计量结构

计量结构（精选十篇）

计量结构 篇1

近年来, 我国宏观经济形势发生了重大变化, 经济发展速度加快, 居民收入稳定增加, 在国家连续出台住房、教育、医疗等各项改革措施和实施“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”经济政策的影响下, 全国各省市居民的消费支出也强劲增长, 消费结构发生了巨大的变化, 消费结构不合理现象得到了一定程度的改善。因此建立消费结构函数, 并进行系统分析, 对进一步改善我国居民的消费结构, 正确引导消费, 提高我国居民的消费水平和生活质量具有很大意义。

一、计量经济学定义

计量经济学 (Econometrics) 是经济学、统计学和数学的共生物, 属于数量性质的学科, 主要从不确定性角度研究经济现象之间客观存在的关系, 是在一定的经济理论指导下, 从实际问题的背景出发, 以大量的经济统计数据为原料, 综合运用统计学、数学、计算机等学科的科学方法, 通过建立合适的数学模型, 对经济关系做出定量的分析和估计。

二、城镇居民的消费结构函数

(一) 变量的选择

我们研究的对象是城市居民的消费水平和消费结构, 居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费, 由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异, 最具有直接可比性的是城市居民消费。而且, 由于各地区人口和经济总量不同, 只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较, 这正是可从统计年鉴中获得的数据变量。

(二) 收集有关数据

数据来源于统计年鉴2006-2009年收集的数据。根据数据, 城镇居民家庭消费支出共分作八项: (1) 食品; (2) 衣着支出; (3) 设用品及服务; (4) 医疗保健; (5) 交通和通讯; (6) 娱乐文教服务; (7) 居住; (8) 杂项商品及服务。

(三) 消费结构模型的建立

根据计量经济学原理, 结合上述《中国统计年鉴库》中提供的数据, 建立了城镇居民消费支出与食品、住房、娱乐文化服务、设备用品及服务的关系, 所选用模型为:ln Ytj=α+βln Xt+μtj

其中t从2006年到2009年, Ytj指第t年城镇居民用于第j项人均消费支出;Xt表示第t年城市居民人均可支配收入;其中称为第j项商品的需求弹性。α为参数, β为弹性系数。

(中国统计年鉴)

(四) 模型参数的估计

利用上文数据, 使用最小二乘法, 分别拟合食品、衣着、设备、医疗、交通、娱教、居住、杂项八个类别支出的恩格尔系数。用EVIEWS软件, 对上式进行普通最小二乘法估计, 计算出各项基本需求支出的估计值参数及弹性系数。结果如下表所示:

三、城市居民消费结构的综合分析

(一) 边际消费倾向分析

通过模型观察结果, 8种主要的消费需求的收入弹性均为正值, 表明随着城市镇居民收入的提高, 对消费的需求量也会随着增加, 但消费的侧重点不同。城市居民用于食品和设备用品及服务的需求弹性比较低, 而用于住房和娱乐文化服务方面的需求性相对比较高。这说明了随着收入的增加, 一般城镇居民不急于提高食品、设备用品及衣着的档次, 而是把更多的消费用于住房投资和娱乐文化方面。住房的需求收入弹性最高, 其余依次为娱乐文化服务、交通和通讯及衣着、食品。也就是说城镇居民对住房的需求量最为敏感对它的消费支出将随着收入的提高而占据更大的份额。当然, 消费结构的变化因素是复杂的, 并且主要取决于收入水平, 只有在收入水平达到一定高度的时候, 城镇居民的消费结构才会得到明显的变化。城市居民各年边际消费倾向主要在0.65-0.95之间, 个别年份很低, 总的来说消费倾向处于中等偏低水平, 即居民增加收入部分用作消费的比例不高。相比较而言, 在8大类消费支出中, 食品、家庭设备、文教娱乐的边际消费倾向较高, 说明这三项支出是当前居民消费支出的重点。食品、家庭设备的消费倾向呈下降趋势;而医疗保健、文教娱乐、交通通讯的消费倾向在不断上升。这里医疗保健支出的边际消费倾向最低, 主要是由于城镇公费医疗暗补的作用;文教娱乐的消费倾向也直保持在较高水平, 这充分表明人们对文教娱乐消费比较重视。从表中我们就可以看出2006年以来, 城市居民文教娱乐的边际消费倾向高于全国平均水平, 这一现象更加说明城市的消费结构正处于转型时期, 消费支出重点偏向教育、娱乐, 从生存型消费逐渐转向发展型和享受型消费。

(二) 弹性分析

弹性系数它表明收入每增加 (减少) 1%, 消费支出增加 (减少) 的百分比。β>1表明随着收入的增加, 该项消费支出占家庭消费支出的比例将不断增加;β=1表明随着收入的增加, 该项消费支出占家庭消费支出的比例将不变;β<1表明随着收入的增加, 该项消费支出占家庭消费支出的比例将不断减少。交通和通讯、娱乐文教服务、居住和杂项商品及服务收入弹性都大于1, 说明人们解决了基本生活问题后, 最关注的就是生活的质量, 交通通讯呈现出加快增长的势头。而食品作为生活必需品, 其弹性最小。因此随着城乡居民消费水平迅速提高, 消费结构开始从居民消费已从生存型向享乐和发展型转变, 居民消费层次分化日益明显, 高低收入家庭的消费水平差距扩大。

四、总结

通过以上计量经济学的实证分析, 表明在影响我国消费结构的诸多因素中, 居民的收入是最关键的因素。收入的水平、收入的形式在很大程度上决定了居民消费的数量和质量, 从而决定了消费结构的主要特点, 另外商品价格水平、社会、家庭、文化、心理等非经济因素对消费结构具有明显的影响。人们的消费观念从追求数量向追求质量转变;从注重物质消费向追求精神消费转变。在今后的十年到几十年中, 随着我国经济的高速增长, 城镇居民的消费结构将会发生更大的变化, 这就要求消费需求结构变动与产业结构变动保持一致。

