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計(jì)量分析論文范文1

論文摘要：本文認(rèn)為，相關(guān)性與可靠性共同決定了會(huì)計(jì)信息的決策有用性，兩者缺一不可，對(duì)兩者之間關(guān)系的合理判定直接影響到計(jì)量屬性的選擇。作為一種備受注目的計(jì)量屬性，公允價(jià)值是否同時(shí)具備相關(guān)性和可靠性質(zhì)量特征，需要深入剖析公允價(jià)值的內(nèi)涵，澄清公允價(jià)值計(jì)量的相關(guān)性和可靠性質(zhì)量特征至關(guān)重要。

一、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征：相關(guān)性與可靠性

(一)相關(guān)性與可靠性的涵義關(guān)于會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性，國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)(IASC)認(rèn)為，當(dāng)信息能夠通過(guò)幫助使用者評(píng)價(jià)過(guò)去、現(xiàn)在和未來(lái)事項(xiàng)或確認(rèn)、更改他們過(guò)去的評(píng)價(jià)，從而影響到使用者的經(jīng)濟(jì)決策時(shí)，信息就具有相關(guān)性。而美國(guó)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)(FASB)的概念公告對(duì)相關(guān)性所下的定義為信息導(dǎo)致差別的能力，并把預(yù)測(cè)價(jià)值、反饋價(jià)值與及時(shí)性并列為相關(guān)性的標(biāo)志。相關(guān)有一般相關(guān)與特殊相關(guān)之分。一般相關(guān)是指滿足現(xiàn)有的和潛在的投資者、雇員、貸款人、供應(yīng)商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相關(guān)是指會(huì)計(jì)信息與某類信息使用者的特定決策相關(guān)。相關(guān)性也是相對(duì)的，在相關(guān)與不相關(guān)之間還存在著低度相關(guān)、高度相關(guān)等程度不同的相關(guān)。值得注意的是相關(guān)性是指會(huì)計(jì)信息在內(nèi)容上與決策相關(guān)，不涉及信息的可靠與否。也即不具備可靠性的信息并不妨礙其相關(guān)性。如會(huì)計(jì)信息使用者需對(duì)某企業(yè)上年的盈利能力做出決策，那么該企業(yè)上年度的凈利潤(rùn)就是與之相關(guān)的會(huì)計(jì)信息。雖然此數(shù)值可能是該企業(yè)利用虛假業(yè)務(wù)編造出來(lái)的，但這不影響凈利潤(rùn)數(shù)值與特定決策的相關(guān)性。只能說(shuō)明該凈利潤(rùn)數(shù)值這一相關(guān)信息由于不具備可靠性而喪失了有用性。關(guān)于會(huì)計(jì)信息的可靠性，至今沒(méi)有一個(gè)權(quán)威的定義。IASC認(rèn)為資料當(dāng)其沒(méi)有重要差錯(cuò)或偏向并能如實(shí)反映其所擬反映或理當(dāng)反映的情況，而能供使用者作依據(jù)時(shí)，資料就具備了可靠性。而FASB把反映真實(shí)性、可核實(shí)性和中立性并列為可靠性的標(biāo)志。其中反映真實(shí)性是可靠性的靈魂，而可靠性和中立性則是驗(yàn)證可靠性應(yīng)具備的條件。由此可見(jiàn)，可靠性是指會(huì)計(jì)信息能夠再現(xiàn)重大的財(cái)務(wù)關(guān)系。可靠性不同于真實(shí)性，真實(shí)性是完全的再現(xiàn)，而可靠性允許有誤差的幅度，是相對(duì)的，是否可靠還取決于會(huì)計(jì)信息允許包括誤差的程度，允許誤差的程度則決定于這種誤差不致于降低信息的有用價(jià)值。不影響決策的正確性。雖然估計(jì)和假設(shè)是會(huì)計(jì)所固有的，但并不會(huì)損害可靠性。國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)在《編制財(cái)務(wù)報(bào)表的框架》中提到，成本或價(jià)值在許多情況下都需要估計(jì)，合理的估計(jì)是會(huì)計(jì)報(bào)表編制工作的一部分，這并不會(huì)損害其可靠性。

(二)可靠性與相關(guān)性關(guān)系的合理判定由以上分析可見(jiàn)，可靠性與相關(guān)性是會(huì)計(jì)信息的兩個(gè)獨(dú)立的質(zhì)量特征，在內(nèi)涵上互不影響：信息是否相關(guān)不需要可靠來(lái)支持。信息是否可靠也與相關(guān)性毫不相干。但要達(dá)到會(huì)計(jì)信息有用性這一目標(biāo)，會(huì)計(jì)信息必須同時(shí)具備相關(guān)性和可靠性，兩者缺一不可，否則會(huì)計(jì)信息就喪失了有用性。亦即相關(guān)又可靠的會(huì)計(jì)信息一定是有用的，而有用的信息肯定同時(shí)具備一定的相關(guān)性與可靠性。首先作為相對(duì)概念，在量的規(guī)定性上，相關(guān)性與可靠性并非總是在同一方向上影響信息的有用性，但又必須盡可能地統(tǒng)一于信息有用的目標(biāo)之下。提高一定程度的相關(guān)性，在特殊情況下可以犧牲一定的可靠性，同樣，為了達(dá)到更高的可靠性，也可犧牲一定的相關(guān)性，只要能滿足對(duì)決策有用的目標(biāo)即可，兩者的度可根據(jù)具體情況靈活把握。如預(yù)測(cè)性信息具有極高的預(yù)測(cè)價(jià)值，即相關(guān)程度很高，但由于其反映的是未發(fā)生的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)，可靠性必然較差，只要編制該信息所依據(jù)的基本假設(shè)、所選用的會(huì)計(jì)政策及預(yù)測(cè)的編制基礎(chǔ)是合理的，就可達(dá)到信息使用者決策有用的目標(biāo)，而不必強(qiáng)求該預(yù)測(cè)信息一定可以實(shí)現(xiàn)；而歷史成本信息，由于其具有可核實(shí)性這一其他計(jì)量屬性無(wú)可比擬的優(yōu)點(diǎn)，可靠性較高，但由于其反應(yīng)的是過(guò)去的交易和事項(xiàng)，與面向未來(lái)的決策相關(guān)性就差一些，但權(quán)衡利弊仍能滿足信息使用者的需要。這是在各界對(duì)歷史成本提出強(qiáng)烈批評(píng)的情況下，這一計(jì)量屬性仍未退出歷史舞臺(tái)的原因。其次，在考慮會(huì)計(jì)信息的決策有用性時(shí)，相關(guān)性與可靠性之間并不必然存在此消彼長(zhǎng)，互相矛盾的關(guān)系，兩者必需兼顧。當(dāng)一方提高時(shí)，在保證信息有用的前提下，允許另一方有所下降，但并不意味著一方的提高必然導(dǎo)致另一方的下降。應(yīng)該遵循效益大于成本原則，追求會(huì)計(jì)信息的可靠性與相關(guān)性的共同提高，以便更大程度地滿足信息使用者的需要，這也是會(huì)計(jì)自產(chǎn)生以來(lái)的發(fā)展方向。如果一項(xiàng)會(huì)計(jì)創(chuàng)新，在導(dǎo)致所提供會(huì)計(jì)信息的可靠性與相關(guān)性比已有信息都有所下降的情況下，仍能在新的方面滿足信息使用者的需要，也是可行的。為了達(dá)到會(huì)計(jì)信息有用性這一目標(biāo)，在不同的情況下，兩者各自的程度會(huì)在一定范圍內(nèi)有所波動(dòng)，但由于不存在此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，其間也就不存在誰(shuí)更重要一些的問(wèn)題，即不存在一定要犧牲一定程度的可靠性去換取更大的相關(guān)性，或一定要在保證相關(guān)的前提下，盡可能提高可靠性的問(wèn)題，這都是實(shí)際工作中相關(guān)與可靠之間權(quán)衡的特殊情況，不具有一般性。

二、公允價(jià)值的內(nèi)涵及其計(jì)量

(一)公允價(jià)值的定義IASC將其定義為：在一項(xiàng)公平交易中，熟悉情況、自愿的雙方交換一項(xiàng)資產(chǎn)或清償一項(xiàng)債務(wù)所使用的金額。FASB的定義是：公允價(jià)值，指在當(dāng)前交易中，自愿的雙方買入(承擔(dān))或賣出(清償)-項(xiàng)資產(chǎn)(負(fù)債)所使用的金額。我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的定義是：在公允價(jià)值計(jì)量下，資產(chǎn)和負(fù)債按照在公平交易中，熟悉情況的交易雙方自愿進(jìn)行資產(chǎn)交換或者債務(wù)清償?shù)慕痤~計(jì)量。由此可見(jiàn)，公允價(jià)值的認(rèn)定依據(jù)是市場(chǎng)上對(duì)資產(chǎn)或負(fù)債公平、自愿的交易金額，從本質(zhì)上講，公允價(jià)值是一種基于市場(chǎng)信息的評(píng)價(jià)。

(二)公允價(jià)值的內(nèi)涵及外延公允價(jià)值是很廣的概念范疇，并不僅是與其他計(jì)量屬性相并列的概念，可以說(shuō)是其他屬性存在的基礎(chǔ)，即需要反映交易和事項(xiàng)內(nèi)含的公允的價(jià)格，并同時(shí)兼具可靠性、相關(guān)性的信息質(zhì)量特征。公允價(jià)值概念是會(huì)計(jì)環(huán)境變化的產(chǎn)物，絕不僅是現(xiàn)有會(huì)計(jì)計(jì)量屬性的簡(jiǎn)單統(tǒng)一。一般認(rèn)為，公允價(jià)值是與歷史成本相對(duì)立的復(fù)合計(jì)量屬性，這包括兩層含義：公允價(jià)值不包括歷史成本；公允價(jià)值可包括現(xiàn)行成本、現(xiàn)行市價(jià)、未來(lái)現(xiàn)金流量現(xiàn)值等，其與現(xiàn)行價(jià)值概念十分接近。但公允價(jià)值和歷史成本并不是對(duì)立的，因?yàn)闅v史成本和公允價(jià)值在邏輯上是一致的。歷史成本(收入)作為已經(jīng)發(fā)生的交換價(jià)格，是過(guò)去某個(gè)時(shí)點(diǎn)的公允價(jià)值。而現(xiàn)行成本、可變現(xiàn)價(jià)值、現(xiàn)行市價(jià)，以及短期的可變現(xiàn)凈值和以公允價(jià)值為計(jì)量目的的未來(lái)現(xiàn)金流量的現(xiàn)值，在沒(méi)有實(shí)際交換價(jià)格的情況下，通過(guò)模擬實(shí)際交換價(jià)格來(lái)實(shí)現(xiàn)公允價(jià)值的方式，也可以看做是公允價(jià)值的表現(xiàn)形式。因此，公允價(jià)值概念與上述各計(jì)量屬性之間的關(guān)系并不是必然的，是有一定條件的，只有符合公允價(jià)值定義、具有相關(guān)性和可靠性質(zhì)量特征的上述計(jì)量屬性才是公允價(jià)值。

三、基于相關(guān)性和可靠性的公允價(jià)值信息質(zhì)量

(一)公允價(jià)值的相關(guān)性公允價(jià)值反映的是在特定的時(shí)點(diǎn)和經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下，市場(chǎng)對(duì)資產(chǎn)或負(fù)債的定價(jià)，而公允價(jià)值的變化，也反映了市場(chǎng)對(duì)資產(chǎn)或負(fù)債所認(rèn)可的價(jià)值變化。在完善的市場(chǎng)中，市場(chǎng)定價(jià)反映的是所有市場(chǎng)參與者對(duì)資產(chǎn)或負(fù)債價(jià)值的期望值，是統(tǒng)計(jì)上具有無(wú)偏性的指標(biāo)，這個(gè)指標(biāo)中包含了所有影響該資產(chǎn)或負(fù)債價(jià)值的信息。在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，大量新業(yè)務(wù)不斷涌現(xiàn)，企業(yè)的某些無(wú)形資產(chǎn)。如商譽(yù)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)、人力資源、衍生金融工具等在現(xiàn)有的計(jì)量模式下遇到了難題，這些都影響了會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性和有用性。而采用公允價(jià)值則能夠?qū)@些資產(chǎn)進(jìn)行確認(rèn)和計(jì)量，以滿足投資者對(duì)這些與決策相關(guān)信息的需要。相比較而言，歷史成本反映的是在資產(chǎn)獲得時(shí)或者負(fù)債形成時(shí)市場(chǎng)對(duì)其價(jià)值的評(píng)價(jià)，而市場(chǎng)只有在資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓或負(fù)債償還時(shí)才反映其價(jià)格的變化，即被確認(rèn)為利得或損失。這種會(huì)計(jì)處理方法與瞬息萬(wàn)變的金融市場(chǎng)是不相符的，更何況轉(zhuǎn)讓或償還并不是導(dǎo)致?lián)p失或利得發(fā)生的原因。

