LNY和LNPS、LNLS之间具有一种长期的均衡关系。
对协整向量进行标准化，两个变量之间的其中一个协整关系如模型(3)所示：
(3)
式(3)表明，新疆第一产业的结构变动与经济增长的变化方向是相反的。当第一产业的产值结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动0.19%;第一产业的就业结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动5.05%。
(四)Granger因果检验
根据AIC准则和SC准则确定各变量滞后阶数为2，对各变量进行Granger因果检验结果表明，见表3，在5%显著水平下，经济增长是第一产业就业结构的Granger原因，而第一产业就业结构不是经济增长的Granger原因;经济增长是第一产业产值结构的Granger原因，而第一产业产值结构不是经济增长的Granger原因;第一产业产值结构与第一产业就业结构之间没有关系。
(五)向量误差修正模型(VEC)
误差修正模型把表示偏离长期均衡关系的项作为解释变量放进模型中，描述了对均衡偏离的一种长期调节。这样在误差修正模型中，长期调节和短期调节的过程同时被考虑进去。建立在协整理论基础上的VEC模型既能反映不同经济序列间的长期有关信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高度稳定性和可靠性的一种经验模型。向量误差修正模型的估计结果见表4。
误差修正项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从表4中可以看出，其中产值结构的调整力度最大，经济增长和就业结构的调整力度较小，说明经济增长和就业结构的变化主要以短期波动为主，而产业结构的变化以长期为主。
(六) 脉冲响应函数和方差分解
1、脉冲响应函数。脉冲响应函数刻画的是，在扰动项上加一个标准差大小的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过VAR模型的动态结构传导给其它所有的内生变量。在图1、图2、图3中，横轴表示冲击作用的响应期数，纵轴表示各变量的变化百分比。
图1是GDP对各个变量冲击的脉冲响应函数图。图2是产值结构对各个变量冲击的脉冲响应函数图。图3是就业结构对各个变量冲击的脉冲响应函数图。由于本文主要是研究经济增长与产业结构的关系，所以主要分析经济增长对产值结构和就业结构冲击的反应以及产业结构对GDP冲击的反应。从图1可以看出，GDP对产值结构的冲击第一、第二、第三年几乎没有反应，说明GDP对于产业结构变化有一定的`时滞，到第八年达到最大，随后趋于稳定，这可能由于新疆第一产业占GDP的比重小，其经济结构的合理化导致经济增长比较慢，产业结构的合理化最终导致了GDP的增长;给就业结构一个正向冲击，GDP立即增长，其在第六年达到最大，其后趋于稳定。
从图2可以看出，GDP的变化对产值结构的作用是负的，即给GDP一个正向冲击，产业结构下降，即随着经济的增长，产业结构不断合理化，最终在第九年后，产业结构趋于稳定。这和产业结构的演变规律是一致的，随着经济的增长，第一产业的比重越来越低，最终占GDP的一个稳定比重。
从图3可以看出，GDP的变化对就业结构的影响先是正的，随后是负的。说明在第一二期，由于经济的增长，投放于第一产业的资本在增加，这样吸收了一部分的劳动力，使得第一产业就业量增加，但随着经济的进一步增加，第一产业的劳动生产率不断增加，使得第一产业的剩余劳动力不断地向第二、三产业转移。最终趋于一种平衡状态。
2、方差分解。方差分解提供了另一种描述系统动态的方法。脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解则是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度。进一步评价不同结构冲击的重要性，即变量冲击的贡献占总贡献的比。各变量的方差分解图如图4、图5和图6。
直观地来看，在图4中，GDP对其自身的贡献最大，达到了63%左右;其次是就业结构，大约26%;对GDP贡献最小的是产业结构，约11%。这个结果和前面的协整分析结果是一致的，就业结构对经济增长的影响要大于产值结构的影响。在图5中，短期内，产业结构的变化主要由GDP和产业结构的冲击造成的;长期来看，GDP对产业结构的贡献最大，其次为产业结构，最小的为就业结构，贡献率大约为60%、22%和19%。图6中，就业结构的波动比较大，短期内，产业结构和就业结构解释了就业波动的80%左右;但长期内，GDP解释了就业波动的59%，就业结构和产业结构对就业结构的贡献率分别约为25%和16%。
四、结论和建议
本文运用基于VAR模型的动态经济计量分析方法，对新疆的产业结构效应与经济总量效应之间的关系进行实证研究。结果表明，尽管新疆经济增长与产业结构变动都不具有平稳性，但长期而言，二者在统计上是高度相关的。新疆产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的协同互动关系。从经济发展的不同阶段来看，经济总量增长率高的时期，产业结构变换率也就越高，同样，产业结构变换率越高的时期，经济总量的增长也就愈加迅速。由此提出以下建议：
新疆应当通过实行适当的产业政策调整和优化产业结构，从而促进经济增长。根据协整分析，新疆产业结构变动和实际经济增长之间存在着长期稳定的协同互动关系;根据脉冲响应函数分析，产业结构对新疆经济增长有着重要的影响。所以，新疆应制定合适的产业政策， 确定相应的产业发展重点，从而积极有序地推进新疆产业结构的调整与升级。按照实证分析的结论，新疆第一产业的结构变动与经济增长的变化方向是相反的：当第一产业的产值结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动0.19%;第一产业的就业结构每变动1%，经济总量增长将反方向变动5.05%。结合脉冲响应函数，短期内，由于产业结构有时滞效应，新疆可以加大第一产业的劳动力人数，这有利于经济的增长。
财政支出与汇率变动关系实证研究 篇3
【关键词】财政支出；汇率；经济增长
一、引言
通常情况下，一国的财政支出会对该国经济增长有所贡献，根据凯恩斯的宏观经济学理论，有：Y=C+I+G+（X-M）。政府支出G增加将引起总产出Y等量的增加，因此政府支出增加会引起经济的增长。财政支出作用于经济增长有两种影响机制：第一，教育和健康支出会提高劳动者的劳动技能水平，促进科学技术创新，提高社会劳动生产力，进而促进经济增长。第二，政府的投资支出等会增加社会的资本存量，提高资本存量生产率而引起经济增长。一方面，经济增长往往伴随着国际收支的改善，从而使该国的汇率升值；另一方面，一国经济增长会加强市场对该国的信心，引起外国投资者对该国的投资，使得汇率升值。因此，可以建立财政支出与汇率变动的关系：一国财政支出增加将引起汇率升值。
二、实证