参考文献

[1]吴沛楚晓东我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析[J]价值工程2007 (09)

教育结构与国民经济关系的计量 篇2

在得到人均国内生产总值与各主要因素间的数量关系后，通过分析模型方程中的各因素系数，总结我国各种不同层次的教育对我国国民经济的贡献程度，从而找出政府干预的主要着手点，以便改进我国的教育结构，从而更好的促进我国国民经济的增长。

关键词：教育结构;国民经济;线性回归

一、变量与数据的选取

新古典经济增长理论告诉我们，产出主要取决于资本存量，劳动力和技术水平。而这三者都与人口及其素质有很大关系。

人均国内生产总值综合代表了一个国家和地区的经济和社会发展水平,它是衡量经济发展水平的重要指标。所以，可以采用人均国内生产总值作为被解释变量。教育结构的则可用各层次学校的的在校生人数来描述。所以，我选用普通本、专科学校，中等职业学校及普通中学普通小学在校学生数为解释变量。

考虑到我国各地区的学校尤其是大专院校分布极为不均，东西部生产力差异巨大，而且人口流动相当迅速，采用截面数据已不能够说明不同的教育程度即教育结构对国内生产总值的影响。因此，我选取了从1985年至2009年的时间序列数据。(85年以前由于改革力度较大，故不宜采用。所用数据均来自中经网统计数据库)

二、模型设定

可把该模型设定为双对数模型，β系数为受教育程度不同规模对人均GDP的弹性。经济意义仍然成立。因此，可设定模型为：lnY=β0+β1ln X1+β2ln X2 +β3lnX3+μ

其中：

Y：人均国内生产总值GDP

X1：普通本、专科在校学生人数

X2：中等职业学校在校学生人数

X3：普通中学在校学生人数

三、模型检验与修正

(1)协整检验

对lnY，ln X1，ln X2 ，lnX3分别进行单位根检验。发现，它们都是非平稳序列。而且，lnY，lnX2是二阶单整序列，ln X1，ln X3是一阶单整序列。因此，它们之间可能存在协整。

用OLS方法得到估计的回归模型为：

logY=-10.04816+ 0.127732log X1+ 2.302361logX2 +0.431924logX3 +e对残差项e进行ADF检验

从检验结果看，在1%，5%，10%三个显著性水平下，单位根检验的临界值分别为-3.752946，-2.998064，-2.638752，t检验统计量值-4.079661小于相应临界值，残差e不存在单位根，从而表明变量之间是协整的关系。所以，模型设定应是正确的。

(2)异方差ARCH检验

(n-1)R2 = 0.470381，在a=0.05下，查卡方分布表的临界值χ20.05 (1)=3.8415，

(n -1)R2 <χ20.05 (1) 所以接受原假设，表明模型中不存在异方差。

(3)自相关检验及修正

对样本为25，三个解释变量模型，5%显著水平，查DW统计表可知，dl=1.123，du=1.654，模型DW=1.367896 采用广义差分法对自相关进行修正。得到回归结果为：

经过广义差分法修正后，DW值有所提高，自相关得到一定消弱

现在样本为24个，dl=1.013，du=1.775，DW=1.676698 采用科克伦-奥克特迭代法进行修正。

经过三次迭代后，得到回归方程为：

四、模型分析与建议

从模型方程中可看出：

首先，模型的可决系数，修正可决系数及F值都很高。这说明该模型的拟合优度效果不错，即各层次学校在校生人数对人均国内生产总值的联合影响是显著的。

其次，X1 X2 X3的系数均为正，且t值都较为显著，即各个不同层次学校的在校学生数对人均国内生产总值都有一定的贡献。

其中，中等职业教育的规模对人均国内生产总值的变化弹性为2.106119，说明中等职业教育对国民经济的增长有规模效应。普通本专科教育的规模对人均国内生产总值的变化弹性为0.419733l，说明高等教育对国民经济的增长并没有达到应有的效果。普通中学的教育规模对人均国内生产总值的变化弹性为0.360592，这与人们的普遍认知是一致的。

中等职业教育的规模的`变化对人均国内生产总值的变化弹性最大，而高等教育和初等教育的规模的变化对人均国内生产总值规模的变化弹性均很小，这与西方一些国家如大力发展职业教育的德国的发展经验是一致的。

因此，国家应当大力加强对中等职业教育的支持，把普及九年义务教育提升到普及中等职业教育，这样才能更大的促进GDP的增长。此外，模型还表明高等教育对国民经济的贡献明显不足，这说明高等教育的成果并未能有效地转化为生产力。

国家应当加大对高等教育的改革，以期使高等教育发挥其对国民经济应有的贡献。

参考文献：

[1]伍德里奇.计量经济学导论[M].北京：中国人民大学出版社，2009.

[2]崔玉平.教育对经济增长贡献率的估算方法综述[J].教育研究,1999.

[3]何颖.职业教育规模与人均GDP的数值关系研究[J].中南大学学报,2008.

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教育结构与国民经济关系的计量分析 篇3

关键词：教育结构；国民经济；线性回归

一、变量与数据的选取

新古典经济增长理论告诉我们，产出主要取决于资本存量，劳动力和技术水平。而这三者都与人口及其素质有很大关系。

人均国内生产总值综合代表了一个国家和地区的经济和社会发展水平,它是衡量经济发展水平的重要指标。所以，可以采用人均国内生产总值作为被解释变量。教育结构的则可用各层次学校的的在校生人数来描述。所以，我选用普通本、专科学校，中等职业学校及普通中学普通小学在校学生数为解释变量。

考虑到我国各地区的学校尤其是大专院校分布极为不均，东西部生产力差异巨大，而且人口流动相当迅速，采用截面数据已不能够说明不同的教育程度即教育结构对国内生产总值的影响。因此，我选取了从1985年至2009年的时间序列数据。（85年以前由于改革力度较大，故不宜采用。所用数据均来自中经网统计数据库）