由于公允價(jià)值是以市場(chǎng)定價(jià)為基礎(chǔ)的，所以其決策價(jià)值要明顯優(yōu)于歷史成本。首先，金融資產(chǎn)或金融負(fù)債的購(gòu)買(或形成)時(shí)間和歷史成本都不會(huì)影響后續(xù)計(jì)量，只有報(bào)告日的市場(chǎng)條件、債務(wù)人的信譽(yù)等因素才會(huì)影響到公允價(jià)值。其次，公允價(jià)值也不會(huì)受資產(chǎn)或負(fù)債持有人及其持有目的等因素的影響，這樣可避免資產(chǎn)或負(fù)債計(jì)量中的一些武斷的標(biāo)準(zhǔn)并減少管理當(dāng)局操縱會(huì)計(jì)數(shù)字的空間。與此相比，歷史成本計(jì)量屬性卻會(huì)使相同的金融資產(chǎn)變得不同，使不同的金融資產(chǎn)變得相同，甚至?xí)`導(dǎo)決策。再次，由于公允價(jià)值是市場(chǎng)的無(wú)偏定價(jià)，所以同一會(huì)計(jì)主體各個(gè)會(huì)計(jì)期間以及不同會(huì)計(jì)主體之間，計(jì)量技術(shù)都是一致的，使會(huì)計(jì)信息的可比性大大增強(qiáng)。在預(yù)測(cè)功能方面，由于公允價(jià)值能夠及時(shí)地確認(rèn)市場(chǎng)條件變化所引起的資產(chǎn)、負(fù)債價(jià)值的變化，不斷滿足外部投資者對(duì)公司價(jià)值信息的需求，從而就具有歷史成本所不可比擬的預(yù)測(cè)價(jià)值。實(shí)證研究表明，公允價(jià)值具有相關(guān)性質(zhì)量特征，如MaryE.Barthetal(1996)檢驗(yàn)了美國(guó)1992年和1993年銀行的數(shù)據(jù)，樣本銀行占到了美國(guó)所有商業(yè)銀行總資產(chǎn)和總存款的90％。研究發(fā)現(xiàn)，商業(yè)銀行的股價(jià)確實(shí)會(huì)反映銀行披露的公允價(jià)值信息；商業(yè)銀行的健康狀況越差，投資者對(duì)銀行貸款定的權(quán)重越低；在披露公允價(jià)值的主要資產(chǎn)和負(fù)債中，尤其是貸款，公允價(jià)值對(duì)股價(jià)的解釋能力顯著優(yōu)于歷史成本。這證明銀行金融工具的公允價(jià)值披露具有價(jià)值相關(guān)性。因此，公允價(jià)值與歷史成本相比，能更加準(zhǔn)確地反映企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況和經(jīng)營(yíng)成果，從而為信息使用者提供與決策更相關(guān)的信息。

計(jì)量分析論文范文2

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)集聚；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；空間計(jì)量模型

一、引言及文獻(xiàn)綜述

縱觀世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歷史，經(jīng)濟(jì)的空間集聚是一種普遍存在的現(xiàn)象，正如克魯格曼所言：“經(jīng)濟(jì)活動(dòng)最突出的地理特征是什么?一個(gè)簡(jiǎn)短的回答肯定是集中”。與經(jīng)濟(jì)的空間集聚相伴而生的是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非均衡化以及地區(qū)差距的擴(kuò)大。作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最快、最具活力的省區(qū)之一，江蘇省內(nèi)部表現(xiàn)出很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)集聚趨勢(shì)，同時(shí)一直受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問(wèn)題的困擾，地區(qū)間差距在最近20年迅速擴(kuò)大。集聚是否是導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的重要因素?本文擬對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證研究。

長(zhǎng)久以來(lái)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)集聚的研究幾乎互不相關(guān)。然而，現(xiàn)實(shí)表明，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間聚集與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是很難被分割的兩個(gè)過(guò)程。20世紀(jì)90年代后期，一些新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)領(lǐng)域內(nèi)的學(xué)者開(kāi)始嘗試整合新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)與新增長(zhǎng)理論，在統(tǒng)一的理論框架下探討集聚與增長(zhǎng)之間的相互作用，其中開(kāi)創(chuàng)性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他們通過(guò)強(qiáng)調(diào)技術(shù)外溢和空間集聚的相互作用，為解釋經(jīng)濟(jì)集聚和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)在聯(lián)系提供了一個(gè)非常清晰和簡(jiǎn)明的理論分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基礎(chǔ)上通過(guò)改進(jìn)研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)和熟練工人的動(dòng)態(tài)遷移過(guò)程，給出了一個(gè)數(shù)學(xué)分析更加容易、分析結(jié)果更加具體的整合模型。Dupont(2007)也在集聚與內(nèi)生增長(zhǎng)的框架下，分析了經(jīng)濟(jì)一體化過(guò)程對(duì)區(qū)域差異和不平等的影響。他們的研究表明：集聚對(duì)于整體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是有利的，地理位置會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

伴隨著理論研究的深入，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開(kāi)始針對(duì)經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系展開(kāi)實(shí)證研究。許多研究驗(yàn)證了集聚的增長(zhǎng)促進(jìn)效應(yīng)。如Ciccone(2002)使用5個(gè)歐洲國(guó)家NUTS第3級(jí)地區(qū)的數(shù)據(jù)分析了就業(yè)密度對(duì)于平均勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)與服務(wù)業(yè)活動(dòng)的集聚的確對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有正面效應(yīng)。Henderson(2003)使用70個(gè)國(guó)家1960-1990年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城市首位度(一國(guó)最大城市份額)在低收入國(guó)家有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地區(qū)1980-2000年的數(shù)據(jù)，探討了區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)空間集中對(duì)增長(zhǎng)績(jī)效的影響，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)活動(dòng)的內(nèi)部空間分布越不平衡的地區(qū)增長(zhǎng)越快。但也有部分研究得出了與理論預(yù)測(cè)相反的結(jié)論，如Sbergami(2002)使用6個(gè)歐盟成員國(guó)1984～1995年的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和經(jīng)濟(jì)集聚相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)。高技術(shù)行業(yè)、中等技術(shù)和低技術(shù)行業(yè)的集聚對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響都是負(fù)面的。㈣更為復(fù)雜的是，空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能是非線性的，在發(fā)展的早期階段，集聚促進(jìn)增長(zhǎng)；但當(dāng)達(dá)到某個(gè)收入水平后，集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就沒(méi)有作用，甚至有害于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這一假說(shuō)得到了Brulhart和Sbergami(2009)的驗(yàn)證，他們利用跨部門OLS和動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)方法研究了一國(guó)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚對(duì)國(guó)家層面增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)只在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的某一水平集聚才能推動(dòng)GDP增長(zhǎng)，關(guān)鍵水平約為人均10000美元。

針對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題，范劍勇(2004)認(rèn)為，中國(guó)現(xiàn)階段仍處于“產(chǎn)業(yè)高集聚、地區(qū)低專業(yè)化”的狀況，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化水平總體上仍較低，且滯后于對(duì)外的一體化水平，這一現(xiàn)狀使得制造業(yè)集中于東部沿海地區(qū)，無(wú)法向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移，進(jìn)而推動(dòng)地區(qū)差距不斷擴(kuò)大。㈣張艷、劉亮(2007)運(yùn)用工具變量法，基于中國(guó)城市的面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)于城市人均實(shí)際GDP的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)集聚具有內(nèi)生性，它對(duì)于城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。張卉、詹宇波、周凱(2007)構(gòu)造了產(chǎn)業(yè)間集聚指數(shù)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚指數(shù)，并以此作為解釋變量實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)產(chǎn)業(yè)集聚與勞動(dòng)生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)系。他們的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚和產(chǎn)業(yè)間集聚都對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著影響。吳利學(xué)、傅曉霞(2008)以規(guī)模報(bào)酬遞增為基礎(chǔ)構(gòu)建了一個(gè)包含集聚經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)函數(shù)，分析了城市化和市場(chǎng)化對(duì)中國(guó)各地區(qū)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響，他們的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)各地區(qū)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著，且集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中作用明顯。馬君潞、郭威(2007)通過(guò)對(duì)我國(guó)分省面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析表明，提升一個(gè)地區(qū)吸引外商直接投資的能力很大程度上取決于該地區(qū)的集聚經(jīng)濟(jì)環(huán)境，因此，積累集聚經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)是吸引外資、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑之一。

在這些實(shí)證分析中，雖然有的研究也考慮到了不同地區(qū)差異的影響并以地區(qū)虛擬變量來(lái)衡量，但從本質(zhì)上看，區(qū)域總是被當(dāng)成一個(gè)獨(dú)立的個(gè)體進(jìn)行分析，區(qū)域間潛在的相互影響往往被忽略。事實(shí)上，任何一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)都不可能獨(dú)立存在，它總是與其他經(jīng)濟(jì)體存在著千絲萬(wàn)縷的聯(lián)系。但在多數(shù)研究中，這一觀點(diǎn)都還沒(méi)有被正式引入模型進(jìn)行實(shí)證分析。

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是在橫截面或面板數(shù)據(jù)中研究經(jīng)濟(jì)單位的空間相互作用，近年來(lái)越來(lái)越受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注。一些學(xué)者開(kāi)始運(yùn)用空間計(jì)量方法，明確將地理空間因素考慮到經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省級(jí)橫截面數(shù)據(jù)，從空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角研究了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題，并指出中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的來(lái)源主要是非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力增長(zhǎng)率、制造業(yè)產(chǎn)出、資本積累和實(shí)際的外商直接投資。林光平、龍志和及吳梅(2005)采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，研究我國(guó)28個(gè)省(市、區(qū))1978～2002年間人均GDP的盧收斂情況，認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深入，地區(qū)間的空間相關(guān)性對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用越來(lái)越大，我國(guó)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)存在收斂性，但是它的估計(jì)值表現(xiàn)出增大的趨勢(shì)。”吳玉鳴(2007)運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，對(duì)2000年中國(guó)2030個(gè)縣域的增長(zhǎng)集聚與差異進(jìn)行了空間計(jì)量分析，結(jié)果表明，中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅與人力資本、城市化、工業(yè)化、信息化等因素密切相關(guān)，而且與相鄰縣域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在一定的空間依賴性。㈣符淼(2009)采用空間計(jì)量分析方法對(duì)技術(shù)傳播的空間模式進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)都存在局部集聚，技術(shù)集聚度高于經(jīng)濟(jì)集聚，且兩者的集聚度隨時(shí)間增強(qiáng)，地理分布高度一致。隨地理距離快速下降的技術(shù)溢出效應(yīng)是導(dǎo)致局部集聚和東西部發(fā)展不均衡問(wèn)題的原因之一。

針對(duì)江蘇經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出來(lái)的空間集聚現(xiàn)象與地區(qū)差距問(wèn)題，本文擬采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間相關(guān)性

首先，畫出江蘇省2007年縣域人均GDP的空間分布四分圖(圖1)。按照人均GDP的大小，65個(gè)縣域被平均分為4組，以顏色的深淺代表相應(yīng)縣域的人均GDP的大小。由圖1可見(jiàn)，江蘇省縣域?qū)哟蔚慕?jīng)濟(jì)活動(dòng)在地理分布上是極不均衡的，呈現(xiàn)出蘇南一蘇中一蘇北梯度遞減模式。并且鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)水平基本相近，具有明顯的集聚特征。

接著，通過(guò)計(jì)算縣域人均GDP的MoransI指數(shù)對(duì)其空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。Moran''''sI是最常用的檢驗(yàn)空間自相關(guān)性的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。利用GeoDa0.9.5軟件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上顯著，表明江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)的分布的確存在明顯的空間相關(guān)性。

進(jìn)一步，作出江蘇省2007年縣域人均GDP空間自相關(guān)聚類圖(圖2)，圖中HigllHigh部分表示人均GDP高的地區(qū)被人均GDP高的地區(qū)所包圍，Low-Low部分表示人均GDP低的地區(qū)被人均GDP低的地區(qū)所包圍。這種分布顯示出江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)之間存在著正的空間自相關(guān)性，形成了某種空間“俱樂(lè)部”現(xiàn)象。人均GDP水平較高的縣域(H-H地區(qū))集中分布在蘇南地區(qū)，而人均GDP水平較低的縣域(L-L地區(qū))則分布在蘇北地區(qū)，地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異顯著。