文章选取了在2010年世界经济体排名靠前的9个发达国家（美国，日本，德国，法国，英国，意大利，西班牙，加拿大和澳大利亚）作为样本，根据数据的可获得性，我们选择这些国家和中国2002～2009年的每一年度的政府支出及名义有效汇率数据，考虑到各国经济总量的影响，政府支出数据选为当年政府支出占当年GDP的百分比，数据来源于IMF世界经济展望数据库。首先对这9个国家在2002～2009年中的政府支出占GDP的百分比（EPG）和名义有效汇率（NEER）做一个简单的回归，共72个样本观测点，结果如下：
NEER=95.400+0.085×EPG+εt （18.39）***（0.69）
R2=0.0068，DW=0.56，F=（0.48）。
结果表明，总体上这几个发达国家并没有表现出政府的财政支出与其名义有效汇率的显著性关系。为求准确性，再对每个国家单独做拟合回归，发现多数国家的政府支出与其名义有效汇率之间的关系并不显著。然后，对我国2002～2009年间政府支出和名义有效汇率做回归，结果如下：
NEER=46.690+3.070*EPG+εt （2.61）**（3.34）**
R2=0.65，DW=0.90，F=（11.15）**。
从模型来看，我国的政府支出和名义有效汇率拟合较好，政府支出和名义有效汇率具有显著的关系。
三、原因分析
我们预期的结果是政府财政支出增加会引起汇率升值，而实证结果表明：发达国家并不符合这一预期，其财政支出与汇率并没有显著的关系，而我国却遵循这一预期，经过分析，有如下三个原因：第一，从政府财政支出的结构来看，我国政府支出主要是政府直接投资和政府消费购买支出，这一部分是直接纳入当年GDP核算中的，是可以在当年就见效的。而西方发达国家的政府在社会保障，教育和居民健康上花费较多，而这些支出所带来的GDP的增长是有时滞的，并不能带动当年GDP的增长。第二，从汇率制度和资本市场的发展程度来看，发达国家多采取浮动汇率制，而我国采用的是参考一篮子货币的有管理的浮动汇率制，具有较多的管理因素。因此，发达国家的汇率变动更具有不确定性，与财政支出的关系不具规律可循。第三，得出这样的结论也有可能是由于数据选取略有不当，1994年和2005年我国分别经历了两次汇改，汇率制度有所变化，因此这一时间段的数据充满了诸多的特殊性，从这一角度来看，我国汇率波动与财政支出的变化存在显著关系也存在着一定的巧合。
通过对几个发达国家和我国的财政支出与汇率变动的实证发现，我国的财政支出与汇率变动关系显著，而发达国家则不显著，原因可能是：一方面，我国的财政支出中政府投资支出和消费支出所占比重较大，而这部分是可以直接拉动经济增长的，也就可以直接导致汇率升值；另一方面，由于我国采用的是有管理的浮动汇率制，发达国家多采用浮动汇率制，其汇率变动受多方面因素的综合影响，尤其是受投机因素的影响较大，因此汇率波动的不确定性更大，而在我国开放程度不够高，浮动不够自由的条件下，汇率的波动更稳定，更有规律可循。
参 考 文 献
[1]张少华．《财政支出对实际汇率的冲击效应研究》．北京：《国际金融研究》．2010（11）：11～19
[2]张黎．《理解影响汇率变动的因素》．北京：《东方企业文化·商业文化》，2010（10）：78
[3]多恩布什，费希尔，斯塔茲（著），王志伟（译）．《宏观经济学》．北京：中国财政经济出版社，2003
宏观经济与资产价格的变动关系 篇4
所谓资产价格是指资产转换为货币的比例，一般用上市公司的股价来表示，可以用来反映社会财富的变化情况。理论上，资产价格应该是宏观经济的直观反映，但现实数据表明，20世纪80年代中期以来，资产价格变动与实体经济成长之间所呈现出“剪刀差”的态势，大部分国家的资本市场的资产价格的上涨明显快于实体经济的成长，可见资产价格与宏观经济在一定程度上是相背离的。
有学者认为，这种“剪刀差”现象与产业结构升级过程中技术特征越来越明显基础上的乐观预期和资本市场快速发展而引起的金融结构的变革有关，并从以下四个方面进行分析：
1.技术产品比重的增加。全球经济增长中技术含量的不断提高，使对于技术产品了解甚少的投资者对未来市场有较为乐观的习惯性预期，从而带动了股价的上涨而偏离了实际价值。
2.价格指数的产业结构特征是出现“剪刀差”态势的技术原因。也就是说股指多是以成长期产业和成熟期产业为主的的股票指数，实体经济中存在的很多企业的成长状况并未反映在价格指数中，不能完整的反映宏观经济状况。
3.投资者资产选择偏好引起资产流向的变化。人们的偏好由实物资产到金融资产，关注收益率到关注流动性等，也就是说人们开始关注虚拟经济的投资。
4.股票价格指数的样本企业是动态的。股票市场并不是一成不变的，上市公司总是存在优胜劣汰，也就是说进入股票市场的上市公司，都是成长性或者至少是成熟性的企业。
二、影响资产价格与宏观经济变动关系因素的现实考虑
不少学者已经对该现象从金融的结构性因素方面做了深入详细分析，而资产价格与宏观经济的背离，有一个因素的作用也是不容忽视的，那就是政府。过去的经济学研究往往忽视了“人”的作用，做了许多的理想化假设。因此，影响资产价格与宏观经济变动的关系的因素可以概括为以下三个方面：
(一) 投资者的非理性行为
投资者投资偏好由实体经济逐渐转向虚拟经济，并且过分偏向技术含量高的产业造成的价格价值偏离，很大程度上取决于投资者在投资决策时盲目追求现实即得利益。而结果就是多数投资者的投资行为只是简单追逐利益的“羊群效应“，并没有经过合理的投资价值分析和市场预测而盲目投资，使市场的真正价值没有得到根本上的体现。例如，我国在2006年底到2008年初股票市场一片大好的情况下，投资者的投资就几乎处于非理性，在零六年十一月十五日开始到零八年的三月，我国政府十三次调高存款准备金率，旨在回笼市场中的流动资金，紧缩货币市场，但事实上股价仍在继续的上涨中，投资者的投资热情并没有减退。这就是投资者的非理性行为。
(二) 资产价格反映不完全信息
资产的价格是对上市公司的股价的反映，而对未上市的公司都没有体现。且上市公司的上市条件是非常严格也就是说上市公司的经营状况都是所以企业中非常好的，多数中小企业的业绩并没有在资产价格中得到反映。由于信息的不完全，所以资产价格不能完全反映宏观市场的变动情况。
(三) 政府的干预程度
在经济萧条时，政府会尽一切努力，运用扩张的货币政策和财政政策使经济复苏，但在经济繁荣并存在泡沫的情况下，政府一般会为了保持经济的繁荣而暂时不会采取过多的措施抑制泡沫。因此，在经济出现泡沫时，一般泡沫会慢慢的增大，通胀和资金在市场的加速流动并没有得到缓解甚至愈演愈烈，使得资产价格与宏观经济偏离增大。如80年代后期，美联储主席格林斯潘提出放宽放贷政策及网络形成的泡沫，并没有大加干涉，因为表面上看经济形式的确一片大好，一直到下一任主席伯南克上任，情况也并没有得到改变。过于宽松的货币政策势必会造成货币的流通量过大，虚拟的货币和资产大量的充斥着经济市场中，从而使敏感的资产价格的增长非理性，使的资产价格与宏观经济的实际发展情况相背离。