二、模型设定

可把该模型设定为双对数模型，β系数为受教育程度不同规模对人均GDP的弹性。经济意义仍然成立。因此，可设定模型为：lnY=β0+β1ln X1+β2ln X2 +β3lnX3+μ

其中：

Y：人均国内生产总值GDP

X1：普通本、专科在校学生人数

X2：中等职业学校在校学生人数

X3：普通中学在校学生人数

三、模型检验与修正

（1）协整检验

对lnY，ln X1，ln X2 ，lnX3分别进行单位根检验。发现，它们都是非平稳序列。而且，lnY，lnX2是二阶单整序列，ln X1，ln X3是一阶单整序列。因此，它们之间可能存在协整。

用OLS方法得到估计的回归模型为：

logY=-10.04816+ 0.127732log X1+ 2.302361logX2 +0.431924logX3 +e对残差项e进行ADF检验

从检验结果看，在1%，5%，10%三个显著性水平下，单位根检验的临界值分别为-3.752946，-2.998064，-2.638752，t检验统计量值-4.079661小于相应临界值，残差e不存在单位根，从而表明变量之间是协整的关系。所以，模型设定应是正确的。

（2）异方差ARCH检验

（n-1）R2 = 0.470381，在a=0.05下，查卡方分布表的临界值χ20.05 (1)=3.8415，

（n -1）R2 <χ20.05 (1) 所以接受原假设，表明模型中不存在异方差。

（3）自相关检验及修正

对样本为25，三个解释变量模型，5%显著水平，查DW统计表可知，dl=1.123，du=1.654，模型DW=1.367896

采用广义差分法对自相关进行修正。得到回归结果为：

经过广义差分法修正后，DW值有所提高，自相关得到一定消弱

现在样本为24个，dl=1.013，du=1.775，DW=1.676698

采用科克伦-奥克特迭代法进行修正。

经过三次迭代后，得到回归方程为：

四、模型分析与建议

从模型方程中可看出：

首先，模型的可决系数，修正可决系数及F值都很高。这说明该模型的拟合优度效果不错，即各层次学校在校生人数对人均国内生产总值的联合影响是显著的。

其次，X1 X2 X3的系数均为正，且t值都较为显著，即各个不同层次学校的在校学生数对人均国内生产总值都有一定的贡献。其中，中等职业教育的规模对人均国内生产总值的变化弹性为2.106119，说明中等职业教育对国民经济的增长有规模效应。普通本专科教育的规模对人均国内生产总值的变化弹性为0.419733l，说明高等教育对国民经济的增长并没有达到应有的效果。普通中学的教育规模对人均国内生产总值的变化弹性为0.360592，这与人们的普遍认知是一致的。

中等职业教育的规模的变化对人均国内生产总值的变化弹性最大，而高等教育和初等教育的规模的变化对人均国内生产总值规模的变化弹性均很小，这与西方一些国家如大力发展职业教育的德国的发展经验是一致的。因此，国家应当大力加强对中等职业教育的支持，把普及九年义务教育提升到普及中等职业教育，这样才能更大的促进GDP的增长。此外，模型还表明高等教育对国民经济的贡献明显不足，这说明高等教育的成果并未能有效地转化为生产力。国家应当加大对高等教育的改革，以期使高等教育发挥其对国民经济应有的贡献。

参考文献：

[1]伍德里奇.计量经济学导论[M].北京：中国人民大学出版社，2009.

[2]崔玉平.教育对经济增长贡献率的估算方法综述[J].教育研究,1999.

[3]何颖.职业教育规模与人均GDP的数值关系研究[J].中南大学学报,2008.

蒸汽流量计量系统的结构与原理 篇4

现将各部分分析如下。

1 压力变送器

当压力直接作用在测量膜片的表面, 使膜片产生微小的形变。测量膜片上的高精度电路将这个微小的形变变换成为与压力成正比的高度线性、与激励电压也成正比的电压信号, 然后采用专用芯片将这个电压信号转换为工业标准的4-20m A电流信号或者1-5V电压信号。

由于测量膜片采用标准化集成电路, 内部包含线性及温度补偿电路, 所以可以做到高精度和高稳定性。变送电路采用专用的两线制芯片, 可以保证输出两线制4-20m A电流信号, 方便现场接线。

2 差压变送器

差压是指两个压力p1和p2之差, 又称压力差。差压变送器的差压测量单元测量管道的左右两侧存在的压力, 压力使差压变送器内部的膜片发生位移, 位移量值决定差压变送器测量值的大小, 变送单元把测量值传送到转换单元, 转换为4-20m A电流信号或1-5V电压信号。差压变送器采用两线制接线。

3 温度变送器

现场测量单元是通过采集热电阻 (如pt100) 或热电偶的信号, 变送单元把测量单元的测量值进行转换, 继而转换成4-20m A输出电流或0~5V的输出电压。温度变送器采用两线制或三线制接线。

4 孔板流量计

在图1中, 孔板流量计用在蒸汽计量时, 由于结构简单、维修方便、性能稳定、使用可靠被大量使用。孔板流量计是将标准孔板差压变送器、温度变送器及压力变送器配套组成的高量程比差压流量装置, 可测量气体、蒸汽、液体及天然气的流量, 广泛应用于石油、化工、冶金、电力、供热、供水等领域的过程控制和测量。

4.1 孔板流量计参数概述

(1) 公称直径:15mm≤DN≤1200mm。 (2) 公称压力:PN≤10MPa。 (3) 工作温度:-50℃≤t≤550℃。 (4) 精度:0.5级, 1级。

4.2 流量孔板的结构和外形

流量孔板由标准孔板、取压装置、环室、取压法兰、夹持环、导压管、连接法兰 (国家标准、各种标准及其它设计部门的法兰) 、紧固件组成。

4.3 孔板流量计工作原理

在充满流体的管道内, 安装一个一次装置。当流体流过时, 由于管道截面积突然减小, 流束形成局部收缩, 从而使流速增加, 该处的静压降低, 一次装置的上游侧和下游侧 (或喉部) 之间就产生一个静压差。根据流体连续性方程和伯努利原理, 就可进行流量测量。