由此可見(jiàn)，我們觀測(cè)到的截面區(qū)域之間在地理上是一些明顯具有空間依賴性的經(jīng)濟(jì)實(shí)體，誤差項(xiàng)獨(dú)立的假設(shè)在統(tǒng)計(jì)上被拒絕了，也就是說(shuō)，OLS估計(jì)的結(jié)果是不可信的。因此，這里將地理空間維度引入研究中來(lái)，采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來(lái)估計(jì)經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是十分有必要的。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文關(guān)心的問(wèn)題是經(jīng)濟(jì)集聚是否會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此，在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，需要對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)集聚分別進(jìn)行度量。本文選取人均GDP的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量縣域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。由于各地區(qū)在人口和面積方面相差很大，因此選取人均GDP為測(cè)度指標(biāo)來(lái)衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，具有一定的客觀性。關(guān)于經(jīng)濟(jì)集聚，本文選取第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵、第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵和城市化三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)集聚的程度。i地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵定義如下：其中：Eij表示j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，∑iEij表示i產(chǎn)業(yè)在整個(gè)區(qū)域的總產(chǎn)值，∑jEij表示j地區(qū)的總產(chǎn)值，∑i∑jEij表示整個(gè)區(qū)域的總產(chǎn)值。因此，該指標(biāo)的分子是j地區(qū)的i產(chǎn)業(yè)占整個(gè)區(qū)域該產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的份額，分母是j地區(qū)的總產(chǎn)值占整個(gè)區(qū)域總產(chǎn)值的份額，通過(guò)兩者的比來(lái)評(píng)價(jià)i產(chǎn)業(yè)在j地區(qū)的集聚程度。區(qū)位熵小于1說(shuō)明該產(chǎn)業(yè)的集聚化水平比較低，區(qū)位熵等于或大于1說(shuō)明該產(chǎn)業(yè)的集聚化水平較高。區(qū)位熵越大，說(shuō)明該地區(qū)的這一產(chǎn)業(yè)在整個(gè)區(qū)域范圍內(nèi)的集聚程度越高。

本文中令i=1，2，3，分別表示三次產(chǎn)業(yè)；j=1，2，…，65，分別表示江蘇省65個(gè)縣域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(這里省略了下標(biāo))分別表示江蘇省每個(gè)縣域第一、二、三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵，度量了三次產(chǎn)業(yè)在該地區(qū)的集聚程度。由于經(jīng)濟(jì)的集聚主要體現(xiàn)在第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，所以選擇第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵和第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵作為衡量經(jīng)濟(jì)集聚程度的兩個(gè)解釋變量。

此外，城市的出現(xiàn)也是經(jīng)濟(jì)集聚的一種表現(xiàn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)家長(zhǎng)久以來(lái)一直強(qiáng)調(diào)城市在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，更準(zhǔn)確地講，城市己被看成一種主要的社會(huì)制度。城市化是一個(gè)國(guó)家、地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展尺度的體現(xiàn)，城市化不但表現(xiàn)為人口向城鎮(zhèn)聚集和非農(nóng)人口上升，還表現(xiàn)為人們生產(chǎn)與生活方式、社會(huì)結(jié)構(gòu)、價(jià)值觀念由農(nóng)村向城市文明升級(jí)轉(zhuǎn)化的過(guò)程。因此，本文希望就城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，這里用非鄉(xiāng)村人口在總?cè)丝谥械谋戎貋?lái)衡量各地區(qū)城市化的程度。本文采用2007年江蘇省65個(gè)縣級(jí)行政區(qū)域的橫截面數(shù)據(jù)，所有統(tǒng)計(jì)資料均來(lái)自《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒(2008)》。

(二)模型設(shè)定

1經(jīng)典線性回歸模型

基于以上考慮，本文首先構(gòu)建經(jīng)典線性回歸模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)

其中，PGDP表示縣域人均GDP水平，是本文的被解釋變量，LQ2和LQ3分別表示第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵指標(biāo)，URBAⅣ是城市化指標(biāo)，三者用來(lái)表示經(jīng)濟(jì)集聚，是本文關(guān)心的解釋變量。

2空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

針對(duì)經(jīng)典線性回歸模型(1)，可以通過(guò)兩種不同方式引入空間依賴性。相應(yīng)地，空間計(jì)量模型有兩種設(shè)定形式：

第一，空間滯后模型(SLM)，在解釋變量中增加一個(gè)空間滯后變量，模型的形式為：

InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空間權(quán)重矩陣；W_PGDP是空間滯后變量，定義為W_PGDG=WlnPGDP；P是空間自回歸系數(shù)；ε是誤差項(xiàng)；其他變量的含義與原來(lái)相同。

第二，空間誤差模型(SEM)，通過(guò)誤差項(xiàng)引入空間相關(guān)性，即假設(shè)誤差項(xiàng)是空間相關(guān)的。如果誤差項(xiàng)是一個(gè)空間自回歸過(guò)程，則模型具體形式如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空間誤差自回歸系數(shù)，Wε是空間滯后誤差項(xiàng)。

3空間計(jì)量模型的選擇

Anselin(2005)提出，可以根據(jù)拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相應(yīng)的穩(wěn)健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在兩種空間計(jì)量模型之間進(jìn)行選擇。首先判斷LM-Lag和LM-Error的顯著性，如果兩者中只有一個(gè)是顯著的，那么就選擇相對(duì)應(yīng)的模型，即如果LM-Lag顯著就用空間滯后模型，LM-Error顯著就用空間誤差模型。如果兩者都顯著，則需進(jìn)一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error的顯著性，選擇Robust指標(biāo)中更顯著的那一種模型。是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，下文中根據(jù)判別指標(biāo)的具體情況而定。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

為了進(jìn)行比較，首先給出經(jīng)典線性回歸模型的OLS估計(jì)結(jié)果，見(jiàn)表1。由表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，OLS估計(jì)的F統(tǒng)計(jì)量達(dá)到117.193，模型整體上非常顯著。擬合優(yōu)度為0，8521，說(shuō)明擬合程度一般，可能與忽略了空間依賴性有關(guān)。LQ2、LQ3和URBAN系數(shù)的符號(hào)都與預(yù)期一致，均為正；LQ2、LQ3在1％的水平上顯著，URBAN在5％的水平上顯著。自然對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(Loglikelihood)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)作為衡量模型擬合優(yōu)度的指標(biāo)，在下文中與空間計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較。

接下來(lái)，采用GeoDa0.9.5軟件對(duì)OLS估計(jì)的殘差進(jìn)行空間依賴性檢驗(yàn)。這里使用的江蘇省縣域地圖數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)分縣行政區(qū)劃界線數(shù)字化地圖，①空間權(quán)重矩陣采用的是一階Rook鄰接矩陣。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。表2顯示，Moran''''sI指數(shù)在1％的概率上顯著，說(shuō)明OLS估計(jì)的殘差存在明顯的空間自相關(guān)性，經(jīng)典線性回歸模型可能存在模型設(shè)定不恰當(dāng)?shù)膯?wèn)題。因此，這里采用OLS估計(jì)是不合適的，需要將截面單元之間的空間相關(guān)性引入模型中。具體是采用空間滯后模型還是空間誤差模型，可以根據(jù)拉格朗日乘子檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)決定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上顯著，因此需要進(jìn)一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上顯著，而RobustLM-Error在10％的水平上顯著，相比之下，RobustLM-Lag的顯著性更強(qiáng)。因此，根據(jù)上文中提到的標(biāo)準(zhǔn)，選擇空間滯后模型(2)更為合適。空間計(jì)量模型如果仍采用最小二乘法估計(jì)，系數(shù)估計(jì)值會(huì)有偏或者無(wú)效。這里用極大似然法(ML)進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果見(jiàn)表3。

首先，通過(guò)似然比檢驗(yàn)比較原模型(不考慮空間因素的經(jīng)典回歸模型)與各擇模型(空間滯后模型)空間自相關(guān)系數(shù)的漸進(jìn)顯著性。表3中SLM模型的LR值為25.4468，在1％的水平上顯著，再次證明該模型中空間依賴性的存在。進(jìn)一步，三個(gè)經(jīng)典檢驗(yàn)是漸進(jìn)一致的，但在有限樣本中，應(yīng)該滿足Wald>LR>LM。本文中，Wald值為28.4089，LR值為25.4468，LM-lag值為24.3492，與預(yù)期的順序一致，說(shuō)明SLM模型符合ML估計(jì)的漸進(jìn)性質(zhì)，模型的設(shè)定是比較合理的。

其次，根據(jù)Loglikelihood、AIC和SC比較SLM模型和經(jīng)典線性模型OLS估計(jì)的擬合優(yōu)度。Loglikelihood越大，模型的擬合效果越好。而AIC和SC則相反，值越小，表示擬合效果越好。由表3可見(jiàn)，SLM模型的Loglikelihood值為-1.3229，大于OLS估計(jì)的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估計(jì)的相應(yīng)值，說(shuō)明SLM模型的擬合程度優(yōu)于原經(jīng)典回歸模型，引入空間效應(yīng)使模型的解釋力有了明顯增強(qiáng)。

最后，對(duì)SLM模型估計(jì)的系數(shù)進(jìn)行分析。空間滯后變量WLNPGDP的空間自回歸系數(shù)在1％的水平上顯著，表明縣域人均GDP增長(zhǎng)在地理空間的鄰接上表現(xiàn)出了較強(qiáng)的溢出效應(yīng)。縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集聚的空間相互作用或影響的途徑可以通過(guò)鄰接地區(qū)而相互傳遞。三個(gè)衡量經(jīng)濟(jì)集聚的解釋變量LQ2、LQ3和URBAN的符號(hào)均為正，與我們的預(yù)期一致，且均在1％的水平上顯著，這一結(jié)果支持了經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用的結(jié)論。具體而言，LQ2的回歸系數(shù)為2.3931，說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約2.39％；LQ3的回歸系數(shù)為1.7357，說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約1.74％。LQ2和LQ3的系數(shù)比OLS估計(jì)中兩者的系數(shù)均有所降低，說(shuō)明OLS的估計(jì)結(jié)果可能存在向上偏誤。URBAN的回歸系數(shù)為0.0105，說(shuō)明非鄉(xiāng)村人口在總?cè)丝谥械谋戎卦黾?％，則縣域人均GDP可以增加約0.01％。與OLS估計(jì)結(jié)果相比，城市化指標(biāo)的顯著性有了明顯提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。總體看來(lái)，第二產(chǎn)業(yè)的集聚對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最為明顯。

五、結(jié)論及政策含義

(一)主要結(jié)論

1江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)具有顯著的空間依賴性，鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互影響，但這種影響以回浪效應(yīng)為主，擴(kuò)散效應(yīng)不足，因此導(dǎo)致蘇南蘇北地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距加大。由于地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、發(fā)展政策等方面所具有的優(yōu)勢(shì)，蘇南地區(qū)集聚了大量資本、技術(shù)和人才，具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，自身增長(zhǎng)迅速，成為江蘇地區(qū)的“增長(zhǎng)極”。政府希望通過(guò)增長(zhǎng)極地區(qū)的優(yōu)先增長(zhǎng)帶動(dòng)周邊更多地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，發(fā)揮增長(zhǎng)極的擴(kuò)散效應(yīng)。然而事實(shí)上，至少到目前為止，該增長(zhǎng)極體現(xiàn)出的回浪效應(yīng)——即吸引其他地方的資本、人才和技術(shù)，削弱周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)力——遠(yuǎn)大于其擴(kuò)散效應(yīng)，從而導(dǎo)致發(fā)達(dá)區(qū)域更發(fā)達(dá)，落后區(qū)域更落后。因此，為了防止在這種累積循環(huán)因果作用下區(qū)域間差距的無(wú)限擴(kuò)大。需要政府創(chuàng)造條件，引導(dǎo)回浪效應(yīng)向擴(kuò)散效應(yīng)的轉(zhuǎn)化。

2以產(chǎn)業(yè)集聚和城市化為特征的經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極作用，但這種影響是地方性的，隨空間距離的增加而衰減。根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，知識(shí)溢出是解釋集聚和區(qū)域增長(zhǎng)關(guān)系的重要概念之一。經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集中會(huì)有效地促進(jìn)知識(shí)溢出，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在產(chǎn)業(yè)活動(dòng)空間集中的區(qū)域或人口密度多樣化的城市中，知識(shí)、人才在不同企業(yè)和區(qū)域的流動(dòng)以及與不同群體的互動(dòng)交流，促進(jìn)了知識(shí)的傳播擴(kuò)散，進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。同時(shí)，企業(yè)在地理空間上的鄰近不僅為面對(duì)面的交流提供了便利，而且有利于企業(yè)間前向后向的市場(chǎng)聯(lián)系，更有利于勞動(dòng)力的進(jìn)一步集聚以及知識(shí)溢出。但是，知識(shí)空間溢出具有局域性特征，其影響隨地理距離的增加而迅速衰減。陋瑚因此，蘇南地區(qū)通過(guò)知識(shí)溢出產(chǎn)生的正外部性難以擴(kuò)散到更遠(yuǎn)的蘇北地區(qū)，導(dǎo)致南北差距加大。可見(jiàn)，如果希望通過(guò)集聚促進(jìn)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，需要充分考慮到地理空間的因素。