综上所述，我们可以得出，资本市场资产价格变动与实体经济成长呈现“剪刀差”的现象有客观和主观方面的因素：投资者的非理性行为、资产价格反映不完全信息、政府的干预程度而对于投资者的非理性行为和资产价格反映的不完全信息所带来的资产价格与宏观经济的背离，是不能进行明确的干预使其达到预定效果的，而在此时，政府的作用是非常重要的。市场的资产价格在政府不加以管制的情况下就会发散，因此增强政府干预程度可以在一定程度上减小剪刀差的发散，并且随着经济周期的影响，资产价格会逐渐与宏观经济情况相吻合。
参考文献
变动关系 篇5
[关键词] 产业结构 经济增长 协整检验 格兰杰因果检验 台湾
中图分类号:F129•958 文献标识码:A 文章编号:1007-1369(2009)3-0105-06
产业结构是指生产要素在各产业部门之间的比例构成和它们之间相互依存、相互制约的联系 。产业结构与经济增长的关系极为密切。不同的产业结构具有不同的整体效益,从而导致经 济以不同的速度增长,而不同速度的经济增长又对产业结构产生不同的需求,从而促进产业 结构的变动。现代经济增长的过程,是经济增长与产业结构变动相互促进、联系和不断发展 的过程。[1]因此,研究经济增长不能不研究产业结构的演进。
本文将以台湾地区1981—2007年的时间序列数据来分析产业结构变动与经济增长的关系。在 对台湾地区产业结构的演进进行描述性分析的基础上,应用动态计量经济分析方法,利用协 整理论与误差修正模型对其产业结构与经济增长的关系进行了实证分析,同时在二者协整关 系成立的条件下,研究了它们的因果关系。
台湾地区产业结构演变分析
产业结构作为产业间或部门间的生产联系和比例关系,一般通过两类指标来反映:一类是产 出指标,由各产业部门提供的产品和服务构成,一般用产值或增加值来表示,本文用各产业 增加值占国内生产总值比重的变化情况进行分析;另一类是投入指标,包括劳动力、资本和 人力资源、研究开发资本的投入,即各生产要素在各产业部门的配置比例和对比关系。由于 数据来源的限制,本文用劳动力投入来分析投入结构的比例。由此将从产出层面和就业层面 对台湾地区产业结构的演变过程进行详细的分析。
由图1可以看出,自1981年以来,台湾地区三次产业结构的变动表现出明显不同的态势。从 三次产业增加值占GDP的比重来看,第一产业持续下降,从1981年的7.1%下降到2007年的1 .5 1%;第二产业在经过小幅度的上升之后,从1987年开始逐渐下降,2007年这一比重仅为27. 7 7%,减少了近17个百分点,下降幅度明显;第三产业虽然有少数年份比重有所下降,但从整 体来看,一直保持着良好的增长势头,近30年来增长了20多个百分点,表现为大幅度上升。 产业结构变动态势与20世纪80年代下半期以来台湾产业结构的大调整不无联系。一方面,服 务业迅速崛起,成为产业构成的主导部门;另一方面,制造业由劳动密集产业向技术及资本 密集产业转型升级,电子信息产业成为台湾产业的主流。从台湾的产业构成看,“三、二、 一”的产业布局已经形成,是一个以服务业为主干、制造业仍占举足轻重地位的经济体系。
伴随着产业结构的变迁,台湾的就业结构也发生了很大变化。从表1可以看出,三次产业对 就业面的影响在很大程度上与产出面的分析结果类似。具体而言:第一产业就业比重连续下 降,而且下降幅度很大,从1981年的18.84%下降到2007年的5.28%,比产出面下降的幅度 要 大;第二产业就业比重中间年份有轻微的上升,但总的来看趋于逐年下降,下降了近6个百 分点,下降幅度不很明显;第三产业的就业比重与第一产业相反,表现为大幅度上升,考察 期间上升了近19个百分点,近年来第三产业吸纳的劳动力占总就业量的比重更是逼近于60% 。综上可知,台湾地区从业人员在三次产业的分布呈现从第一、二产业向第三产业转移的趋 势,与三次产业增加值分布变动趋势相仿。
台湾地区产业结构与经济增长的实证分析
经典计量经济学建模过程中,通常假定经济时间序列是平稳的,借此形式进行数据收集、参 数估计以及模型检验。但是用于经济分析中的时间序列数据大多数是非平稳的,不满足平稳 性的假定,若直接进行传统的回归分析,则可能会带来诸如“伪回归”等不良后果,会影响 回归分析的有效性,而对数据进行差分变换后进行回归,又可能丢失长期信息。格兰杰提出 的“协整理论”则提供了一种行之有效的处理非平稳数据的方法,可用于检验经济时间序列 变量水平数据是否存在长期均衡关系,其分析的一般步骤是:首先,分析各变量的平稳性, 在此基础上检验变量之间的协整关系;然后,给出其误差修正模型;最后,分析变量之间的 格兰杰因果关系。[2]
本文样本数据均来自台湾行政院主计处2008年12月编印的《国民所得统计年报》(2007) ,使用的样本区间为1981—2007年。产业结构是国民经济各个产业部门之间的组织和构成情 况以及它们所占的比重和相互关系。表示产业结构变化的变量通常有第一、二、三产业的增 加值结构、劳动就业结构、资产结构和技术结构等。本文选用增加值结构X1、X2、X3(分别 代表台湾地区第一、二、三产业的增加值占国内生产总值的比重)来表示产业结构。对于经 济增长,为了消除价格变动的影响,本文用按照2001年不变价格计算的各年国内生产总值GD P来表示。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,为了消除或减小时序数据的异 方差,使得数据更为平滑,对四个变量数据取自然对数,分别表示为LGDP、LX1、LX2和LX3 ,同时分别以DLGDP、DLX1、DLX2和DLX3表示其一阶差分。
1.单位根平稳性检验
时间序列平稳性的检验方法目前最常用的主要是单位根检验,如Dickey.Fuller检验和Phil lips.Perron检验等。但为了保证单位根检验的有效性,人们常用拓展的DF检验,也即ADF 检 验。本文正是采用ADF方法检验变量是否存在单位根。运用Eviews5.0计量经济学软件对台 湾 地区的LGDP、LX1、LX2和LX3以及DLGDP、DLX1、DLX2和DLX3进行平稳性检验,检验结果如表 2所示。
通过表2的检验结果可以看出,变量LGDP、LX1、LX2和LX3在5%的显著性水平下不能拒绝含 有单位根的原假设,说明水平序列是非平稳的,含有单位根;而各变量DLGDP、DLX1、DLX2 和DLX3在5%显著性水平下拒绝了原假设,说明各个变量一阶差分序列是平稳的,是一阶单整 序列。
2.协整检验
单位根检验结果表明,所研究的变量都包含一个单位根,可以进一步检验变量之间是否存在 长期的均衡关系——协整关系。协整关系的基本思想是:如果两个或两个以上的时间序列变 量是非平稳的,但它们的某种线性组合若表现出平稳性,则这些变量之间存在长期均衡关系 。协整性的检验可以通过检验回归方程的残差项是否存在单位根,如果残差序列是平稳的, 则可以判断变量序列间具有协整关系。[3]LGDP对LX1、LX2和LX3进行OLS回归,结 果如下:LGDP = .0.620196*LX1 + 1.935788*LX2 + 3.803311*LX3 .