4.4 安装

(1) 可水平、垂直或倾斜安装, 应保证管内充满液体。 (2) 节流装置前、后直管段应是直的, 无肉眼可见弯曲, 同时应是圆的, 内壁应洁净, 无凹坑与沉淀物。节流装置前, 应保证5D管径是直的;节流装置后, 应保证10D管径是直的。 (3) 垂直度:直流件装置在管道中, 其前端面必需与管道轴线垂直, 允许的最大不垂直度不得超越±1°。 (4) 节流件装置在管道中后, 其开孔必需与管道同心, 其允许的最大不同心度ε不得超越下列公式计算后果:ε≤0.015D (1/β-1) 。 (5) 在管道上流量孔板前5D处, 开孔安装铠装温度变送器。 (6) 节流安装在工艺管道上的装置, 必需在管道清洗吹扫后停止。

4.5 良好的特性

(1) 高精度, 完善的自诊断功能。 (2) 计算机可同时显示累计流量、瞬时流量、压力、温度。 (3) 具有在线、动态全补偿功能外, 还具有自诊断、自行设定量程。 (4) 计算机可记录3年的用汽记录供查询。 (5) 稳定性高。

4.6 缺点

(1) 压力损失大。 (2) 孔板以内孔锐角线来保证精度, 因此对腐蚀、磨损、结垢、脏污敏感, 长期使用精度难以保证。 (3) 采用法兰连接, 易产生跑、冒、滴、漏问题, 增加了维护工作量。

参考文献

计量结构 篇5

本文对用助熔剂提拉法生长的.两种化学计量比LiNbO3晶体进行了测试分析,并与同成分LiNbO3晶体相比较.通过差热分析和X射线粉末衍射测试,得出随着晶体中Li2O含量的增加,其居里温度变高,晶格常数变小.用酸腐蚀晶体,通过直接观察和金相照片,分析其畴结构,得出SLN11是单畴生长,首次观察出SLN19晶体在Z切面上出现了三块面积较大的对称反畴区,将其称为区域性单畴.另外,还对晶体在(001)方向抛光面的不同位置测量了其回摆曲线,得到了其中SLN19晶体有着较完整的结晶面.期望通过改变生长参数,长出完全单畴且更加接近化学计量比的LiNbO3晶体.

作 者：孙敦陆 杭寅 张连瀚 钱小波 李世峰 徐军 罗国珍 祝世宁 朱永元 周圣明 作者单位：孙敦陆,张连瀚(中国科学院安徽光学精密机械研究所,合肥,230031;中国科学院上海光学精密机械研究所,上海,21上光富晶光电材料有限公司,昆山,215316)

杭寅,钱小波(中国科学院上海光学精密机械研究所,上海,201821;上光富晶光电材料有限公司,昆山,215316)

李世峰(上光富晶光电材料有限公司,昆山,215316)

徐军(中国科学院上海光学精密机械研究所,上海,201821)

罗国珍,祝世宁,朱永元(南京大学固体微结构国家重点实验室,南京,210093)

周圣明(安徽大学物理系,合肥,230031)

计量结构 篇6

一、管理信息成本计量属性

1. 市场价格是管理信息成本的计量基础。

管理信息成本包括管理信息结构成本、管理信息系统成本、管理信息流成本和管理信息失真成本, 每一种成本的计量都必须以市场价格为基础。管理信息结构成本中的人工成本、业务成本等以过去的市场价格为计量基础;管理信息系统成本中的软硬件成本的计量在不同的状态下选择的市场价格不一样, 可能是过去的市场价格 (如管理信息设备的账面余额) , 也可能是现在或将来的市场价格;管理信息流成本一般以过去的市场价格为基础 (如购买管理信息商品的成本) ;管理信息失真成本主要是指由于管理信息失真而给企业管理带来的损失或纠正支出, 这些成本的计量, 既可能以过去的市场价格为基础 (如纠正支出) , 又可能以现在或未来的市场价格为基础 (如损失量的估计) 。在进行管理信息成本计量时可以选择不同的计量属性, 其实质是对不同市场价格的选择。

2. 管理信息成本计量属性的选择。

目前常用的会计计量属性有五种, 即历史成本、现行成本 (或重置成本) 、公允价值、可变现净值和未来现金流量现值。对于不同的管理信息成本, 在不同的状态下可以选择不同的计量属性, 从而实现管理信息成本控制目标。在选择计量属性时, 为了实现多元化管理信息成本控制目标, 企业可以采用这样的计量模式:基于财务会计系统的计量以历史成本为计量基础;基于财务分析及管理会计系统的计量可兼用历史成本和其他计量属性。

二、管理信息成本计量结构

1. 管理信息成本的构成。

基于成本源的企业管理信息成本包括管理信息结构成本、管理信息系统成本、管理信息流成本和管理信息失真成本四个部分。基于管理层次的管理信息成本包括跨企业间组织管理信息成本、战略管理信息成本、管理控制信息成本和作业管理信息成本四个变量。基于成本源的管理信息成本的四个组成部分与基于管理层次的管理信息成本的四个构成变量相互交融, 具体如图1所示。

图1中各成本项目之间不是一一对应的关系, 而是相互交融的关系。其分析的顺序是自上而下的:跨企业间组织管理信息成本→战略管理信息成本→管理控制信息成本→作业管理信息成本。跨企业间组织运用价值链分析工具, 评价管理信息成本的相关性和决策有用性;公司战略层运用价值链分析工具, 进行成本链相对成本优势分析;管理控制层编制管理信息成本预算, 进行成本过程控制分析;作业层计算特定对象成本, 利用成本动因分析进行成本控制。