(二)政策建議

1促進(jìn)要素向蘇北地區(qū)的流動(dòng)，使回浪效應(yīng)過(guò)渡為擴(kuò)散效應(yīng)。可以通過(guò)加強(qiáng)蘇南地區(qū)與蘇北地區(qū)間的統(tǒng)籌規(guī)劃，打破地方壁壘，改善蘇北地區(qū)的投資環(huán)境、貿(mào)易條件、市場(chǎng)條件，創(chuàng)造良好的人才吸引機(jī)制，鼓勵(lì)資本、人才等生產(chǎn)要素不斷由蘇南向蘇北地區(qū)流動(dòng)，充分發(fā)揮增長(zhǎng)極的擴(kuò)散效應(yīng)。

計(jì)量分析論文范文3

[關(guān)鍵詞]石油行業(yè)；下游行業(yè)；需求因素

石油是現(xiàn)代工業(yè)和現(xiàn)代文明的物質(zhì)基礎(chǔ)，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)不可或缺、無(wú)法替代的重要能源和工業(yè)原料，國(guó)民經(jīng)濟(jì)對(duì)石油具有很強(qiáng)的依賴性。石油一方面直接影響著一國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度，另一方面影響著國(guó)家的經(jīng)濟(jì)安全。如果石油供應(yīng)緊張，供不應(yīng)求，勢(shì)必成為遏制一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“瓶頸”。石油既是能源，又是基礎(chǔ)原材料，下游的石油加工、化學(xué)原料及制品和交通運(yùn)輸?shù)雀餍袠I(yè)對(duì)其有很高的依存度，因此石油資源對(duì)我國(guó)整個(gè)經(jīng)濟(jì)都具有較大的影響力。圖1反映了單位石油產(chǎn)量所支持的GDP總量，可以發(fā)現(xiàn)石油對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)的支持度不斷提升，從2001年的每萬(wàn)噸支持6億元GDP，到2006年上升為支持13億元GDP。該指標(biāo)反過(guò)來(lái)也說(shuō)明了我國(guó)獲得單位GDP所消耗石油數(shù)量的下降，即我國(guó)正趨向于節(jié)能經(jīng)濟(jì)和發(fā)展多種能源，這種趨勢(shì)自最近石油價(jià)格持續(xù)上漲變得更加鮮明。由以上的分析能看到石油行業(yè)對(duì)我國(guó)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要的影響，已經(jīng)成為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)。因此，本文通過(guò)建立石油及其下游行業(yè)的向量自回歸模型，來(lái)研究石油供需平衡以及石油下游行業(yè)需求對(duì)石油行業(yè)的沖擊效應(yīng)，并提出相應(yīng)的政策建議，以保障石油行業(yè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平穩(wěn)支持。

一、參變量的選取

石油行業(yè)是一個(gè)傳統(tǒng)的垂向行業(yè)，我們根據(jù)《2005年按行業(yè)分能源消費(fèi)量統(tǒng)計(jì)表》，選取石油加工及煉焦業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)和交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)四個(gè)下游行業(yè)來(lái)對(duì)石油行業(yè)進(jìn)行需求狀況分析。從表1可以看到，石油加工及煉焦業(yè)消費(fèi)了原油總量的72.26％，包含交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵電通信業(yè)的交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)消耗了大量的石油衍生能源，化學(xué)原料及制品制造業(yè)也在能源消費(fèi)中占據(jù)重要地位，因此我們選擇石油行業(yè)及其主要的下游行業(yè)的銷售收入數(shù)據(jù)作為各行業(yè)的需求變量，所選變量簡(jiǎn)稱見(jiàn)表2。

從表3的結(jié)果可以看出變量oil、coki、chem、tran、fiber均僅有一個(gè)單位根，這說(shuō)明他們都是一階單整過(guò)程I(1)。可以對(duì)它們進(jìn)行Johanson檢驗(yàn)，從表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：所選用的5個(gè)變量之間滿足協(xié)整關(guān)系。這說(shuō)明，所選的各下游行業(yè)的銷售收入與石油行業(yè)的銷售收入之間在短期內(nèi)由于隨機(jī)干擾，偏離均值，但在長(zhǎng)期具有均衡關(guān)系。

2模型構(gòu)建。向量自回歸(VAR)模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到有多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型。我們主要利用石油行業(yè)及其主要下游行業(yè)的銷售收入建立了相應(yīng)VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。

用Eviews5．0對(duì)系統(tǒng)Y進(jìn)行VAR分析，估計(jì)結(jié)果如下：

由上式大體可以看出，石油行業(yè)銷售收入主要受其自身滯后期值的影響，另外，石油加工及煉焦業(yè)銷售收入和化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入的滯后期值對(duì)它也有一定的影響，而交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入和化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入對(duì)它基本上沒(méi)有影響或者說(shuō)影響極為微弱。為了進(jìn)一步說(shuō)明各個(gè)變量間的相互作用，我們根據(jù)上面對(duì)Y1的VAR分析結(jié)果繼續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

我們分別給石油各下游行業(yè)銷售收入一個(gè)單位大小的沖擊，得到關(guān)于石油行業(yè)銷售收入的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。在下圖2－5中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：月度)，縱軸表示石油行業(yè)銷售收入(單位：億元)，這幾個(gè)圖中曲線表示了脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了石油行業(yè)銷售收入對(duì)其相應(yīng)下游行業(yè)銷售收入的沖擊的反應(yīng)。虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖2中我們可以看出，當(dāng)在本期給石油加工及煉焦業(yè)銷售收入一個(gè)正沖擊后，石油行業(yè)銷售收入在第2期達(dá)到最高點(diǎn)，之后的幾期內(nèi)小幅度上下波動(dòng)，從第5期以后開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)。這表明石油加工及煉焦業(yè)受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)市場(chǎng)傳遞給石油行業(yè)，給石油行業(yè)帶來(lái)同向的沖擊，沖擊效應(yīng)在第2期達(dá)到最大，之后逐漸回落，在第5期之后趨于穩(wěn)定。即石油加工及煉焦業(yè)銷售收入的正向沖擊對(duì)石油行業(yè)銷售收入具有顯著的促進(jìn)作用，并且這一顯著促進(jìn)作用具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)，可見(jiàn)石油加工及煉焦業(yè)的快速發(fā)展將帶來(lái)石油消耗的增長(zhǎng)。

從圖3中我們可以看出，當(dāng)在本期給化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入一個(gè)正沖擊后，石油行業(yè)銷售收入在第1期有個(gè)小幅度負(fù)向的波動(dòng)，從第2期開(kāi)始變?yōu)檎虿▌?dòng)，在第6期達(dá)到最高點(diǎn)。之后的2期小幅度上下波動(dòng)，從第8期以后開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)。這表明化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)市場(chǎng)傳遞給石油行業(yè)，在第1期會(huì)給石油行業(yè)帶來(lái)反向的沖擊，從第2期開(kāi)始，經(jīng)市場(chǎng)傳遞作用，又給石油行業(yè)帶來(lái)同向的沖擊，沖擊效應(yīng)在第6期達(dá)到最大之后，逐漸回落，在第8期之后趨于穩(wěn)定。即化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入的正向沖擊對(duì)石油行業(yè)銷售收入具有顯著的促進(jìn)作用，并且這一顯著促進(jìn)作用具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。具體地說(shuō)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入增加會(huì)在8期后對(duì)石油行業(yè)的銷售收入產(chǎn)生穩(wěn)定的拉動(dòng)作用，反之化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入的降低也會(huì)在8期后給石油行業(yè)帶來(lái)負(fù)面的沖擊。

從圖4中我們可以看出，當(dāng)在本期給交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入一個(gè)正沖擊后，石油行業(yè)銷售收入在前7期內(nèi)會(huì)有小幅度的負(fù)向波動(dòng)。從第8期以后開(kāi)始穩(wěn)定回升變?yōu)檎担敝疗教梗▌?dòng)幅度不大。這表明交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)市場(chǎng)傳遞給石油行業(yè)，在前7期會(huì)給石油行業(yè)帶來(lái)小幅度的負(fù)向沖擊，從第8期開(kāi)始變?yōu)閷?duì)石油行業(yè)同向的沖擊并趨于穩(wěn)定。交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入增加會(huì)在8期后對(duì)石油的銷售收入產(chǎn)生正向的沖擊，反之交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入的降低則會(huì)在8期后給石油行業(yè)帶來(lái)負(fù)向的作用，但波動(dòng)幅度不是很大。可見(jiàn)，交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)的快速發(fā)展對(duì)石油消耗的增長(zhǎng)有一定的帶動(dòng)作用，但帶動(dòng)作用不是很大。

從圖5中我們可以看出，當(dāng)在本期給化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入一個(gè)正沖擊后，在第1期，石油行業(yè)銷售收入為負(fù)向的波動(dòng)。從第2期開(kāi)始，化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入的提高將帶動(dòng)石油行業(yè)銷售收入的提高。由圖5可知，石油行業(yè)銷售收入在前5期內(nèi)有上下波動(dòng)；從第6期以后開(kāi)始穩(wěn)步回升直至平坦。這表明化學(xué)纖維制造業(yè)的某一沖擊從第6期開(kāi)始也會(huì)給石油行業(yè)帶來(lái)正向的沖擊，但沖擊力度不大。化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入增加會(huì)在6個(gè)月后對(duì)石油的銷售收入產(chǎn)生正面的沖擊，反之化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入的降低則會(huì)在6個(gè)月后給石油行業(yè)帶來(lái)負(fù)向的沖擊，波動(dòng)幅度雖不是很大，但比交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)對(duì)石油行業(yè)的沖擊幅度略高。正是由于化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入的正向沖擊對(duì)石油行業(yè)銷售收入具有較小幅度的促進(jìn)作用，并且該促進(jìn)作用具有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)，因此，我們可以通過(guò)推動(dòng)化學(xué)纖維制造業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)石油行業(yè)的發(fā)展。

3下游行業(yè)的貢獻(xiàn)率分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量帶來(lái)的影響，但是并沒(méi)有確定各變量具體影響力，而方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化(通常用方差來(lái)度量)的貢獻(xiàn)率，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性的信息。

在這里我們僅考慮各下游行業(yè)需求沖擊對(duì)石油需求的前期的相對(duì)方差貢獻(xiàn)率RVCii(s)，當(dāng)i＝1時(shí)的經(jīng)濟(jì)意義為：如果RVc1(s)較大時(shí)，意味著第一個(gè)行業(yè)需求沖擊對(duì)石油需求的影響大；相反地，RVc1(s)較小時(shí)，可以認(rèn)為第j個(gè)行業(yè)需求沖擊對(duì)石油需求的影響小。下面分別給出各下游行業(yè)銷售收入的變化對(duì)石油行業(yè)銷售收入的方差分解。

下面做圖比較各下游行業(yè)對(duì)石油行業(yè)變化的貢獻(xiàn)程度，我們?cè)诖藢⒎治鰰r(shí)段定為36期。

由圖6中我們可以看出，石油行業(yè)銷售收入對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息立刻有較強(qiáng)反應(yīng)，第2期石油行業(yè)銷售收入的響應(yīng)最大，此后對(duì)其自身的波動(dòng)逐漸減小并趨于穩(wěn)定。化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率，最大在43％左右，其對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率是逐漸遞增的，在30期左右達(dá)到40％。石油加工及煉焦業(yè)對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率也比較大，從第5期開(kāi)始達(dá)到頂峰，在37％左右，此后趨于穩(wěn)定。而化學(xué)纖維制造業(yè)對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率比較小，在第6期達(dá)到最大值，最大時(shí)僅為7％。交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率最小，不到1％。

可見(jiàn)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率最大，我國(guó)化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)得到了快速的發(fā)展，這也為石油行業(yè)的發(fā)展起了推動(dòng)作用；石油加工及煉焦業(yè)的快速發(fā)展帶動(dòng)了能源需求，主要是石油的需求，這使其對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率較大；化學(xué)纖維制造業(yè)以及交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)對(duì)石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率都比較小，但是這兩個(gè)下游行業(yè)的發(fā)展對(duì)石油行業(yè)也有一定的帶動(dòng)作用。

三、結(jié)論

計(jì)量分析論文范文4

內(nèi)容提要：本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)方法就20世紀(jì)80年代中期以來(lái)歐洲經(jīng)濟(jì)一體化的一個(gè)重要方面，即歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化進(jìn)行計(jì)量分析，對(duì)歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的實(shí)際進(jìn)程進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。結(jié)果表明，歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的有關(guān)政策具有積極的意義。

關(guān)鍵詞：歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化進(jìn)程

20世紀(jì)80年代中期以來(lái)，歐洲經(jīng)濟(jì)一體化取得的巨大進(jìn)展，集中體現(xiàn)在歐洲單一市場(chǎng)的建立和歐洲經(jīng)濟(jì)貨幣聯(lián)盟的建設(shè)進(jìn)程上。由于銀行業(yè)在歐盟金融市場(chǎng)以及整個(gè)經(jīng)濟(jì)中的關(guān)鍵地位，歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化在這兩個(gè)進(jìn)程中起了重要作用。而目前國(guó)內(nèi)外有關(guān)歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化進(jìn)程的研究主要是定性分析，缺少經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。本文運(yùn)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析的協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì)歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的實(shí)際進(jìn)程進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)。