6.055300(.5.792963)(4.093832)(5.500078)(.1.394218 )R2=0.985300
SE=0.064519
DW=0.917086
F=513.8594
从第一部分的分析结果可以知道,随着GDP的增长第二产业的增加值比重是下降的,两者呈 现负相关的关系,而从回归结果看LX2的参数估计值是正的,不符合经济理论,并且经过计 算各解释变量之间的相关系数可知,LX1、LX2和LX3相互之间高度相关,显然存在严重的多 重共线性,特别是LX2和LX3之间高度相关。为了消除多重共线性,做LX1和LX2之间的辅助回 归得两者关系式为LX1=0.336159*LX2,并结合变量变换法进行回归,结果为:LGDP = .0.171656*(1/0.336159*LX1+LX2) + 1.424362*LX3 + 11. 049841(.3.661745)(2.411604)(4.022605)R2=0.972534
SE=0.086333
DW=0.383207
F=424.8990
上述变换基本消除了多重共线性,可以据此进行进一步分析。为了检验回归参差的平稳性, 在Eviews5.0中令ecm=resid就可以得到残差序列。对残差项进行ADF单位根检验,得结果为 :
从上表中可以看出,在5%的显著性水平上拒绝ecm是单位根过程的原假设,说明该残差序列 是平稳序列,该协整关系成立,说明1981—2007年间台湾地区GDP与产业结构间存在着长期 均 衡关系。虽然这种关系在短期内会被破坏,但其偏离长期的偏差是平稳的,其各变量的系数 也都符合经济意义。回归结果表明,从长期来看,第一、二产业增加值结构每变动1%,台湾 经济总量将分别反向变动0.5106%和0.1717%,第三产业增加值结构每变动1%,台湾经济总 量将同向变动1.4244%,说明第三产业增加值比重的上升将带动经济增长。
3.误差修正模型(ECM)
误差修正模型的基本思路是,若变量间存在协整关系,表明这些变量间存在着长期稳定的关 系,而这种长期稳定的关系在短期动态过程的不断调整下得以维持。之所以如此,是因为 误差修正机制在起作用,防止了长期关系的偏差在规模或数量上的扩大。为弥补协整关系只 反映变量之间长期均衡关系的不足,可通过建立误差修正模型对序列的短期波动关系进行解 释来作为协整回归模型的补充,由此把长期关系和短期动态特征结合在一个模型中。利用LG DP与LX1、LX2和LX3的长期均衡方程,建立经济增长与产业结构的误差修正模型为:DLGDP=0.573956*DLGDP (.2) + 0.603706*DLGDP (.3) + 0.183447* DLX1 (.1)
(2.284321)
(3.658828)
(2.778033)+ 0.196275*DLX2 (.2) . 0.911577*DLX3 (.1) . 0.162768 *ECM (.1) + 0.015244 (0.812953) (.2.309602) (.2.103884)(1. 088364)R2=0.703036
SE=0.017128
DW=2.010391
F=6.313098
其中的误差项反映了长期均衡对短期波动的影响,系数为负符合反向修正机制,且由于其短 期调整系数是显著的,表明每年实际GDP与其长期均衡值的偏差中的16.28%被修正,使得经 济增长与产业结构的关系不会过多地偏离长期的均衡状态。根据模型的参数值,台湾地区第 一、二产业结构的短期变动对GDP的波动存在正向影响,而第三产业上一期的结构变动将引 起该地区本期的GDP反向变化0.9116%。这是由于,21世纪以来台湾内部需求急剧萎缩,服 务 业水平较低、竞争力较弱的脆弱性便凸显了出来,导致对总体经济发展的推动力逐渐弱化。 此外,前几期GDP的变化将引起该地区本期GDP同向变化,反应了惯性的延续。
4.格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验的前提条件是非平稳序列的线性组合必须具备协整性。上面分析可知, 序列LGDP与LX1、LX2和LX3之间存在协整关系,因此可以利用格兰杰因果关系检验分析产业 结构和经济增长之间是否存在因果关系。台湾地区产业结构变动与经济增长的格兰杰因果关 系检验结果(取10%的显著性水平)如表4所示:
表4数据表明,在10%显著性水平下,三次产业在对经济增长贡献方面,第二、三产业结构变 动是经济增长的原因,同时,经济增长也导致两者结构的变动,构成了双向因果关系;第一 产业结构变动不是经济增长的原因,而经济增长却是第一产业增加值结构变化的原因。再者 ,LX2和LX3之间存在弱互为因果关系,LX3构成了LX1的格兰杰原因。由此可见,台湾经济增 长与产业结构调整之间的作用方向是,产业结构调整尤其是第三产业增加值比重的上升能促 进经济增长,反过来,经济增长也能促进产业结构的调整;第二产业的发展为第三产业的发 展提供了有力支持,而第三产业的快速增长也加快了第一、二产业的升级与增长方式的转变 。
结论
本文研究了1981年以来台湾地区产业结构与经济增长之间的关系,从三次产业增加值结构和 就业结构两个层面对产业结构的演进过程进行了分析,并利用1981—2007年的相关数据对产 业结构与经济增长之间的关系进行了实证分析,得出了如下一些基本结论:
(1)自1981年以来,台湾地区的增加值结构和就业结构发生了显著变化,综合表现为第一、 二产业所占比重持续下降而第三产业比重大幅上升,其“三、二、一”的产业结构进一步加 强,产业高级化水平增强。但第二产业所占比重依然很高,其带动经济增长的作用不容忽视 。总体来看,服务业在台湾经济体系中居于主导地位,但制造业仍占举足轻重的地位。
(2)尽管台湾地区经济增长与产业结构水平序列都是非平稳的,但长期而言存在着某种经济 机制使产业结构与经济增长之间具有共同的随机变动趋势。经过协整检验,二者之间存在长 期的动态均衡关系,并且长期内经济总量增长与第三产业增加值结构同向变动,而与第一、 二产业增加值结构呈反向变动,提高第三产业的比重有利于经济增长。
(3)误差修正模型的结果表明了台湾产业结构与经济增长之间的短期动态关系,其实际经济 产出的短期变动可以分为两部分,一部分是短期产业结构变动的影响,一部分是偏离长期均 衡的影响。具体来说,上一年的非均衡误差对本年度的被解释变量进行反向修正,使得产业 结构与经济增长的关系不会过多地偏离长期的均衡状态,并且随着第三产业对总体经济发展 的推动力逐渐减弱,使得第一、二产业结构的短期变动将引起GDP的变动同向变化,而第三 产业的短期变动则对GDP的变动存在负向影响。
(4)格兰杰因果关系检验的结果表明,台湾地区经济增长是产业结构变化的原因,同时,产 业结构的相应调整尤其是第三产业比重的上升构成了经济增长的原因,二者之间是互为因果 的关系。同时,第三产业结构变动构成了第一、二产业结构变动的原因,其互相作用促进了 产业结构的优化升级。台湾地区作为较发达地区,其产业结构变动对经济增长的作用较为明 显;而笔者研究广东省经济并未有此关系,但珠三角地区有此关系;通过文献得知,长.株. 潭城市群和长江三角洲16城市均有此关系;[4][5]可以预知,作为发展还 不平衡的中国,整体经济应未有此关系,但随着经济的发展,此关系越来越明显。
注释:
[1]袁建文.广东省产业结构的变动对经济增长的影响.广东经济管理学院学报,200 3(4)
[2]刘建平等.产业结构与经济增长关系的实证分析——以广东省为例.统计与决策 ,2006(1)
[3]袁建文.计量经济学实验教程.科学出版社,2008
[4]张根明等.长.株.潭城市群产业结构与经济增长关系实证研究.价值工程,2008( 12)
[5]王琳.产业结构与经济增长动态关系的实证研究——基于长江三角洲16城市的统 计数据.江淮论坛,2008(4)
变动关系 篇6
一、三废问题与技术效率的关系
由于社会经济发展具有一定的复杂性, 所以城市技术效率的影响因素也有很多, 环境问题就是其中之一。环境问题能够引发自然灾害, 给社会发展带来灾难, 降低城市的实际产出, 进而降低城市技术效率水平。环境问题能够危害人类, 导致劳动者工作能力的下降, 进而降低城市技术效率水平。环境问题能够影响投资环境, 并且还会阻碍对外贸易的发展, 从而丧失先进技术和管理水平的引进, 这也会降低城市资源利用水平。环境问题的恶化, 使得政府必须拿出大量的财力和物力进行整治, 这将变相的减少政府对其他行业和经济领域的投入, 使得整体资源利用效率水平被迫降低。治理环境问题最首要的工作就是处理好废水、废气、固体废物的治理与利用问题。
二、基于随机前沿理论的模型研究
建立具有一般性的技术效率影响模型。
其中, i为城市序号;t为时间序号。y为城市生产总值, L为年末从业人员, K为资本存量。β0为截距项, βK、βL、βKK、βLL为待估计的参数。εit代表误差项。TE表示城市的技术效率水平。m为各区域不同时期技术非效率的程度;δj表示各影响因素对技术效率的影响系数;Eit为环境治理达标率, 用三废达标率 (废水治理率、废气治理率、固体废物治理利用率) 来表示。
三、辽宁省实证研究
计算三废达标率对城市技术效率的影响, 结果 (见下页表1) :
从最大似然估计的结果中, 可以得知:第一, 在随机扰动项中, 有99.99%的成分是由技术非效率所导致, 即y与前沿面的距离主要由统计误差等因素造成。第二, δ1的取值为-0.3672, 意味着三废达标率与城市的技术效率之间存在着正相关的关系, 代表着城市资源利用情况的技术效率指标每提高4个百分点是由三废达标率每增加一个百分点所引起的。三废达标率 (废水治理率、废气治理率、固体废物治理利用率) 比例的提高对城市技术效率产生了积极的促进作用。
废水治理率、废气治理率、固体废物治理利用率的提高, 需要相关环境政策的控制, 从近期的效益来看, 也许会因为加大控制污染排放而增加经济发展的成本, 引起经济效率的下降, 但从长期的效益来看, 经济的后劲发展能够弥补环境治理时所带来的成本影响, 所以环境治理投入对城市的技术效率有着积极的促进作用。
摘要：环境问题是影响城市技术效率的原因之一。通过对环境治理与城市资源利用效率之间的影响机理进行研究, 利用SFA技术, 以辽宁省为例进行实证研究。计算结果表明, 三废达标率 (废水治理率、废气治理率、固体废物治理利用率) 比例的提高对城市技术效率产生了积极的促进作用。
关键词：三废治理,技术效率,三废达标率
参考文献
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[3]Heshmati, A.&Mmulugeta, Y.Technical Efficiency of the Uganda Matoke Farms[J].Applied Economic Letters, 1996, 13.