然而, 管理信息成本计算的顺序恰恰相反, 是自下而上的:首先, 作业层进行原始成本记录和成本计算;其次, 管理控制层利用基础成本信息进行成本预算控制;再次, 公司战略层利用作业层与管理层的成本信息进行战略决策分析;最后, 跨企业间组织利用前三项管理形成的成本信息进行跨企业间组织内的协作管理决策分析。

2. 开放式的管理信息成本系统。

陈良华教授 (2002) 指出:“未来成本计量模式应该突破会计账户系统, 在账户系统之外构建一个开放系统”。管理信息成本是一种新的成本形态, 根据图1可知, 作业管理信息成本计量是管理信息成本计量的基础。作业管理信息成本计量既要考虑正确性和可行性, 又要考虑其他管理层次的需要。构建开放式的管理信息成本系统要求做到以下几点: (1) 合理设计成本对象。一般来说, 成本对象是多维的, 包括服务、项目、作业和计划等。对作业管理信息成本对象的确定要谨慎, 因为增加一个成本对象, 系统数据处理量将呈级数倍增加。 (2) 根据不同的成本对象确定直接成本和间接成本。直接成本采取追溯法直接计入特定成本对象, 间接成本则需要分配计入。 (3) 科学划分成本等级, 确定汇总逻辑关系。根据不同的成本动因确定合理的成本等级, 并进行汇总, 有利于不同层次管理者分析和控制成本。 (4) 利用价值链分析工具确定间接成本库和寻找合适的成本动因。设计合理的成本库有利于进行成本动因分析, 有利于找出价值链上的不增值活动或低效活动, 从而采取相应的措施降低管理信息成本。另外, 在正常情况下应将成本动因作为管理信息成本分配的基础。

3. 一体化的管理信息成本计量结构。

约翰逊和卡普兰指出, 目前的成本会计系统试图实现三个目标: (1) 将部分期间成本分配到产品, 以便能及时编制财务报表; (2) 为成本中心管理者提供过程控制信息; (3) 为产品和经营管理者提供产品成本数据。然而, 由于财务会计的思想已占主导地位, 传统的管理信息成本计量模式依附于财务会计体系, 存在先天结构性缺陷, 只能实现第一个目标, 而无法很好地实现后两个目标, 难以及时、准确和真实地提供对管理决策有用的成本信息。因此, 一体化的管理信息成本计量结构要求管理信息成本计量突破财务会计系统的束缚, 实现财务会计核算系统与管理成本计量系统的内在一体化, 即数据相互关联而不是相互独立。在一体化系统设计思想下, 按“信息共享、数据相融”的原则, 在管理信息成本数据进入会计账簿系统时, 要通过设立“屏障”使成本数据符合会计准则的要求。

4. 管理信息成本计量的数据结构。

传统成本数据的流向是:财务会计系统→管理会计系统→业务系统。基于这种成本数据流向设计的成本信息系统存在着固有的缺陷, 无法从根本上解决成本信息与物流、人流和资金流不相匹配的问题。管理信息成本计量模式中的数据流向应该与之相反, 应由业务系统流向管理会计系统直至财务会计系统。业务部门发生的活动应被实时记录, 形成物流、人流、资金流相匹配的信息数据。这类原始数据信息需要占用极大的存储空间, 对于财务会计而言, 所需要的信息十分有限, 因而可以从业务数据库中获取符合会计准则要求的成本信息, 录入会计账簿系统, 从而使大量不符合会计准则要求的信息被屏蔽在会计账簿系统之外。

三、管理信息成本计量模式

1. 管理信息成本计量模式的选择。管理信息成本计量模式的设立面临着选择“双轨制”还是“单轨制”这一问题。

双轨制计量模式是指在现有的成本会计计量体系之外, 另行建立一套管理信息成本计量体系, 对管理信息成本进行单独计量。双轨制模式不仅能使现行成本会计不受任何影响, 而且能使管理信息成本计量按有关会计制度和会计准则的规定严格进行, 并从不同的角度提供不同的成本信息, 有利于企业内部管理决策和成本控制。但是, 这必然会增加成本计量的工作量, 并且有可能导致信息的不一致甚至完全不同。单轨制计量模式是指将管理信息成本计量与现行成本计量有机结合, 形成一套既满足会计制度和会计准则要求又能为管理信息成本控制服务的成本计量体系。不同成本计量对象在同一计量程序和方法下相互衔接, 是单轨制模式的一大特点。单轨制管理信息成本计量模式是现行成本会计框架下的次级模式, 具有工作量小、简便易行、能够提供更为可靠和相关的成本信息等优点。

通过分析双轨制模式和单轨制模式, 笔者认为, 单轨制模式在现行环境中更具可行性和可操作性, 它既能满足企业内部管理决策的需要, 又能满足企业各利益相关者的成本信息需求。因此, 下面所构建的管理信息成本计量模式是以单轨制模式为基础的。

2. 管理信息成本计量的一般模式。

1998年, 卡普兰和库珀在《成本与效益》一书中提出了“成本系统演进四阶段模型”, 并详细描述了已近成熟期的组织的成本管理系统的演进过程:第一阶段, 系统不符合常规报告要求, 很难提供产品、客户和运营方面的成本信息, 不能用于战略控制;第二阶段, 系统是基于财务报告的编制需求产生的, 但不能提供高质量的决策信息, 经常歪曲成本和利润且不能及时反馈信息;第三阶段, 系统是专门化的, 要求财务会计系统与成本会计系统使用一个数据库, 并出现了作业成本会计和业绩评价系统;第四阶段, 模型是完整的、系统的, 可以为战略经营决策提供统一的报告系统, 所有财务数据和生产经营数据包括预算和实际信息都是相互关联的。因此, 根据前面的论述和第四阶段模型的特点, 可以构建如下管理信息成本计量模式, 见图2。