一、歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的政策

歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化進(jìn)程始于20世紀(jì)80年代中期，標(biāo)志是1986年歐共體通過(guò)的《單一歐洲法案》的提出。在這份法案中，歐共體提出了在1992年12月31日之前建立歐洲統(tǒng)一大市場(chǎng)的目標(biāo)，在這個(gè)市場(chǎng)內(nèi)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品、人員、服務(wù)和資本的完全流動(dòng)。在《單一歐洲法案》框架下，銀行信貸市場(chǎng)一體化成了歐洲經(jīng)濟(jì)一體化的重點(diǎn)，而且隨著德洛爾報(bào)告的和《歐洲聯(lián)盟條約》(《馬斯特里赫特條約》)的實(shí)施，銀行信貸市場(chǎng)一體化又成為推動(dòng)歐洲向經(jīng)濟(jì)貨幣聯(lián)盟邁進(jìn)的關(guān)鍵動(dòng)力。

《單一歐洲法案》只是明確了歐共體銀行信貸市場(chǎng)一體化的方向性目標(biāo)，具體的政策表現(xiàn)為歐共體理事會(huì)的指導(dǎo)性意見(jiàn)”。

早在1977年，歐共體委員會(huì)就了《第一號(hào)銀行指導(dǎo)意見(jiàn)》，其核心條款是允許外國(guó)銀行在符合東道國(guó)法規(guī)的前提下設(shè)立分支機(jī)構(gòu)。它事實(shí)上打開(kāi)了成員國(guó)銀行在共同體其他成員國(guó)設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的大門，具有重大的普遍性意義。但是，由于各國(guó)的立法差異并沒(méi)有得到消除，因此《第一號(hào)銀行指導(dǎo)意見(jiàn)》并沒(méi)有導(dǎo)致任何重大的跨國(guó)銀行活動(dòng)。真正標(biāo)志著歐洲銀行業(yè)和金融服務(wù)業(yè)走向單一市場(chǎng)的是1989年歐共體理事會(huì)的《第二號(hào)銀行指導(dǎo)意見(jiàn)》(Directive89／646／EEC)，經(jīng)過(guò)修訂，1993年各成員國(guó)將其轉(zhuǎn)化為本國(guó)的法律加以正式實(shí)施。這份立法涉及歐洲銀行業(yè)金融服務(wù)和跨國(guó)活動(dòng)的各個(gè)方面，具有十分廣泛的內(nèi)容，其核心是置于共同監(jiān)管規(guī)則下的單一許可原則和母國(guó)控制原則。根據(jù)這兩項(xiàng)原則，任何一個(gè)成員國(guó)的銀行和金融機(jī)構(gòu)，只要在本國(guó)獲得了營(yíng)業(yè)許可，就可以在其他成員國(guó)開(kāi)設(shè)分行，不用事先征得接納國(guó)的許可，其業(yè)務(wù)也只受母國(guó)監(jiān)管機(jī)構(gòu)的監(jiān)督，而不受東道國(guó)的監(jiān)督和管制。單一許可原則和母國(guó)控制原則對(duì)銀行業(yè)跨國(guó)經(jīng)營(yíng)的便利性不言而喻，銀行不再需要為了申請(qǐng)?jiān)趪?guó)外開(kāi)立分支機(jī)構(gòu)的資格而花費(fèi)巨大的精力和時(shí)間，其經(jīng)營(yíng)活動(dòng)也只由本國(guó)的監(jiān)管機(jī)構(gòu)監(jiān)督，這樣就避免了成員國(guó)之間由于監(jiān)管規(guī)則不同造成的麻煩。另外，這兩項(xiàng)原則也為歐盟各國(guó)提供了一個(gè)監(jiān)管框架，這個(gè)框架有助于降低對(duì)歐盟各國(guó)之間進(jìn)行協(xié)調(diào)的成本，并減少歐盟各國(guó)的監(jiān)管負(fù)擔(dān)，同時(shí)也限制了潛在的各國(guó)監(jiān)管者的偏見(jiàn)。1986—1992年間，歐共體理事會(huì)還制定了8個(gè)附加的指導(dǎo)意見(jiàn)，分別對(duì)銀行業(yè)監(jiān)管、資本金要求、償債能力標(biāo)準(zhǔn)、洗錢活動(dòng)、信貸風(fēng)險(xiǎn)、年報(bào)的要求和銀行并購(gòu)重組各個(gè)方面做出具體的規(guī)定。

歐共體理事會(huì)的這些指導(dǎo)意見(jiàn)系統(tǒng)地闡述了銀行信貸市場(chǎng)一體化的立法要求，然后各成員國(guó)將這些要求轉(zhuǎn)化成本國(guó)的具體立法加以落實(shí)。因此，歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化不僅依賴于各項(xiàng)指導(dǎo)意見(jiàn)的有效性，而且也和各成員國(guó)的具體實(shí)施狀況密切相關(guān)。芝摩曼(Zimmerman，1995)考察了所有單一市場(chǎng)指導(dǎo)意見(jiàn)在各成員國(guó)的實(shí)施狀況，得出的結(jié)論是在1991年末至1994年4月間，已經(jīng)被成員國(guó)采用的指導(dǎo)意見(jiàn)占全部指導(dǎo)意見(jiàn)的百分比已經(jīng)從58％上升到89％。對(duì)于《第二號(hào)銀行指導(dǎo)意見(jiàn)》，截至1994年4月，12個(gè)歐洲聯(lián)盟的成員國(guó)中有11個(gè)已經(jīng)根據(jù)指導(dǎo)意見(jiàn)的要求進(jìn)行了國(guó)內(nèi)立法，惟一的例外是西班牙。

總體而言，在歐共體一系列的指導(dǎo)意見(jiàn)之后，歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的法律框架已經(jīng)建立起來(lái)，在一定意義上可以說(shuō)，法律一體化比市場(chǎng)的實(shí)際一體化先行一步。

二、歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

(一)假設(shè)和數(shù)據(jù)

首先，經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)主要是針對(duì)歐盟銀行信貸市場(chǎng)，同時(shí)也涉及貨幣市場(chǎng)，因?yàn)殂y行信貸市場(chǎng)利率是以貨幣市場(chǎng)利率作為基礎(chǔ)的，銀行信貸市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)的關(guān)系很密切。

其次，檢驗(yàn)的指標(biāo)是利率，也就是以利率(金融市場(chǎng)上的價(jià)格)作為衡量銀行信貸市場(chǎng)一體化的指標(biāo)。根據(jù)利率平價(jià)理論，完全一體化的市場(chǎng)應(yīng)該遵循單一價(jià)格原則，換言之，就是在完全一體化的金融市場(chǎng)上，所有相同金融資產(chǎn)都具有相同的價(jià)格。由此，利率可以作為銀行信貸市場(chǎng)一體化的衡量標(biāo)準(zhǔn)。在實(shí)際情況中，由于風(fēng)險(xiǎn)的不同，文化對(duì)銀行與客戶關(guān)系的影響不同，貨幣政策條件不同，以及各國(guó)銀行為解決信息不完全而采取的策略不同，一體化的銀行信貸市場(chǎng)內(nèi)利率并不一定都實(shí)現(xiàn)均等化。因此，我們對(duì)歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的檢驗(yàn)不是以嚴(yán)格的價(jià)格均等化作為標(biāo)準(zhǔn)，而是使用協(xié)整的概念。協(xié)整分析認(rèn)為，隨著銀行信貸市場(chǎng)日益一體化，區(qū)域內(nèi)銀行的定價(jià)行為將會(huì)越來(lái)越緊密地聯(lián)系在一起，換言之，一體化地區(qū)內(nèi)成員國(guó)的利率將表現(xiàn)出趨同的關(guān)系。而從具體分析的角度說(shuō)，在一體化的金融市場(chǎng)內(nèi)，利率(非穩(wěn)定時(shí)間序列)在短期內(nèi)可以分離變動(dòng)，但是在長(zhǎng)期，市場(chǎng)力量將迫使它們恢復(fù)到一個(gè)均衡的關(guān)系。

這里，我們關(guān)注的是名義利率而不是實(shí)際利率，這是出于下面幾方面因素的考慮。第一，在金融市場(chǎng)上，名義利率能夠比實(shí)際利率更好地反映國(guó)際套利過(guò)程。借款者用以進(jìn)行比較、評(píng)判的是經(jīng)過(guò)匯率預(yù)期調(diào)整的名義利率而不是實(shí)際利率，相應(yīng)地，那些不通過(guò)直接投資方式進(jìn)行跨國(guó)業(yè)務(wù)活動(dòng)的銀行一般也只是對(duì)經(jīng)過(guò)匯率預(yù)期調(diào)整的名義利率感興趣。上述兩者構(gòu)成了國(guó)際套利過(guò)程的主要參與者，因此在國(guó)際套利過(guò)程中名義利率比實(shí)際利率更重要。第二，用實(shí)際利率進(jìn)行衡量本身存在著難以克服的問(wèn)題。一方面，實(shí)際利率以各國(guó)的貨幣分別表示，其差異無(wú)法比較，同時(shí)，沒(méi)有任何一個(gè)機(jī)構(gòu)對(duì)跨國(guó)實(shí)際利率進(jìn)行比較，因此對(duì)于單個(gè)投資者或借款者來(lái)說(shuō)，實(shí)際利率差異并不能夠提供獲利機(jī)會(huì)。另一方面，由于平均實(shí)際利率在很大程度上取決于購(gòu)買力平價(jià)，而各國(guó)的購(gòu)買力平價(jià)在長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)不會(huì)有太大的偏離，也就是說(shuō)各國(guó)平均實(shí)際利率在長(zhǎng)期是基本相等的。這樣，使用實(shí)際利率進(jìn)行銀行信貸市場(chǎng)一體化檢驗(yàn)具有潛在的誤導(dǎo)性——無(wú)論銀行信貸市場(chǎng)一體化是否發(fā)生，實(shí)際利率本身的差異就很小。因此，我們選擇名義利率而不是實(shí)際利率作為歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的檢驗(yàn)指標(biāo)。

我們的研究范圍包括歐洲聯(lián)盟的六個(gè)核心國(guó)：法國(guó)、德國(guó)、英國(guó)、荷蘭、比利時(shí)和意大利。這些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)總量占?xì)W盟GDP總額的80％以上，很大程度上可以代表歐洲聯(lián)盟的總體。同時(shí)，為了比較地區(qū)性和全球性的銀行信貸市場(chǎng)一體化

，我們把分析擴(kuò)展到美國(guó)和日本。

我們將使用從1985年開(kāi)始的月度利率對(duì)銀行貸款利率和利差進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)于銀行貸款利率，選用各國(guó)的基準(zhǔn)利率表示；為了計(jì)算利差，選用貨幣市場(chǎng)利率作為存款利率的近似表示。銀行貸款利率和貨幣市場(chǎng)利率的數(shù)據(jù)都可以從國(guó)際貨幣基金組織(IMF)出版的《國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)》(InternationalFinancialStatistic)中得到，兩者都從1985年1月開(kāi)始。利差有兩種形式：一是由貸款利率減去貨幣市場(chǎng)利率得到的絕對(duì)利差；二是由貸款利率除以貨幣市場(chǎng)利率得到的相對(duì)利差。

(二)模型的分析框架

1．協(xié)整檢驗(yàn)的一般分析框架

一般而言，如果兩個(gè)時(shí)間序列yt、Xt各自都是一階單整序列，定義為I(1)序列，而且兩個(gè)序列的某個(gè)線性組合是平穩(wěn)的或I(0)，那么稱時(shí)間序列Yt、Xt是協(xié)整的，或者說(shuō)兩者具有協(xié)整性。協(xié)整意味著兩個(gè)時(shí)間序列變量之間存在某種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，一個(gè)時(shí)間序列變量的變化總是伴隨著另一個(gè)時(shí)間序列變量的變化，兩者不會(huì)分離太遠(yuǎn)。

對(duì)歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的協(xié)整檢驗(yàn)基本上是遵循恩格爾和格蘭杰(EngleandGranger，1987)建立起來(lái)的方法，按兩個(gè)步驟展開(kāi)。首先，證明時(shí)間序列存在單位根；然后，估計(jì)協(xié)整向量。

協(xié)整檢驗(yàn)的條件是待檢驗(yàn)的時(shí)間序列是一階單整序列，定義為I(1)。為了確定貸款利率時(shí)間序列和利差序列是I(1)，我們需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為此，我們要構(gòu)建關(guān)于利率和利差的時(shí)間序列和一階差分序列的回歸方程，然后分別進(jìn)行t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)。兩個(gè)回歸方程都包括一個(gè)緊跟在利率的滯后差分項(xiàng)之后的趨勢(shì)變量：