变动关系 篇7
随着经济的不断发展, 股票市场作为一国经济的“晴雨表”对整个国民经济的发展起到了越来越重要的作用;利率是一国实施货币政策的主要工具之一, 同时利率及其自身的变动也是决定股票价格和股价走势的重要因素之一, 一国也常常通过调整利率来引领股票市场的健康发展。对于我国而言, 利率调节与股票价格指数之间究竟有何关系, 利率调整对股票价格的影响到底有多大, 能否用数量化的模型表示, 利率的变动在对股票价格指数到底有着怎样的影响, 都是理论界一直探讨且没有达成共识的问题。明确两者之间的关系, 首先在宏观上, 可为政策的制定和实施提供有价值的参考信息, 调控股市, 优化资源配置, 进一步引领宏观经济平稳、持续、健康发展;其次, 在微观上, 确定两者之间的相互关系有利于市场参与者通过利率的变化对股票价格进行有效的预测, 从而做出动态的资产配置和风险防范, 进一步为交易决策和手段的选择提供依据, 提高微观主体的投资效用。
二、利率变动与上证综合指数关系的实证分析
(一) 变量的选取与数据处理
在对利率变动与股价指数关系的长期研究中, 在长期最小单位的研究中根据国内外不同文章的研究经验, 以月度作为计量单位, 在长期样本的期限选择上, 采用从2006年1月到2013年12月的数据。在利率上, 以一年期的定期存款利率R为自变量, 如果当月的利率没有发生变动, 则该月对应的R即为当时的一年定期利率, 在利率出现调整的月份, 当月的利率以两种利率实施的日数为权重加权平均得出;在股价指数上, 选取当月上证综指每个交易日的收盘指数的算术平均数作为该月度的上证综指, 用“SZ”表示。为避免数据出现剧烈的波动, 尽可能的消除时间序列可能存在的异方差性, 分别对SZ和R取自然对数, 取对数后用LNR和LNSZ表示。
(二) 单位根检验
首先对LNSZ和LNR进行ADF单位根检验, 以确保变量的平稳性。单位根检验的目的是防止各变量之间存在伪回归, 只有平稳的分析序列才能保证后续分析的可信性与真实性。采用ADF单位根检验的方法检验变量LNSZ和LNR, 若其存在单位根则序列是不平稳的, 若不存在单位根则序列是平稳的, 可以进一步进行协整和因果检验。由Eviews7.2可得LNSZ和LNR的ADF检验结果如表1所示。
从表1可以得出这变量LNR, LNSZ在5%, 10%两种不同的显著水平下均表现为非平稳。但是D (LNR) 、D (LNSZ) 所表示的一阶差分值, 在5%, 10%两种不同的显著水平下均是平稳的。由此可得, 经过处理后的所有数据序列在两种不同的显著水平下为一阶单整序列, 可进行协整检验。
(三) Johansen协整检验
由上述ADF单位根检验可知D (LNR) 和 (LNSZ) 均为一阶单整序列, 因此可以进一步进行如下的协整检验, 从实证分析上进一步明确上证综指与利率之间是否存在长期稳定的均衡关系。在此我们选择含常数项但不含趋势项的Johansen协整检验进行检验。由Eviews7.2分析可得如表2所示。
由上表2可以得出, 在2006年1月至2013年12月的样本区间内, 因为迹统计量 (Trace Statistic) 18.9980>15.49471, 3.985016>3.841466, 又因最大特征值 (Max-Eigen Statistic) 15.00590>14.26460, 3.985016>3.841466。可以得出在5%的显著性水平下拒绝上证综指 (LNSZ) 与利率 (LNR) 之间没有协整关系的零假设, 即变量LNR和变量LNSZ之间存在着一个长期的均衡关系。由Eviews7.0, 采用最小二乘法可得LNSZ与LNR的协整方程为:
注:*表示在5%的置信水平上存在协整关系, 滞后阶数为8
LNSZ=-2.040699398*LNR (其中系数残差为0.016546)
由上述均衡方程可以看出上证综指LNSZ与利率LNR之间的关系为负向关系, 这个结果也与前面的实际经济理论分析相符合, 即利率改变对股票价格指数的长期影响为股价指数与利率变动方向相反。若央行提高利率, 则股价指数将随之下跌;若央行降低利率, 股价指数将随之上涨。就本文上述实证分析结果而言上证综指与一年期定期利率的弹性系数为-2.040699398, 从经济意义上而言即当央行的一年期定期存款利率调改变1%时, 上证综指将反向变动2.040699398%。
(四) Granger因果检验
经过Johansen协整检验确定了LNSZ与LNR之间的协整关系后, 就可以进一步利用Granger因果检验考察变量LNSZ与LNR之间的因果关系。因为在经济变量中有一些变量虽然是显著相关的, 但是这些相关性却不一定有现实意义, 为避免两者之间的正相关是偶然的, 验证两者之间的相关关系在实际经济中是有现实意义的, 避免出现伪相关问题, 我们就需要对研究的经济序列做Granger因果检验。由Eviews7.2对变量LNR和LNSZ做的Granger因果检验, 具体分析结果如表33所示。
表3给出了LNR与LNSZ的Granger因果检验分析结果。当在滞后期为2的情形下, 由检验结果可知, LNSZ是LNR的格兰杰原因, 但是LNR并不是LNSZ的格兰杰原因。即一年期存款利率的变动在一定程度上可以影响上证综指的变化, 但上证综指的变化并不能带来一年期存款利率的变化。也就是说, 利率的改变所引起的经济效应可以传导到股市中, 从而影响股市的走势;但股市的变化并不能引起国家利率政策的改变。
(五) 结论
通过对LNSZ和LNR的实证分析可以得出如下结论。
首先, 通过单位根检验和Johansen协整检验, 我们发现作为我国利率基准之一的一年期定期存款利率和代表我国股市整体走势的上证综合指数之间, 具有一种稳定的长期均衡关系, 利率变动与股价指数的改变之间存在着明显的负相关关系, 即当央行上调利率时, 长期中股票价格会出现下跌, 反之亦然。对一年期存款利率和上证综指的实证分析结果, 和实际的经济理论也是相符的。