本文构建的管理信息成本计量模式具有如下特点: (1) 充分体现了会计目标。该模式下形成和提供的会计信息既能反映经营管理者的受托责任, 又能满足企业各利益相关者的决策需要。 (2) 实现了不同管理信息成本的有机融合。该模式根据管理者的不同需求, 既能提供基于成本源的不同的管理信息成本, 也能提供基于管理层次的不同的管理信息成本。

摘要：管理信息成本是新形态的企业成本。本文首先分析了管理信息成本的计量属性和计量结构, 然后提出了管理信息成本的计量模式。

关键词：管理信息成本,计量属性,计量结构,计量模式

参考文献

[1].葛家澍, 林志军.现代西方会计理论.厦门:厦门大学出版社, 2001

[2].葛家澍, 徐跃.会计计量属性的探讨——市场价格、历史成本、现行成本与公允价值.会计研究, 2006;9

计量结构 篇7

一、管理信息成本的计量属性——两种系统中“择优选用”

“会计计量是由计量尺度、计量单位、计量属性和计量对象所组成的一个系统”[1]。其中, 计量属性是指计量客体的特征或外在表现形式。不同的计量属性, 会使相同的会计要素表现为不同的货币数量, 从而使会计信息反映的财务成果和经营状况建立在不同的计量基础上, 即建立在选用不同的会计目标上。但是, 经济的发展需要多种多样的会计信息, 使会计目标呈现多元化的趋势。因此, 如何选择计量属性, 形成能够达到会计目标的计量模式, 是管理信息成本计量中的重要问题。

(一) 市场价格是管理信息成本计量的基础

在交易市场上, 商品的价值量总是要向以货币表示的价格量转化的, 因此, 货币在交易中承担了两个职能:“一方面, 把货币作为计量单位, 这时的货币, 不是也不需要是现实的货币, 而是观念上的货币, 通常为各国各地区法定流行的货币”;“另一方面, 用货币作为计量价值量即价格量的尺度, 通常指在活跃市场上购买一项资产或清偿一项负债的价格, 即市场价格或交换价格” [2]。可见, 市场价格存在于市场交易或事项中, 是交易或事项标的物的价值体现。

市场价格与计量属性之间存在什么样的关系?葛家澍等 (2006) 认为, 市场价格是所有计量属性的基本概念, 其他计量属性如历史成本、现行成本、现行销售 (脱手) 价格都来自市场价格, 市场价格是初始计量的基础。在企业财务会计中, 企业持有的资产、负债和净资产以及引起它们变化的交易和事项, 只能借助于市场价格 (及其转化形式) 才能保证进行同质的量化描述。市场价格是会随着时间经常发生变化的, 按照时态, 市场价格可分为过去的、现在的和未来的3种。过去的市场价格在会计中的反映是:过去已经发生的交易和事项, 在其发生时, 买卖双方所达成的按那时的相同商品在活跃市场上的报价, 或参照这一报价在双方自愿的基础上所作调整的成交金额。这种成交金额在会计上会转化为历史成本, 即过去的市场价格转化为会计的历史成本。可变现净值的获取也要依赖于资产现在或未来所能实现的市场价格, 在此基础上扣除相关成本、税费, 即现在或未来的市场价格是获得可变现净值的基础。诚如葛家澍教授等指出, 从广义上看, 以过去的市场价格为基础或由其转化而来的历史成本, 由现行市场价格转化而来的现行成本 (买入价) 和脱手价格 (卖出价) 都是属于公允价价值。它意味着:交易双方基于自愿并非被迫, 是各自认为有利的价格。“市场价格是会计的一切计量属性的基础。市场价格是会计计量最公允的估计。”张为国教授等 (2000) 也有类似的论述, “在市场经济中, 市场价格是可以观察到的、由市场价格机制所决定的, 市场交易各方承认和接受的。历史成本就是过去的市场价格, 现行成本是当前的市场价格, 它们都是用于会计计量, 由市场价格转化的形式。”[3]

管理信息成本包括管理信息结构成本、管理信息系统成本、管理信息流成本和管理信息失真成本, 每一种成本的计量都必须以市场价格为基础。管理结构成本中的人工成本、业务成本等是以过去的市场价格为基础;管理信息系统成本中的软硬件成本在不同的状态下选择的市场价格标准不一样, 可能是过去的市场价格 (如管理信息设备的账面余额) , 也有可能是现在的 (如管理信息设备的提取减值时) 或将来的市场价格 (如接受捐赠的、无活跃市场的管理软件) ;管理信息流成本一般是以过去的市场价格 (如购买管理信息商品的成本) 为基础;管理信息失真成本主要指由于管理信息失真而给企业管理所带来的损失或纠正支出, 这些成本的计量, 既可能以过去的市场价格为基础 (如纠正支出) , 又可能以现在或未来的市场价格为基础 (如损失量的估计) 。针对管理信息成本的计量可以选择不同的计量属性, 这实质上都是不同市场价格的选择。

(二) 管理信息成本计量应遵循的原则

1.权责发生制原则。

从本原则出发, 为获取管理信息在本期发生的成本费用, 不论款项是否支出, 均应计入本期的管理信息成本;凡不属于本期管理信息负担的费用, 即使款项已经支付, 也不能计入本期管理信息成本。

2. 配比原则。

按照本原则, 本期发生的成本费用, 如果在本期不能受益, 其成本费用不应计入 (至少不应全部计入) 本期损益, 应在以后受益期内分期摊销。这里的配比原则只能是期间配比, 不可能实现对象配比, 因为管理信息的特殊用途, 决定了管理信息成本发生后不一定会形成价值;即使创造了价值, 在现在计量模式下也难以准确计量, 更难实现与成本的配比。

3. 相关性原则。

在传统会计的框架中, 会计计量既重视会计信息的可靠性, 又重视会计信息的相关性。但在可靠性和相关性发生矛盾时, 更多的时候选择了可靠性。而管理信息具有很强的对象性。在社会生产经营过程中, 各经济主体有相对的独立性, 它们内部的调控信息只有在内部“信道”中传递。因此, 计量时要把具体的管理信息、具体的市场和具体的应用环境联系起来。