零假設(shè)表示時(shí)間序列服從隨機(jī)游走，即非平穩(wěn)。對(duì)于t檢驗(yàn)，零假設(shè)是Ho：b＝0；對(duì)于F檢驗(yàn)，零假設(shè)是H0：b＝d＝0。如果計(jì)算出的‘統(tǒng)計(jì)量或F統(tǒng)計(jì)量的值小于臨界值，那么我們不能拒絕零假設(shè)，也就是說(shuō)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。

一旦確定了貸款利率和利差的時(shí)間序列是I(1)序列，我們就可以從杜賓一沃森(Durbin-Watson，DW)統(tǒng)計(jì)量開(kāi)始進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。杜賓一沃森統(tǒng)計(jì)量從協(xié)整回歸中得到，協(xié)整回歸使用單個(gè)國(guó)家的利率或利差yt作為因變量，歐洲聯(lián)盟其余國(guó)家的平均利率和平均利差作為自變量xt：

當(dāng)由方程(3)的回歸中計(jì)算出DW值比臨界值大時(shí)，拒絕非協(xié)整的零假設(shè)，即兩個(gè)時(shí)間序列存在協(xié)整性。正如恩格爾和格蘭杰指出的，杜賓一沃森檢驗(yàn)只是作為證明存在協(xié)整性的一個(gè)近似指標(biāo)，它需要更詳細(xì)精確的其他檢驗(yàn)加以補(bǔ)充，有代表性的是迪基一富勒(Dickey—Fuller，DF)檢驗(yàn)和增廣迪基一富勒(AugmentedDickey—Fuller，ADF)檢驗(yàn)。迪基一富勒檢驗(yàn)基于協(xié)整回歸方程的殘差構(gòu)建模型：

這里，估計(jì)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量表明了兩個(gè)時(shí)間序列變量的協(xié)整性。具體地說(shuō)，按照絕對(duì)值進(jìn)行比較，當(dāng)t統(tǒng)計(jì)量大于臨界值時(shí)，拒絕非協(xié)整的零假設(shè)，說(shuō)明兩個(gè)時(shí)間序列變量存在協(xié)整關(guān)系。另外，根據(jù)以下的回歸方程可以進(jìn)行增廣迪基一富勒(ADF)檢驗(yàn)：

這里，按照絕對(duì)值進(jìn)行比較，當(dāng)估計(jì)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量大于臨界值時(shí)，拒絕非協(xié)整的零假設(shè)，即兩個(gè)時(shí)間序列變量具有協(xié)整性。

2．存在結(jié)構(gòu)性突變的協(xié)整檢驗(yàn)

凱普雷(Caporaleetal．，1996)認(rèn)為，對(duì)于趨同之前和之后的時(shí)間序列變量間的長(zhǎng)期關(guān)系，協(xié)整是一個(gè)強(qiáng)有力的檢驗(yàn)，但是對(duì)趨同過(guò)程中的時(shí)間序列變量則不然，也就是說(shuō)，在趨同發(fā)生的時(shí)期內(nèi)，時(shí)間序列變量經(jīng)常表現(xiàn)出非協(xié)整性。換言之，非協(xié)整性能夠反映時(shí)間序列變量的一種趨同進(jìn)程，這一結(jié)論得以成立的重要前提是時(shí)間序列存在結(jié)構(gòu)性突變，這種結(jié)構(gòu)性因素常常是由外部作用引起的，而不是時(shí)間序列本身變化規(guī)律的結(jié)果。如果歐洲聯(lián)盟促進(jìn)銀行信貸市場(chǎng)一體化的立法和政策措施(主要是《單一市場(chǎng)法案》和《第二號(hào)銀行指導(dǎo)意見(jiàn)》)有效，那么歐洲聯(lián)盟成員國(guó)之間的利率差異應(yīng)該存在下降趨勢(shì)，或者說(shuō)利率的時(shí)間序列顯示出結(jié)構(gòu)性突變，歐洲聯(lián)盟各成員國(guó)之間的貸款利率出現(xiàn)趨同。根據(jù)上述觀點(diǎn)，如果存在結(jié)構(gòu)性突變，那么樣本將要?jiǎng)澐譃橥蛔兦昂屯蛔兒髢蓚€(gè)時(shí)期，然后分別對(duì)這兩個(gè)時(shí)期進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。值得注意的是，按照這種方法進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)，缺少協(xié)整性正好意味著存在趨同進(jìn)程。

在實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，《第二號(hào)銀行指導(dǎo)意見(jiàn)》通過(guò)影響銀行定價(jià)行為和競(jìng)爭(zhēng)狀況，從而對(duì)金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)形成沖擊，貸款利率就可能顯示出結(jié)構(gòu)性突變。因此，我們要對(duì)存在結(jié)構(gòu)性突變的時(shí)間序列分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。《第二號(hào)銀行指導(dǎo)意見(jiàn)》于1989年通過(guò)，到1993年9月歐盟各個(gè)成員國(guó)將其轉(zhuǎn)化為本國(guó)的具體法律加以落實(shí)，因此大致可以認(rèn)為結(jié)構(gòu)性突變發(fā)生在1990—1993年9月這段時(shí)期內(nèi)。如果考慮90年代初期金融市場(chǎng)也經(jīng)受多方面嚴(yán)峻的外部突發(fā)性沖擊，如兩德統(tǒng)一、歐洲貨幣體系危機(jī)等，將突變性時(shí)期確定在1990—1993年這段時(shí)期內(nèi)是恰當(dāng)?shù)摹；谶@種考慮，我們把整個(gè)樣本期分為兩個(gè)不同的子時(shí)期：第一個(gè)時(shí)期是從1985年1月到1990年12月，代表歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的政策和措施沒(méi)有實(shí)際實(shí)施的階段，可稱為前一體化時(shí)期；第二個(gè)時(shí)期是從1993年9月到1997年12月，代表歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化有關(guān)政策措施開(kāi)始實(shí)施后的階段，可稱為后一體化時(shí)期。1990年12月到1993年9月之間的這段時(shí)期被排除在外，以充分保證兩個(gè)子時(shí)期相互獨(dú)立，同時(shí)也力求減少90年代初外部沖擊對(duì)歐盟金融市場(chǎng)產(chǎn)生的影響。

這樣，我們就對(duì)上一部分的檢驗(yàn)程序加以修正，具體按如下步驟進(jìn)行：第一步，對(duì)從1985年1月到1997年12月的整個(gè)樣本期，根據(jù)方程(3)進(jìn)行協(xié)整回歸，得出DW、DF、ADF的各個(gè)值。但是，在存在結(jié)構(gòu)性突變的條件下，這些檢驗(yàn)的實(shí)際意義有所減弱。第二步，進(jìn)行結(jié)構(gòu)性突變條件下的協(xié)整檢驗(yàn)，把整個(gè)樣本期分為兩個(gè)子樣本，然后分別應(yīng)用方程(5)對(duì)每一個(gè)子樣本進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(三)模型檢驗(yàn)結(jié)果

1．貸款利率和利差的趨勢(shì)：描述性統(tǒng)計(jì)分析

為了說(shuō)明歐洲和全球銀行信貸市場(chǎng)一體化的程度，我們將對(duì)歐洲聯(lián)盟六個(gè)核心成員國(guó)以及日本、美國(guó)的貸款利率和利差進(jìn)行分析。

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，整個(gè)樣本期內(nèi)，歐盟各成員國(guó)的貨幣市場(chǎng)平均利率水平存在不小的差異，最低的是德國(guó)(5．89％)，最高的是意大利(11．66％)

；各成員國(guó)的貸款利率也并不相等，最低的是德國(guó)和荷蘭，它們的平均貸款利率大約是8．2％，意大利則高達(dá)12．86％。

如果銀行信貸市場(chǎng)一體化能夠?qū)е陆鹑谫Y產(chǎn)價(jià)格均等化的理論假定成立，那么我們將發(fā)現(xiàn)各成員國(guó)的名義利率會(huì)減少到一體化之前利率最低的國(guó)家的利率水平。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，與前一體化時(shí)期相比，后一體化時(shí)期的貸款利率明顯下降。但是，這種情形并不是歐洲特有的，因?yàn)槊绹?guó)和日本的利率也表現(xiàn)出同樣的下降趨勢(shì)，也就是說(shuō)利率的下降更可能是一種全球性的趨勢(shì)，而不是由于歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化政策的獨(dú)特后果。另外，在后一體化時(shí)期，各國(guó)的利率看起來(lái)更加接近，一個(gè)可能的原因是由于利率普遍下降而導(dǎo)致利率之間的差距變小。而且，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也不能夠說(shuō)明利率實(shí)現(xiàn)了均等化，畢竟在意大利和荷蘭兩個(gè)國(guó)家之間，貨幣市場(chǎng)利率的差距達(dá)到4．97個(gè)百分點(diǎn)，銀行貸款利率的差距也有4．28個(gè)百分點(diǎn)。

對(duì)利差的分析表明，除了比利時(shí)和意大利之外的所有國(guó)家，與前一體化時(shí)期相比，后一體化時(shí)期的絕對(duì)利差普遍減少。但是這本身不足以說(shuō)明歐盟金融市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)了一體化，因?yàn)槔钕陆档暮艽笠徊糠衷蚴歉鲊?guó)名義利率的下降。而且，對(duì)相對(duì)利差的分析表明，在這一時(shí)期內(nèi)利差實(shí)際上是增加而不是減少。在前一體化時(shí)期，相對(duì)利差的變化范圍是從比利時(shí)的1．64的高點(diǎn)到英國(guó)的1．10低點(diǎn)；而在后一體化時(shí)期，這一變化范圍是從比利時(shí)的1.87到意大利的1．15。利率的降低可以很大程度地解釋這種變化。銀行貸款利率可以表示為貨幣市場(chǎng)利率加上一個(gè)附加額，而相對(duì)利差又可定義為銀行貸款利率除以貨幣市場(chǎng)利率，因此，當(dāng)貨幣市場(chǎng)利率下降時(shí)，相對(duì)利差將會(huì)增加。但是，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，在后一體化時(shí)期，除了比利時(shí)以外的所有其他被分析的歐盟成員國(guó)的相對(duì)利差都更加緊密地朝德國(guó)的利差水平靠攏。總體而言，描述性統(tǒng)計(jì)量并不能有力地說(shuō)明歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化，只是在較小程度上指出了不同國(guó)家利差更加接近。

2．利率和利差的單位根檢驗(yàn)

首先，我們給出協(xié)整檢驗(yàn)第一步的結(jié)果，也就是確定待檢驗(yàn)的時(shí)間序列是否是一階單整的，即時(shí)間序列是否I(1)序列。為此，我們分別對(duì)利率時(shí)間序列及其一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。對(duì)所有的利率(包括貨幣市場(chǎng)利率和銀行貸款利率)，我們都不能夠拒絕有單位根的零假設(shè)，也就是說(shuō)所有的利率時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步地，我們能夠拒絕利率的一階差分序列的零假設(shè)，也就是說(shuō)，利率的一階差分序列是I(0)序列。因此，我們可以得出結(jié)論，所有的利率時(shí)間序列都是一階單整序列，即I(1)序列，我們可以對(duì)利率的時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。同樣地，利差的單位根檢驗(yàn)的結(jié)果也表明，絕大部分國(guó)家的利差時(shí)間序列都是I(1)序列，而僅有幾個(gè)國(guó)家(意大利、荷蘭和英國(guó))的檢驗(yàn)值表明利差序列是I(0)序列。這里的利差是由貸款利率除以貨幣市場(chǎng)利率而得到的相對(duì)利差。

3．銀行信貸市場(chǎng)以及貨幣市場(chǎng)的協(xié)整檢驗(yàn)

(1)利率的協(xié)整分析

經(jīng)過(guò)經(jīng)驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)，除了法國(guó)、比利時(shí)，歐盟其他國(guó)家的貨幣市場(chǎng)利率普遍表現(xiàn)出缺少協(xié)整性。在現(xiàn)實(shí)情況下，對(duì)歐盟貨幣市場(chǎng)利率起基準(zhǔn)作用的并不是歐盟的平均貨幣市場(chǎng)利率，而是德國(guó)的貨幣市場(chǎng)利率。因此，我們對(duì)歐盟各國(guó)貨幣市場(chǎng)利率和德國(guó)貨幣市場(chǎng)利率之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到的結(jié)果見(jiàn)表1。

說(shuō)明：(1)歐盟各國(guó)的貨幣市場(chǎng)利率序列相對(duì)于德國(guó)貨幣市場(chǎng)利率序列進(jìn)行回歸。(2)DW給出了的德賓一沃森統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)值，100個(gè)觀測(cè)值的相應(yīng)的臨界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。當(dāng)DW值大于臨界值時(shí)，拒絕非協(xié)整的零假設(shè)，表明存在協(xié)整性。(3)DF給出了簡(jiǎn)單DF回歸的φ的統(tǒng)計(jì)量，其相應(yīng)的100個(gè)觀測(cè)值的臨界值是：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)。根據(jù)絕對(duì)值比較，估計(jì)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量大于臨界值時(shí)，拒絕非協(xié)整的零假設(shè)，表明存在協(xié)整性。(4)*數(shù)據(jù)代表存在協(xié)整性的結(jié)果。