其次, 从Granger因果检验可以得出, 一年期存款利率与上证综指之间的协整关系是有经济意义的, 在长期中, 一年期存款利率的变动在一定程度上可以影响上证综指的变化, 但上证综指的变化并不能带来一年期存款利率的变化。也就是说, 利率的改变所带来的经济效应可以传导到股市中, 影响股市的走势;但股市的变化并不能引起国家利率政策的改变。
三、对策建议
第一, 要进一步发展和完善金融市场, 金融市场发展的不完善是制约我国利率政策效应发挥的基础。一个不发达, 不完善的金融市场, 利率政策的作用工具和传导途径都会受到不同程度的影响, 利率调控经济的杠杆效应就得不到充分的发挥。因此, 近一步加大金融体制改革的力度, 学习发达资本市场的发展经验和教训, 建立一个管理高效, 竞争有序的金融市场, 对于完善利率政策的调控效应是首要解决的问题。
第二, 要努力拓宽投资渠道, 扩大投资范围, 加强货币市场和资本市场之间的联动性。投资渠道的多元化和投资范围的扩大化, 货币市场和资本市场分割性的降低, 都会使得资金在流动和分布上更加理性, 避免资金的群入、群出带来的金融市场的不稳定。
第三, 要加快利率市场化改革的步伐, 疏通利率变化对金融资产价格影响的传导渠道, 提高利率政策的传导效应, 使利率变动的效应迅速反应在投资者的经营成本和机会成本上, 只有利率变动能实际影响并改变投资者的收益时, 货币当局才真正可以通过调整利率影响人们的投资行为, 进而达到引导调控股市的目的。
参考文献
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变动成本法与完全成本法关系探析 篇8
变动成本法是指在计算产品成本时, 只包括变动生产成本, 不包括其他成本的计算方法。其中, 变动生产成本不包括固定制造费用、变动销售及管理费用和固定销售及管理费用等间接费用, 只包括直接材料费用、直接人工费用和变动制造费用等直接费用, 所以也称之为“直接成本法”。
完全成本法与变动成本法对比, 是指在计算产品成本时, 不仅包括变动成本, 还包括固定部分。在这种成本计算方法下, 产品成本包括了直接材料费用、直接人工费用、变动制造费用、固定制造费用。即产品成本既包括直接成本又包括间接成本, 所以也被称为“吸收成本法”。
二、变动成本法与完全成本法的区别
(一) 理论依据不同
变动成本法的理论依据是, 固定制造费用和企业生产经营活动持续经营时间的长短成比例, 与特定会计期间相联系, 并随着时间的延续而消失。
它产生的效益在发生的当期就全部列入到损益表中, 并不会递延到下一个会计期间;而完全成本法强调成本补偿的一致性。
它的理论依据是, 固定制造费用发生在产品生产阶段, 与生产直接相关, 同变动生产成本中直接材料、直接人工和变动制造费用的支出并无差别, 应该作为产品成本的一部分。
(二) 成本构成内容不同
变动成本法是在成本习性分析的基础上, 以产品成本与产量变动之间的线性关系为依据, 划分为变动成本与固定成本。其中变动成本包括:直接材料、直接人工、变动制造费用和变动销售及管理费用。
固定成本包括:固定制造费用和固定销售及管理费用。而完全成本法把成本按成本经济用途分成生产成本和非生产成本两大类。其中生产成本包括:直接材料、直接人工和制造费用。而非生产成本包括:销售和管理费用等期间费用。
(三) 利润计算方法不同
因为两种成本计算方法对固定性制造费用的处理方法不同, 所以两种计算方法下损益表的基本结构也不同。基于一定假设条件后, 他们的税前利润计算公式如下:
1. 变动成本法
2. 完全成本法
3. 整理后
由此可知, 变动成本法与完全成本法之间的税前利润差额仅与未销售产品的固定生产成本有关, 未销售产品多, 则差额影响就大, 反之则小。进而可以得到两者的影响程度的大小与产销均衡程度成正比。产销越均衡, 变动成本法与完全成本法二者计算出的利润差额就越小, 反之则越不均衡, 差额越大。
三、变动成本法与完全成本法的结合应用
完全成本法和变动成本法是企业成本核算中最基本的两种方法, 二者在企业的经营管理中都必不可少。他们在理论依据、内容、利润计算方法等方面各有不同, 各有利弊, 两者不能被替代。其中, 完全成本法的优点在于, 它的计算结果, 能够提供良好的、完善的会计信息。而变动成本法的优点在于, 能够更好的加强企业内部管理的需要。
如果一个企业成本计算制度中同时运用两种方法, 这样既能满足内部管理的需要, 又能提供良好的会计信息, 但是这样的缺点在于工作量的增加。如会计核算的工作量, 大量重复的计算程序等。所以, 将两种方法进行有机的结合可以更好地有利于企业的成本计算工作的开展。
作为企业一种有效的内部管理方法, 变动成本法的缺点在于它不符合财务会计中产品成本的概念, 直接导致这种方法不能作为编制对外财务报表。而完全成本法满足编制对外报告的成本核算要求。为了避免大量重复的计算, 可以把两者进行有效结合。
在企业日常核算时采用变动成本法, 满足内部管理的需要, 在期末通过调整, 将需要对外的部分改为完全成本法, 来满足财务会计对外需要。这种结合方式下, 采用变动成本法来进行日常核算, 可以随时得到成本控制、绩效评估等信息。
而到期末对外提供会计报表时, 可以先将相关账户合并调整, 变换成完全成本法下的成本信息, 之后来编制会计报表。相比单独使用一种方法而言, 把二者进行结合不会给会计人员增加太多的工作量, 然而, 取得的财务信息却要多很多, 兼顾内部经营管理和对外报告的需要, 是切实可行的。
参考文献
[1]万寿义, 任月君.成本会计[M].大连:东北财经大学出版社, 2012.