4.未来收益原则。

资产是由过去的交易、事项形成并由企业拥有或控制的, 预期会给企业带来经济利益的资源。传统会计对资产的确认是基于过去的交易、事项的发生, 但对于管理信息而言, 并非都由过去的交易、事项所形成, 因此只能根据它所提供的未来经济利益来衡量。

5.协同原则。

传统会计对于资产的确认是基于会计主体和单个资产假设来进行的。但管理信息的价值并不表现在主体是否拥有或控制本身, 而必须经过恰当的协同效应的分析和市场比较才能确认。所以, 其确认应该是一种非主体化的协同原则和市场评估标准。

6.风险原则。

在充满风险和不确定性的市场环境中, 为保证会计信息的可靠性, 计量时应充分考虑谨慎性原则。而管理信息的确认是基于未实现的未来利益, 对它的确认应采用风险原则, 以便把企业在充满风险和不确定性的市场环境中可能实现的财富和经营风险充分表现出来。

(三) 管理信息成本计量属性的选择

对计量属性的种类, 无论是理论方面还是实务方面, 都已形成共识, 共有5种计量属性, 即历史成本、现行成本 (或重置成本) 、公允价值、可实现净值 (或可变现净值) 和未来现金流入量现值。它们各有特点和局限性, 而且为满足不同的要求而产生, 在达到多元化会计目标的计量过程中, 各有利弊。但无论它们各自具有什么样的优缺点, 这5种计量属性同样适用于管理信息成本的计量过程, 不同的管理信息成本内容在不同的状态下可以选择不同的计量属性, 从而实现管理信息成本控制目标。

会计目标是会计信息系统的运行方向, 不同的目标要求选择不同的计量属性作为计量基础。当然, 在现代市场经济中, 很难基于会计目标和会计计量的直线联系进行一一对应的选择。面对错综复杂的经济行为, 单一计量属性构成的计量模式无法实现各方提出的多元化信息 (包括成本信息) 要求。因此, 单一的计量属性、单一的会计目标, 不能满足各方面会计信息使用者的需要, 在对管理信息成本进行计量时, 必须多种计量属性共用, 在不同系统中各有侧重, 形成一个管理信息成本计量属性模式。

在进行计量属性的选择时, 只有使多种计量属性共存并相互配合, 才能够实现多元化管理信息成本控制目标。因此, 企业可以采用这样的计量属性模式:基于财务会计系统的计量以历史成本为计量基础 (即使用历史成本财务报表) ;基于财务分析及管理会计的计量可采取历史成本和其他计量属性并存, 择优选用。

二、管理信息成本计量的结构——成本信息的“分”与“合”

(一) 管理信息成本计量的4类变量结构

基于成本源的企业管理信息成本包括管理信息流成本、管理信息系统成本、管理信息结构成本和管理信息失真成本4个部分, 基于管理层次的管理信息成本包括跨企业间组织管理信息成本、战略管理信息成本、管理控制信息成本和作业管理信息成本4个变量。基于成本源的管理信息成本的4个变量构成与基于管理层次的管理信息成本构成相互交融 (见图1) 。其分析的顺序是自上而下:跨企业间组织管理信息成本—战略管理信息成本—管理控制信息成本—作业管理信息成本。跨企业间组织运用网络分析、价值链分析工具, 分析“价值星系”中管理信息成本的相关性和决策有用性;公司战略层次运用价值链分析工具, 进行“成本链”相对成本优势分析;管理控制层制定管理信息成本预算, 进行成本过程控制分析;作业层计算特定对象成本, 利用成本动因分析进行成本改善。然而, 管理信息成本计算的顺序恰恰相反, 应是自下而上:作业层进行原始成本记录和成本计算;管理控制层利用成本基础信息汇集进行成本预算控制;而公司战略层则利用作业层与管理层的成本信息进行战略决策与分析;跨企业间组织则利用前3项管理形成的成本信息进行企业间组织内的协作管理决策分析。

注:图中各成本之间不是一一对应关系, 而是相互交融的

(二) 开放式的管理信息成本系统结构

陈良华 (2002) 指出:“未来成本计量模式应该突破会计账户系统, 在账户系统之外构建一个开放系统”[4] 。管理信息成本是一种新的成本形态, 根据上述基于成本源的的4类变量可知, 作业层次的成本系统是基础。作业管理信息成本既要考虑成本计量的正确性和可行性, 又要考虑前3个更高管理层次的需要。开放式的管理信息成本系统结构要求: (1) 合理设计成本对象。一般成本对象是多维的, 包括服务、项目、作业、计划等。作业管理信息成本对象数量确定要谨慎, 因为增加一个成本对象, 系统数据处理量将以几何级数增加。 (2) 根据不同的成本对象决定直接成本和间接成本。管理信息成本中的直接成本和间接成本是动态的。直接成本采取追溯法直接计入特定成本对象, 间接成本则需要分配计入。 (3) 科学划分成本等级, 确定汇总逻辑关系统。根据不同的成本动因确定合理的成本等级, 并进行汇总, 有利于不同层次管理者分析成本。 (4) 价值链分析工具, 确定间接成本库数量和寻找合适成本动因。设计合理的成本库有利于进行成本动因分析, 有利于找出价值链上不增值或低效活动, 采取措施降低管理信息成本。另外, 在正常情况下应将成本动因作为管理信息成本分配基础。 (5) 选择合理的成本计算制度。实际工作中, 单纯的成本计算制度不常用, 大多是混合成本计算制度。