我們可以看出德國(guó)貨幣市場(chǎng)利率和比利時(shí)、荷蘭、英國(guó)三國(guó)的貨幣市場(chǎng)利率在兩個(gè)子時(shí)期都是協(xié)整的，在前一體化時(shí)期協(xié)整性表現(xiàn)得更加強(qiáng)烈。法國(guó)和意大利有更低的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，表明它們的貨幣市場(chǎng)利率和德國(guó)的貨幣市場(chǎng)利率之間的非協(xié)整性。另外，值得注意的是，所有的后一體化時(shí)期的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值都比前一體化時(shí)期更低，也就是說(shuō)協(xié)整性在后一體化時(shí)期顯得更加微弱，這一結(jié)果符合凱普勒(Caporale，etal．，1996)的觀點(diǎn)，即趨同進(jìn)程中，能夠檢驗(yàn)到的協(xié)整性會(huì)減少，換言之，缺少協(xié)整性可以被解釋為趨同進(jìn)程的結(jié)果。總體而言，歐盟各國(guó)的貨幣市場(chǎng)利率和德國(guó)的貨幣市場(chǎng)利率之間表現(xiàn)出較明顯的協(xié)整性和趨同現(xiàn)象。

貨幣市場(chǎng)利率通過(guò)固定匯率聯(lián)系在一起，從而貨幣市場(chǎng)利率之間的協(xié)整性一定程度上可以轉(zhuǎn)換成銀行貸款利率之間的協(xié)整性，但是這種轉(zhuǎn)換關(guān)系并不是很明確。從表1中可以看出，就比利時(shí)而言，在前一體化時(shí)期其貨幣市場(chǎng)利率是協(xié)整的，同期銀行貸款利率也是協(xié)整的；但是對(duì)荷蘭而言，貨幣市場(chǎng)利率的協(xié)整性并沒(méi)有導(dǎo)致銀行貸款利率的協(xié)整性。因此，我們得出結(jié)論，即貨幣市場(chǎng)利率的趨同是銀行貸款利率之間出現(xiàn)協(xié)整性的必要但絕不是充分的條件。

(2)利差的協(xié)整分析

這一部分我們進(jìn)行利差的協(xié)整分析。利差的協(xié)整性反映了能夠?qū)⑹袌?chǎng)緊密地聯(lián)系在一起并確立一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系的套利力量。這種力量可能來(lái)自于貨幣市場(chǎng)一體化，銀行零售定價(jià)行為的趨同，以及信貸市場(chǎng)的套利過(guò)程，我們不追究這種套利過(guò)程背后的驅(qū)動(dòng)力量，因?yàn)閰f(xié)整分析考慮的僅僅是長(zhǎng)期均衡化的進(jìn)程是否存在。

說(shuō)明：(1)歐盟各國(guó)的利差相對(duì)于歐盟平均利差進(jìn)行回歸，對(duì)每一國(guó)的檢驗(yàn)，歐盟平均利差中都已排除了該國(guó)的利差；美國(guó)和日本的利差相對(duì)于歐盟平均利差(包括所有的歐盟6國(guó))進(jìn)行回歸。(2)DW給出了德賓—沃森統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)值，100個(gè)觀測(cè)值相應(yīng)的臨界值是：0．511(1％)，0．386(5％)，0．322(10％)。當(dāng)DW值大于臨界值時(shí)，拒絕零假設(shè)，意味著存在協(xié)整性。(3)ADF(k)給出了增廣迪基—富勒回歸的估計(jì)參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量，括號(hào)中的k給出了增廣迪基—富勒回歸的滯后項(xiàng)數(shù)，因此k＝0代表簡(jiǎn)單的迪基—富勒回歸。100個(gè)觀測(cè)值的迪基—富勒回歸的相應(yīng)臨界值為：4．07(1％)，3．37(5％)，3．03(10％)，100個(gè)觀測(cè)值的增廣迪基-富勒回歸的相應(yīng)臨界值為：3．77(1％)，3．17(5％)，2．84(10％)。(4)表中*數(shù)據(jù)代表不存在協(xié)整性的結(jié)果。

表2給出了整個(gè)樣本期的利差協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看出歐盟各國(guó)的利差序列較為普遍地表現(xiàn)出明顯的協(xié)整性。但是，將樣本分為前一體化時(shí)期和后一體化時(shí)期之后，檢驗(yàn)結(jié)果會(huì)表現(xiàn)出許多結(jié)構(gòu)性變化。一般地，在第一個(gè)子時(shí)期，檢驗(yàn)結(jié)果總體上表明

存在協(xié)整性，惟一的例外是法國(guó)，只是部分地表現(xiàn)出協(xié)整性。在后一體化時(shí)期，我們發(fā)現(xiàn)協(xié)整性減弱。根據(jù)ADF統(tǒng)計(jì)量，在后一體化時(shí)期中能夠確定存在協(xié)整性的只有英國(guó)。

4．地區(qū)銀行信貸市場(chǎng)一體化和全球銀行信貸市場(chǎng)一體化

最后，我們從地區(qū)對(duì)比的角度分析協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。具體地說(shuō)，就是將歐盟6國(guó)作為一個(gè)整體，對(duì)比美國(guó)和日本研究其銀行信貸市場(chǎng)一體化，主要目的是明確目前的歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化進(jìn)程在多大程度上是歐盟地區(qū)一體化政策的結(jié)果，或者只是金融市場(chǎng)全球化的一個(gè)結(jié)果。而根據(jù)前面部分的協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果(表1、2)，我們可以得出結(jié)論，無(wú)論是貨幣市場(chǎng)利率還是貸款利率，歐盟和美國(guó)、日本都不存在協(xié)整性，利差也是如此。這說(shuō)明歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化主要是地區(qū)性現(xiàn)象，也就是說(shuō)，歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的進(jìn)程主要是歐盟政策推動(dòng)的結(jié)果。上述結(jié)果的一個(gè)隱含結(jié)論是歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化的水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)全球銀行信貸市場(chǎng)一體化的水平，從全球的角度看這可能會(huì)導(dǎo)致某種程度的歧視利損失：由于銀行信貸市場(chǎng)一體化，客戶可能會(huì)偏向于選擇一體化區(qū)域內(nèi)的歐洲銀行，而不選擇成本最小、價(jià)格較低的區(qū)域外銀行。為了減少或避免這種損失，全球銀行信貸市場(chǎng)一體化應(yīng)加速發(fā)展，并最終趕上地區(qū)銀行信貸市場(chǎng)一體化的進(jìn)程。在某種意義上，WTO框架下金融服務(wù)貿(mào)易多邊協(xié)議的達(dá)成為全球銀行信貸市場(chǎng)一體化的進(jìn)一步發(fā)展奠定了一個(gè)較好的基礎(chǔ)。

三、簡(jiǎn)要結(jié)論

根據(jù)上文的協(xié)整檢驗(yàn)，我們可以得到以下的簡(jiǎn)要結(jié)論：

第一，歐盟各國(guó)貨幣市場(chǎng)利率表現(xiàn)出較好的協(xié)整性，說(shuō)明歐盟貨幣市場(chǎng)的一體化程度較高；

第二，歐盟各國(guó)銀行貸款利率的協(xié)整性較差，說(shuō)明歐盟銀行信貸市場(chǎng)一體化程度較低，存在較明顯的市場(chǎng)分割；

計(jì)量分析論文范文5

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)首先要有數(shù)量的擴(kuò)張，才能談到質(zhì)量的提高。并且，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高需要建立在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有持續(xù)的數(shù)量保證的基礎(chǔ)上。根據(jù)美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家西蒙•庫(kù)茲涅茨的定義：“持續(xù)增長(zhǎng)是指不為短期波動(dòng)掩蓋的一種量的增長(zhǎng)。”可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的持續(xù)性是一個(gè)長(zhǎng)期的概念，它并不否定經(jīng)濟(jì)當(dāng)中存在著“短期波動(dòng)”的現(xiàn)象，而是強(qiáng)調(diào)：從一個(gè)較長(zhǎng)的時(shí)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)總量具有明顯的上升趨勢(shì)。這和哲學(xué)上的辯證法是相統(tǒng)一的，即“事物的發(fā)展是前進(jìn)性和曲折性的統(tǒng)一，常表現(xiàn)為螺旋式的上升運(yùn)動(dòng)和波浪式的前進(jìn)形式”。經(jīng)濟(jì)的這種持續(xù)增長(zhǎng)性是保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量必不可少的前提。

二、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性

根據(jù)哈羅德—多馬模型，在短期中，只有當(dāng)一國(guó)的實(shí)際增長(zhǎng)率與有保證的增長(zhǎng)率相一致時(shí)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)才是穩(wěn)定而均衡的，不相一致時(shí)，經(jīng)濟(jì)就出現(xiàn)波動(dòng)；在長(zhǎng)期中，當(dāng)實(shí)際增長(zhǎng)率等于有保證的增長(zhǎng)率同時(shí)等于自然增長(zhǎng)率（又稱“潛在增長(zhǎng)率”）時(shí)，才能既實(shí)現(xiàn)均衡增長(zhǎng)，又保證充分就業(yè)，從而成為一種合乎理想的長(zhǎng)期增長(zhǎng)狀態(tài)。現(xiàn)實(shí)當(dāng)中，經(jīng)濟(jì)要持續(xù)這種“刀鋒式增長(zhǎng)”固然是很難的，不穩(wěn)定是常態(tài)，但我們?nèi)孕枰非蟾髂甑脑鲩L(zhǎng)率具有相對(duì)的穩(wěn)定性。如果經(jīng)濟(jì)過(guò)度波動(dòng)，會(huì)造成經(jīng)濟(jì)資源的巨大浪費(fèi)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期績(jī)效產(chǎn)生一系列負(fù)面影響。

三、經(jīng)濟(jì)投入產(chǎn)出效率

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是由投入的生產(chǎn)要素決定的，投入要素的數(shù)量、質(zhì)量以及要素間組合配置的效率都直接決定了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量。一般而言，生產(chǎn)要素至少包括人的要素、物的要素及其結(jié)合因素。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中投入與產(chǎn)出的比率，直接表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率，是反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的重要方面。根據(jù)美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家丹尼森對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的理論分析和核算認(rèn)為：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通常可以通過(guò)要素投入量的增加和要素生產(chǎn)率的提高兩種方式來(lái)獲得，也就是馬克思所謂的“外延擴(kuò)大再生產(chǎn)”和“內(nèi)涵擴(kuò)大再生產(chǎn)”，其中，內(nèi)涵擴(kuò)大再生產(chǎn)方式，即在不擴(kuò)大要素投入的情況下，通過(guò)改善要素生產(chǎn)率來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，被認(rèn)為是更有效率且可持續(xù)的。

四、科技進(jìn)步

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果中，技術(shù)進(jìn)步可以表現(xiàn)為產(chǎn)品的更新?lián)Q代、產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)和品種增加、知識(shí)和人力資本的積累等多種形式。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中技術(shù)進(jìn)步的作用是與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的其他要素結(jié)合在一起的。對(duì)此，盧卡斯研究認(rèn)為：與人力資本相匹配的技術(shù)進(jìn)步投入要素對(duì)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量是最有潛力并且最有效的。

五、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)

在各類經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中居于主導(dǎo)地位，它的變化對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要的作用。20世紀(jì)30年代，澳大利亞經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)歇爾(A.G.B.Fisher)，確立了我們所熟悉的三次產(chǎn)業(yè)分類法，即把廣義的農(nóng)業(yè)稱為第一次產(chǎn)業(yè)；把廣義的制造業(yè)或工業(yè)稱為第二次產(chǎn)業(yè)；把包括所有第一次和第二次產(chǎn)業(yè)以外的其他經(jīng)濟(jì)活動(dòng)稱為第三次產(chǎn)業(yè)，并指出第三次產(chǎn)業(yè)的本質(zhì)在于提供服務(wù)。

除了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以外，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)還包括所有制結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)內(nèi)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)等多種區(qū)分。經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的各層次特征，共同構(gòu)成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響要素。

六、產(chǎn)品質(zhì)量

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的大部分結(jié)果直接體現(xiàn)為向市場(chǎng)提供的產(chǎn)品的增加，包括有形的物質(zhì)產(chǎn)品和無(wú)形的服務(wù)產(chǎn)品等。在西方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中，都是以“產(chǎn)出是有效的”為前提來(lái)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題的，一般不考慮產(chǎn)品質(zhì)量問(wèn)題，不考慮因產(chǎn)品質(zhì)量問(wèn)題所造成的社會(huì)資源的浪費(fèi)。然而，如果考慮到資源的有限性和社會(huì)主義生產(chǎn)的目的所在，則在我們對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量?jī)?nèi)涵的界定中，產(chǎn)品質(zhì)量成為衡量資源配置有效性不可或缺的因素。