变动关系 篇9
1 经济增长对汇率的影响
当一国经济刚刚起飞的时候, 生产力水平比较低, 较高的通货膨胀率伴随着经济的发展, 从而引起人民币贬值。而当一国经济发展比较成熟的时候, 产出增长速率随着经济增长加快而加快, 而由于凯恩斯的边际递减规律, 消费需求赶不上供给增长, 从而带来人民币面临升值的压力。
如果一个小型的对外贸易国家, 较高的生产率的贸易品部门会带动贸易品部门的实际工资上涨, 从而引起非贸易品部门的名义工资上涨, 而非贸易品部门的生产率未提高, 使得非贸易品产品成本增大, 从而引起价格提高。另一方面, 随着我国的持续经济增长, 人们对持有人民币充满了信心, 引起人民币需求增大, 进而推动了人民币升值。经济快速增长的国家, 其非贸易商品的相对价格也较高, 而且经济增长会带来一个国家货币的升值。因此, 经济增长快速的国家实际汇率具有升值趋势。由此可见, 中国经济的发展状况是影响汇率变动的最重要的因素。
2 汇率变动对经济增长的影响
人民币的汇率变动对经济的影响主要包括一下几个方面:
(1) 汇率变动的利率效应与经济增长。
一国汇率和利率分别是本国货币的对外价格和对内价格, 假如我国的实际汇率升值, 必然会带来外汇储备的增加, 国外热钱流入, 出现流动性过剩, 央行为抑制通胀, 需要采取提高利率的政策。然而提高利率将会抑制国内的投资需求以及国外对本国的投资需求, 从而抑制本国经济增长。
(2) 汇率变动的价格效应与经济增长。
一方面当实际汇率贬值引起本国贸易部门商品价格的相对上升和非贸易部门商品价格的相对下降, 这会增加对贸易部门商品的需求和刺激贸易部门商品的生产并抑制国外商品的进口, 使得资源不断流入贸易部门, 从而刺激本国的经济增长。
另一方面实际汇率变动通过影响国内资产和国外资产的相对价格, 进而影响外商直接投资和国际热钱的流动, 从而影响一国的外汇储备。在一国央行货币冲销不完全的情况下, 本国的货币供给量将随之发生变化, 货币供应量的增加 (减少) 最终传导到国内价格中去, 使得本国价格上升或者下降。
(3) 汇率变动的贸易效应与经济增长。
在发展中国家经济增长初期, 由于需要大量出口来维持国际收支平衡, 在依靠商品价格为竞争优势的条件下, 实际汇率贬值可以使本国出口商品的价格既低于贸易对象国的商品价格, 也相对地低于贸易竞争国的同类商品的价格, 从而有利于本国商品出口的增加, 同时, 进口商品的价格上升, 本国同类商品对进口商品发生替代, 由此, 实际汇率贬值可以起到奖出限入的作用, 这对平衡国际收支, 推动本国经济增长具有积极作用。
(4) 汇率变动的相对财富效应与经济增长。
实际汇率变动的财富效应是指由于私人所拥有财富的资产结构不同, 实际汇率变动将会改变私人持有资产的财富状况, 实际汇率贬值 (升值) 使得本国居民的财富减少 (减少) ;反之, 实际汇率贬值 (升值) 使得以外币衡量的国外居民财富增加 (减少) , 从而影响国外居民和国内居民对本国产品的消费需求和投资需求, 并最终影响该国经济增长的过程。
(5) 汇率变动会影响经济增长的其他方面。
对汇率的预期估计会对经济增长产生不同的影响:对汇率高估虽然会抑制经济的增长速度, 但是却刺激改善经济增长的质量。由于汇率高估会导致国际收支的流动性, 不利于经济增长的进程, 所以汇率的升值是有限度的;而汇率低估则有利于经济增长速度的提高, 但过于低估不利于在长期中改善经济增长的速度。
3 人民币汇率的变动趋势
汇率与经济增长关系非常密切, 中国的持续经济增长、外汇储备快速以及各种项目的顺差收支增加带来了人民币较大的升值压力。在相当长的时间里, 人民币汇率变动问题将会一直伴随着我国的快速经济增长。
(1) 杨帆等学者认为, 在提前采取对策的情况下, 我国应该承认人民币的升值压力并且可以升值。因为①自1994年确立人民币中期升值趋势以来, 人民币升值压力越来越大。②人民币在升值压力较大的情况下没有升值是由于央行通过收购多余外汇而干预外汇市场。③由于现在升值预期代替贬值预期, 中国不能以收购外汇的办法保持人民币不升值。④人民币升值, 外贸顺差变为逆差, 资本净外流才能变成净内流, 国民财富会因货币升值而继续增加。
汇率政策是在经济增长阶段为促进经济发展目标通过运用汇率工具实现的计划和安排。汇率政策的目标是改善贸易条件进而促进我国经济的可持续增长。只要人民币适当地升值, 我国就可以以原来的资源换取更多的国际资源, 使得我国可以控制资源的价格和经济增长速度。使资源的国际价格与我国的快速经济增长相适应, 在我国有能力承受的范围内控制价格上涨程度造就了人民币升值的必要性。
汇率高估是大多数发展中国家面临的主要问题, 而汇率低估问题经常被忽视。能不能处理好人民币汇率升值的压力对于我国保证经济持续增长和宏观稳定有着重要的意义。结合中国的具体国情, 人民币汇率应该采取小幅度的渐进升值趋势。“渐进式”是中国改革的重要特征, 可以规避汇率升值过程带来的风险。中国的大量失业人口和处于转型过程中的产业结构约束着人民币的升值路径。① 中国经济结构转型的渐进性决定了汇率升值的速度。中国经济结构转型包括增长方式、产业结构转型等内容。从产业结构转型来看, 我国的出口产品主要是初级产品, 中国主要的是加工部分。如果人民币汇率增值幅度较大, 中国经济难以承受压力。从增长方式转型的角度看, 政策调整只是很微弱的影响消费率的长期增长趋势。②小幅度的汇率升值有利于确保金融市场与宏观经济稳定。小幅度的汇率升值有利于国内外投资者对人民币升值预期稳定, 为资本项目自由创造良好的条件。
(2) 人民币的汇率调整只要有利于有效地实现宏观经济政策, 有助于实现宏观经济增长的目标, 有助于使人民币区域国际化, 对我国经济增长总是利大于弊的。尽管人民币升值会降低我国出口产品的相对竞争力, 不利于出口增长, 但减少了大量进口的大宗商品和机械设备成本, 而且, 人民币升值是渐进的, 存在滞后作用, 短期内对中国经济整体影响比较有限。另外, 作为宏观调控政策的重要手段之一, 升值意味着年内加息的概率进一步降低, 这主要是考虑在当前经济环境下防止多向政策叠加的负面影响。同时, 升值有助于减轻输入性通胀压力, 进一步降低了加息的必要性。
①人民币汇率上升, 虽然本国商品相对于外国商品价格上升, 但是这并不一定明显的抑制净出口, 同时对出口额的影响也是有限的。而且人民币升值在刺激进口需求时使得原料成本大大降低。这无疑大大推动我国工业的发展。
②人民币升值可以优化产业结构。虽然低汇率使我国的出口商品在价格上具有优势, 但是低成本带来的收益往往使中国出口企业缺乏自主创新的动力。所以小幅度的人民币升值可以促进出口企业积极提高技术创新和管理创新的竞争力, 从而促进中国经济持续增长。
③减轻我国的外债压力。人民币升值, 我国货币购买力增强, 使我国外债相对降低了。
4 结论
人民币汇率的调整有利于改善经济的增长质量。我国的经济增长会伴随着人民币汇率的逐步升值。如果人民币汇率的升值有利于中国经济增长质量改善, 那么人民币汇率升值对中国经济来说就是一件好事。
参考文献
[1]熊广勤, 刘庆玉.汇率变动、研发投资与经济增长[J].经济与管理, 2008, (1) .