七、競(jìng)爭(zhēng)能力

在當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)全球化、一體化、信息化已成為大趨勢(shì)的形勢(shì)下,任何國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都不可能是封閉、孤立的,而總是在國(guó)際、地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益密切的環(huán)境下實(shí)現(xiàn)。因此,競(jìng)爭(zhēng)能力的強(qiáng)弱,對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、增強(qiáng)綜合實(shí)力、提高在國(guó)際上的地位和影響具有重要意義,同時(shí)也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量高低的重要表現(xiàn)。

八、人民生活

社會(huì)主義生產(chǎn)的根本目的就是為了滿足人民群眾不斷增長(zhǎng)的物質(zhì)和文化生活的需要，這一生產(chǎn)目的深刻體現(xiàn)了社會(huì)主義的本質(zhì)。無(wú)論是同志在“三個(gè)代表”中提出的“把代表最廣大人民群眾的根本利益作為我們黨的宗旨”的思想，還是“十五”計(jì)劃編制中首次提出的“以人為本”的思想，都強(qiáng)調(diào)了這一點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是滿足人民群眾日益增長(zhǎng)的物質(zhì)、文化生活需要的重要手段，只有在保證人民生活水平不斷提高條件下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，才能稱其為高質(zhì)量的。人民生活水平受到收入、消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、科教文衛(wèi)、福利保障等多方面因素影響。人民能否真正從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中得到較多的實(shí)惠，反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的高低。

九、資源環(huán)境

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到各種社會(huì)因素和自然因素的制約，其中自然因素，即自然資源和環(huán)境狀況與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不可分割的關(guān)系。如果人類在大力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，盲目擴(kuò)大生產(chǎn)和消費(fèi)，物質(zhì)和能量需求不斷擴(kuò)大，而不注意資源的節(jié)約再造和環(huán)境的保護(hù)，則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必然與自然供給能力之間形成矛盾和對(duì)立。如果人類認(rèn)識(shí)到環(huán)境的客觀屬性及其發(fā)展變化規(guī)律，將自身需求量和廢棄物排放量控制在環(huán)境允許的范圍內(nèi)，合理地利用和改造環(huán)境，則環(huán)境將在人類引導(dǎo)下向著有利于人類生產(chǎn)、生活和生存的方向發(fā)展，此時(shí)資源環(huán)境與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和諧統(tǒng)一，這就是“可持續(xù)發(fā)展”——根據(jù)聯(lián)合國(guó)環(huán)境與發(fā)展委員會(huì)1987年在題為《我們共同的未來(lái)》報(bào)告中的定義，意為：“既滿足當(dāng)代人的需要，又不損害后代人滿足其需要的能力的發(fā)展”。毋庸置疑，是否以可持續(xù)發(fā)展觀為指導(dǎo)對(duì)待資源環(huán)境的保護(hù)和利用是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量重要的衡量標(biāo)準(zhǔn)。

綜上所述，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量不僅包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的持續(xù)性、穩(wěn)定性和投入產(chǎn)出效率、科技進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品質(zhì)量、參與經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)的能力及潛力，而且包括人民生活、社會(huì)福利，以及人與自然的和諧共生程度等等。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量作為一個(gè)綜合經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、資源環(huán)境三方面范疇的概念，是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)整體在資源的配置、利用和滿足人民生活以及社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的需要上所綜合表現(xiàn)出來(lái)的優(yōu)劣程度。

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計(jì)量分析論文范文6

1資料來(lái)源與方法

問(wèn)卷調(diào)查對(duì)象為1998~2000學(xué)年的實(shí)習(xí)生,調(diào)查采用無(wú)記名方式,集中地點(diǎn)單獨(dú)填寫,當(dāng)場(chǎng)收回。調(diào)查結(jié)果按不同問(wèn)題分類在不同學(xué)歷中所占的比例進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。

2結(jié)果與分析

2.1影響實(shí)習(xí)質(zhì)量的因素分析

2.1.1教學(xué)環(huán)境和教學(xué)狀態(tài)

問(wèn)卷調(diào)查中,不同學(xué)歷的實(shí)習(xí)生對(duì)各帶教層次的評(píng)價(jià)分別是:各層次實(shí)習(xí)生對(duì)中級(jí)職稱評(píng)價(jià)最高,本科生對(duì)高級(jí)職稱評(píng)價(jià)較高,初級(jí)職稱在各層次的評(píng)價(jià)中最低。分析原因如下:初級(jí)職稱指臨床住院醫(yī)師,缺乏帶教經(jīng)驗(yàn),自身的理論和實(shí)踐水平有待提高;中級(jí)職稱一般帶教經(jīng)驗(yàn)豐富,知識(shí)結(jié)構(gòu)較全面,易溝通,適合各種層次的帶教;而高級(jí)職稱在醫(yī)療、教學(xué)和科研等方面具有更高的指導(dǎo)地位,是指導(dǎo)和深化教學(xué)醫(yī)院的教研教改的核心力量,尤其在實(shí)行醫(yī)學(xué)本科實(shí)習(xí)生“導(dǎo)師制”,促進(jìn)本科實(shí)習(xí)生和優(yōu)秀實(shí)習(xí)生早日成才的教學(xué)工作中承擔(dān)主要任務(wù)。調(diào)查表明,以學(xué)生為主體、老師啟發(fā)和引導(dǎo)的床邊查房式教學(xué)效果明顯優(yōu)于以講授、灌注為主的課堂式教學(xué),這說(shuō)明只有理論結(jié)合實(shí)踐,重視臨床思維和技能培養(yǎng),才能提高教學(xué)質(zhì)量和效果。

2.1.2實(shí)習(xí)生素質(zhì)差異

調(diào)查表明,實(shí)習(xí)生的素質(zhì)存在不同程度的差異,如主動(dòng)性、自覺(jué)性、獨(dú)立思考能力、臨床實(shí)踐能力等。問(wèn)卷中設(shè)計(jì)了諸如“第三輪(實(shí)習(xí)后階段)的實(shí)習(xí)狀態(tài)”、“是否注重復(fù)習(xí)鞏固和總結(jié)經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)”等問(wèn)題,本科生占明顯優(yōu)勢(shì)。這與本科生的理論知識(shí)較扎實(shí)、年齡等方面趨于成熟、學(xué)習(xí)目標(biāo)較明確、學(xué)習(xí)動(dòng)力較大有關(guān)。

2.1.3就業(yè)情況

雙向選擇就業(yè)制度是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下社會(huì)人才競(jìng)爭(zhēng)的產(chǎn)物,就業(yè)是否順利以及社會(huì)對(duì)醫(yī)學(xué)人才的需求情況直接影響到實(shí)習(xí)生的實(shí)習(xí)態(tài)度和學(xué)習(xí)動(dòng)力。由于雙向就業(yè)選擇必須在實(shí)習(xí)期內(nèi)完成,因此對(duì)實(shí)習(xí)階段,尤其是后階段的第三輪實(shí)習(xí)影響最大。

調(diào)查表明,大多數(shù)實(shí)習(xí)生認(rèn)為畢業(yè)實(shí)習(xí)成績(jī)對(duì)就業(yè)沒(méi)有什么影響,有的實(shí)習(xí)生因工作沒(méi)有落實(shí)而意志消沉甚至?xí)绻ぁ?/p>

3討論

問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果分析表明,實(shí)習(xí)質(zhì)量受教學(xué)環(huán)境和教學(xué)狀態(tài)、實(shí)習(xí)生素質(zhì)差異以及就業(yè)等內(nèi)外因素的影響。如果說(shuō)健全的教學(xué)規(guī)章制度、完善的教學(xué)管理體系、素質(zhì)優(yōu)良的教學(xué)隊(duì)伍是教學(xué)良性循環(huán)的前提和保障,那么,加強(qiáng)實(shí)習(xí)生主觀能動(dòng)性的自我意識(shí)鍛煉,就是將外在的條件轉(zhuǎn)換成內(nèi)在動(dòng)力的關(guān)鍵。

3.1保證教學(xué)環(huán)境良性循環(huán)的核心是教學(xué)人才的培養(yǎng)和合理使用,可以從以下幾個(gè)方面著手。

3.1.1樹(shù)立“人人參與帶教”的意識(shí)。教學(xué)與醫(yī)療是密不可分、相輔相成的。兩者之間的密切可以用“醫(yī)療提高教學(xué),教學(xué)促進(jìn)醫(yī)療”、“教學(xué)相長(zhǎng)”來(lái)概括說(shuō)明。兩者均強(qiáng)調(diào)整體素質(zhì)的重要性和提高整體素質(zhì)的必要性。我們認(rèn)為只有樹(shù)立“人人參與帶教”的意識(shí),才能實(shí)現(xiàn)教學(xué)整體提高、整體發(fā)展的目標(biāo)。

3.1.2突出以中級(jí)職稱為主的教學(xué)骨干作用和加強(qiáng)住院醫(yī)師自身素質(zhì)的提高。實(shí)行院科兩級(jí)教學(xué)管理模式,加強(qiáng)教學(xué)管理力度,讓教學(xué)骨干參與教學(xué)管理,組織臨床教學(xué)觀摩和評(píng)教評(píng)學(xué)活動(dòng)。住院醫(yī)師在知識(shí)、技能、醫(yī)德醫(yī)風(fēng)等方面還處在一個(gè)鍛煉和培養(yǎng)的過(guò)程,要不斷強(qiáng)化其教學(xué)意識(shí),提高素質(zhì),使之逐步成為教學(xué)骨干。

3.1.3樹(shù)立因材施教的帶教意識(shí)。調(diào)查表明,實(shí)習(xí)生的素質(zhì)并不能簡(jiǎn)單地以學(xué)歷來(lái)界定,而且素質(zhì)差異表現(xiàn)在許多不同的方面。素質(zhì)差異的對(duì)癥教學(xué)方法就是因“材”施教,對(duì)于素質(zhì)較好的、積極主動(dòng)的學(xué)生可以適當(dāng)放寬,多提供一些操作和學(xué)習(xí)的機(jī)會(huì);對(duì)后進(jìn)的學(xué)生要加強(qiáng)思想教育,改善帶教方式。

3.2加強(qiáng)實(shí)習(xí)生素質(zhì)教育,適應(yīng)“生物——心理——社會(huì)”醫(yī)學(xué)模式和社會(huì)發(fā)展的要求。

3.2.1加強(qiáng)實(shí)習(xí)生思想教育和引導(dǎo),激勵(lì)實(shí)習(xí)生奮發(fā)學(xué)習(xí),端正實(shí)習(xí)態(tài)度,正確對(duì)待雙向就業(yè)選擇。畢業(yè)實(shí)習(xí)是實(shí)習(xí)生理論知識(shí)轉(zhuǎn)化為實(shí)習(xí)經(jīng)驗(yàn)和技能的過(guò)渡階段,是實(shí)習(xí)生個(gè)性發(fā)展走向成熟穩(wěn)定的關(guān)鍵時(shí)期。加強(qiáng)實(shí)習(xí)生管理,促進(jìn)實(shí)習(xí)生培養(yǎng)自信心和自學(xué)能力,對(duì)社會(huì)、對(duì)未來(lái)樹(shù)立信心;打好醫(yī)學(xué)基礎(chǔ),為將來(lái)的自立和發(fā)展創(chuàng)造條件。

實(shí)習(xí)生的主觀能動(dòng)性的意識(shí)鍛煉要結(jié)合個(gè)性的特點(diǎn)。在帶教的過(guò)程中,我們要關(guān)心實(shí)習(xí)生個(gè)性的成長(zhǎng)。實(shí)習(xí)生的個(gè)性發(fā)展還不全面、不成熟,老師的為人師表、言傳身教對(duì)其個(gè)性的發(fā)展和世界觀的形成起著潛移默化的作用。因此,帶教老師如能有針對(duì)性的教育引導(dǎo),尤其是反復(fù)強(qiáng)化醫(yī)德醫(yī)風(fēng)教育,對(duì)學(xué)生良好個(gè)性的發(fā)展有著極大的影響。

3.2.2引導(dǎo)實(shí)習(xí)生樹(shù)立“以病人為中心”的實(shí)習(xí)觀念。“以病人為中心”是醫(yī)院尊重病人權(quán)益、社會(huì)要求的改革方向,教學(xué)模式的轉(zhuǎn)變也應(yīng)以此為依據(jù),因此提倡帶教老師要“授人以漁”,實(shí)習(xí)生也要樹(shù)立“以病人為中心”的實(shí)習(xí)觀念來(lái)適應(yīng)社會(huì)的發(fā)展。把病人和病案當(dāng)作臨床實(shí)習(xí)的第一教材和老師,把主要的精力和時(shí)間放在臨床上,以高度的熱情和責(zé)任感對(duì)待每一個(gè)病人,這樣才能做到主動(dòng)熟悉病史,掌握病程和診療方法,加強(qiáng)臨床思維能力的培養(yǎng),從而起到事半功倍的學(xué)習(xí)效果。