变动关系 篇10
[关键词]产业升级；人口素质；产业结构；就业结构
[中图分类号]F062.9 [文献标识码]A [文章编号]1671-8372（2016）04-0045-04
一、引言
在加快产业转型升级的背景下，经济发展不再仅仅依靠投入的物质资本增长而更加依靠投入更多的人力因素，人口素质是区域经济增长的重要变量，也是产业发展的重要支撑力与推动力。在经济发展过程中，人口素质与产业升级的协调互动是有效促进就业与优化产业结构的必然要求。因此，研究区域人口素质与产业结构升级的协调性具有重要的理论和现实意义。周明、刘艳军等的研究揭示了人口素质对经济增长的贡献[1]。赵钧研究了我国三次产业结构和就业结构之间的偏差，总结出我国人口素质变动对产业结构升级带来的挑战和机遇[2]。吴羡虹运用产业经济学、人口地理学有关理论分析了阜新市产业结构及人口文化素质的现状和变化调整趋势，探讨了阜新市未来产业结构变化对高层次人才学科结构变化的影响[3]。朱振凯、陆亚萍参照人口素质和产业结构协调发展的有关理论，在对嘉兴市就业人口素质、产业结构调整趋势以及二者协调发展的现状进行分析评价的基础上，得出近年来嘉兴就业人口素质提升明显，但对产业结构调整促进作用不明显的结论[4]。
本文在现有研究的基础上，通过对青岛市人口素质状况的分析，并利用偏离度分析、格兰杰因果分析、协整分析等方法，对近几年青岛市就业人口素质与产业结构协调性进行定量评价，探讨人口素质对产业转型升级的影响。
二、青岛市就业人口素质与产业结构变动的协调性评价
（一）产业结构的变动
伴随着青岛市经济的快速发展，产业结构加快由第一产业向第二产业、第三产业演进。这种产业调整、演进的过程称为产业结构高度化过程。本文引入产业结构高度化指数，对青岛市产业结构变动过程进行定量刻画。设定产业结构高度化指数为H，则：
其中，Ii为第i产业的增加值占GDP比重，Wi为权重。为突出产业结构的比重特点，参照朱振凯、陆亚萍[4]的研究成果，且考虑到第三产业对青岛市的重要性，将一、二、三产业权重分别取1、2、5。计算结果见表1。
可以看出，青岛市产业结构在调整过程中不断向第三产业跃升，产业结构高度化指数由2006年的3.196升至2014年的3.496。
（二）就业人口素质的变化
就业人员基本素质取决于其受教育状况，为了衡量青岛就业人员文化素质，本文参考胡振宇[5]等学者的研究成果，引进就业人员文化素质指数，将初中文化程度的人口文化素质指数权重确定为1，往上每提高一个档次权重增加4倍，往下每降低一个档次权重减少至1/4，则青岛市就业人员文化素质指数为：
其中A1，A2，A3，A4，A5分别代表文盲半文盲、小学、初中、高中、中专及大专文化程度人口占就业人口的比重。利用2006—2014年数据对青岛市就业人口文化素质指数进行计算，并将其与对应年份产业结构高度化指数的发展趋势进行纵向比较（见表2）。
青岛市产业结构与人口素质形成的基本格局为：第一产业就业人员以大量低素质劳动力居多，第二产业以中等素质就业人员为主，第三产业则以大量高素质劳动力为主。在历次人口普查资料中，青岛的产业结构转型升级过程，都伴随着上述就业人员素质结构的变迁过程，二者相辅相成。
（三）就业人口素质与产业结构协调性评价
为准确反映就业结构和产业结构的协调程度，本文引入就业结构与产业结构偏离度J。
式中Li表示第i次产业的劳动力占总劳动力比重，Ii为第i次产业产值占GDP的比重。J值越小，表明劳动力越能按照市场经济流向利益比较高的产业，产业结构效益就越高；J值越大，则表明劳动力的正常流动受到阻碍，就业结构和产业结构偏离，偏离越明显，产业结构效益越低。具体计算结果见表3。
从表3可以看出，J值很大，青岛市就业结构与产业结构偏离度在近几年调整幅度很低，基本呈现“凝固化”状态。这说明在产业结构不断调整的过程中，第三产业发展较快，但是就业劳动力并没有充分流向第三产业。本文认为主要原因是就业及生活压力较大，使得一些高素质、高学历的人才并不能在第三产业找到更好的工作，而被迫选择在相对更加稳定的第二产业就业。就业结构与产业结构的偏离度过大，产业结构发展与人口素质的提升协调性并不高，对产业结构的转型调整形成阻滞。
三、就业人口素质与产业结构变动的因果关系分析
（一）变量设定
为进一步分析就业人口素质与产业结构相互影响的因果关系，对2005—2014年时间序列数据进行格兰杰因果关系检验。相关变量为：W：社会从业人口中受过高中以上教育的人数（万人）；：第一产业增加值；：第二产业增加值；：第三产业增加值；Gdp：全市生产总值；PGdp：人均生产总值。以上数据在使用前进行对数化处理。为保证时间序列是平稳的，避免出现虚假回归的问题，需要先进行数据平稳性的检验。
（二）平稳性检验
本文使用增广的DF检验，即ADF单位根检验。表4是利用Eviews软件中Unit root Test对的平稳性进行检验的结果，分别尝试了3种类型和差分的阶数。
通过计算可以看出二阶差分具有平稳性，同样的，对其他变量做ADF检验，结果见表5。
经过平稳性检验发现，受过高中以上教育的就业人口数（W），第一、二、三产业增加值以及青岛市生产总值，人均生产总值都为二阶单整形，即
（2）；（2）；（2）；（2）；（2）；（2）
因此，变量原时间序列数据不平稳，经过二阶差分后的数据平稳，以此为基础进行下一步检验。
（三）格兰杰检验
经过平稳性检验后，结果都为一阶单整形，即I（2）。在平稳的基础上进行格兰杰检验，来验证是否存在格兰杰因果关系。
以W和之间关系为例，做假设检验，取α=0.05。
：W不是的格兰杰因果关系
：W是的格兰杰因果关系
利用Eviews软件Granger Causality Test进行格兰杰检验，检验结果P值远大于α，接受原假设，即W不是的格兰杰因果关系。同理进行其他变量之间的检验。检验结果见表6。
通过检验得出，就业人口素质是人均GDP的格兰杰原因，不是其他因素的格兰杰原因，即除了人均GDP以外，以上变量之间并没有很强的因果关系，也就是说就业人口中高学历人数的多少并没有有效地推动一、二、三产业结构的变化，也没有对GDP的增长带来直接影响，这与表3的结论相似。
（四）协整性检验
受制于时间序列选取期数的影响，并没有检验出延迟多期的格兰杰因果关系，因此，为进一步检验以上变量之间是否具有长期的影响关系，进行协整检验。
本文选用Engle-Granger检验，此检验方法要求所有时间序列之间都为同阶单整，上述结论已经证明变量都为I（2），因此可以进行E-G检验。其中分别代表就业人口素质与第一、二、三产业增加值以及GDP、人均GDP回归后的残差。
以W与为例检验步骤如下：
（1）构造回归模型，利用Eviews中最小二乘估计方法，构造出回归模型如下：
（2）残差序列单位根检验，与的残差为e1，结果为一阶平稳。同理可得残差的平稳性。
残差结果表明就业人口素质对其他因素都具有长期影响。
四、政策建议
在产业转型升级过程中，新兴产业由于可提供较高的收入，诱使较高素质人才进入，并且会促使原有劳动力产生提高自我素质的愿望；产业结构的变化带来的技术进步与城市化进程的不断深入，也对就业人口素质结构提出了更高的要求。因此，政府应该从提高人口素质为切入点，逐步建立就业人口素质提高与产业结构转型升级双向互促关系，使青岛市人口素质与产业结构不断深入优化调整，助推产业转型升级的步伐。
第一，紧密对接产业发展需求，调整教育结构，加强就业引导。加快引进与青岛市产业发展契合的高校，提高高等教育的质量，大力推动职业教育和进城务工人员的培训教育，使教育结构不断适应产业结构升级的要求。在产业结构升级的背景下，把握职业教育的发展趋势，努力发展多层次的职业教育，培养产业结构升级、技术水平提高所需的管理人员、技术人员以及高素质的第三产业从业人员。
第二，加快高技能人才的培养引进，增强人才的“根植性”。高技能人才因高薪的诱惑、寻求更好的工作条件、得到社会承认的需要等原因流失现象比较突出。政府、用人单位必须共同创造高技能人才扎根的条件，提高他们的待遇。建立高技能人才“一对一”服务渠道，及时了解他们的要求，提供精准服务。
第三，加快发展生产性服务业，加强人员技能培训。生产性服务业对产业转型升级起到支撑作用。政府应加大投入，通过购买服务或培训补贴等方式引导生产性服务业加强人员技能培训，提高从业人员素质。
[参考文献]
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朱振凯，陆亚萍.嘉兴就业人口素质与产业结构协调发展问题研究[J].企业研究，2013 （6）：162-167.
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