(三) 一体化的管理信息成本计量结构

约翰逊和卡普兰 (H.T.Johnson & Robert S.Kaplan, 1987) 指出, 目前的成本会计系统试图满足3个目标: (1) 将部分期间成本分配到产品, 以便能及时编制财务报务; (2) 为成本中心管理者提供过程控制信息; (3) 为产品和经营管理者提供一个产品成本估计数据。然而, 由于财务会计的思想已占主导地位, 传统的成本会计系统依赖于账户系统, 传统的管理成本计量模式依附于财务会计的账务体系, 存在结构性的先天缺陷, 只有第一个目标完成得较好, 却无法很好地满足多目标要求, 难以及时、准确和真实地提供用于管理决策的成本信息。因此, 一体化的管理信息成本计量结构要求管理信息成本计量系统突破财务会计系统的束缚, 实现财务成本计量系统与管理成本计量系统的内在一体化, 即数据相互关联, 而不是相互独立。在一体化系统设计思想下, 按“信息共享, 数据相融”的原则, 在管理信息成本进入会计账户数据库时, 要设立“屏障”以保证成本数据符合会计准则的法定性要求。

(四) 管理信息成本计量的数据结构

传统成本数据流向顺序是财务会计系统—管理会计系统—业务系统, 即会计交易事项通过输入凭证记入账簿系统, 由账簿系统向业务系统提供成本信息数据。基于这种成本数据流向设计的成本信息系统存在着固有的缺陷, 无法从根本上克服成本信息与物流、人流和资金流匹配的问题。管理信息成本计量模式中的数据流向应该恰好相反, 由业务系统流向管理会计系统直至财务会计系统。业务部门发生活动立即被实时地记录下来, 形成物流、人流、资金流“三流”相匹配的信息数据, 这类原始状况信息需要占用极大的存储空间。对于外部财务会计而言, 所需信息十分有限, 将从业务数据库中获取符合会计准则要求的成本信息, 记入会计账簿系统, 大量价值信息 (不符合会计准则要求) 被屏蔽在账簿系统之外。

三、管理信息成本计量的一般模式——“双轨制”下的现实选择

(一) 管理信息成本计量模式的选择

管理信息成本的计量模式面临着选择“双轨制”还是“单轨制”的问题。“双轨制”计量模式是指在现有的成本会计计量体系之外, 另行建立一套管理信息成本计量体系进行单独计量。“双轨制”模式能使现行成本会计不受任何影响而按有关会计制度和会计准则的规定严格进行, 并因从不同的角度形成不同的成本信息, 有利于企业内部管理决策和成本控制。但是, 分别按两套体系组织成本计量, 必然会增加计量工作量, 并且有可能导致信息的不一致性, 甚至完全不同。“单轨制”计量模式是指将管理信息成本计量与现行成本计量有机结合, 形成一套既满足会计制度和会计准则要求的、又能为管理信息成本控制服务的成本计量体系。不同成本计量对象在同一计量程序和方法下相互衔接, 是“单轨制”模式的一大特点[5]。“单轨制”管理信息成本模式是基于现行成本会计框架下的次级模式, 具有工作量小、简便易行的特点, 能够提供更为可靠和相关的成本信息, 并且实现了新型成本形态有效揭示和反映的目的。

通过对“双轨制”模式和“单轨制”模式的分析, 本文认为, “单轨制”管理信息成本计量模式在现行环境中具有可行性和可操作性, 它既能满足企业内部管理决策的需要, 又能实现满足相关者成本信息需求的目标。因此, 下面所构建的管理信息成本计量模式是基于单轨制模式前提下进行的。

(二) 管理信息成本计量的一般模式

1998年, 罗伯特·S·卡普兰 (Robert S.Kaplan) 和罗宾·库珀 (Robin Cooper) 在《成本与效益》一书中论述了“成本系统演进四阶段模型”, 并详细描述了已近成熟期的组织在生命周期过程中成本管理系统的演进[6]。其中, 第一阶段系统不符合常规报告要求, 很难提供产品、客户和运营成本计算的信息, 不适合进行战略控制;第二阶段系统是基于财务报告编制的需求产生的, 满足财务会计准则, 但不能提供高质量的决策信息, 经常歪曲成本和利润, 且不能及时反馈信息;第三阶段系统是专门化的, 要求财务会计系统与成本会计系统使用一个数据库, 并出现了作业成本会计和业绩评价系统;第四阶段模型是完整的、系统的, 可以为战略经营决策提供统一的报告系统, 所有财务和生产数据, 包括预算和实际信息都是相互关联的。实际上, 第四阶段模型是一个战略的、整合的成本管理系统, 是企业要达到的高层次系统。因此, 根据前面所述管理信息成本计量的变量结构、开放式结构、一体化结构和数据结构的要求, 以及第四阶段模型的特点, 可以构建管理信息成本计量模式 (如图2所示) 。

管理信息成本的计量模式具有如下特点: (1) 充分体现了会计目标。该模式下形成和提供的会计信息既能反映经营管理者的受托责任 (财务会计系统) , 又反能体现相关者的决策有用 (企业内部管理者主要使用管理会计信息进行决策, 外部其他相关者主要使用财务会计信息进行决策) 。 (2) 实现了不同管理信息成本的有机融合。该模式可以根据管理者的不同需求, 既能提供基于成本源的不同的管理信息成本, 也能提供基于企业管理层次的不同的管理信息成本。 (3) 促进了作业成本法与作业成本管理的运用。通过管理信息作业对间接成本进行分配, 对管理信息成本进行较为精确的计量, 实现间接成本分配、归集的科学化和合理化, 以便于成本分析和成本控制。

参考文献

[1]赵德武.会计计量理论研究[M].成都:西南财经大学出版社, 1997:13.

[2]葛家澍, 徐跃.会计计量属性的探讨——市场价格、历史成本、现行成本与公允价值[J].会计研究, 2006[9].

[3]张为国, 赵宇龙.会计计量、公允价值与现值[J].会计研究, 2000[5].

[4]陈良华.企业成本计量模式研究[J].经济理论与经济管理, 2002[10].

[5]林万祥, 苟骏.风险成本管理论[M].北京:中国财政经济出版社, 2006.

计量结构 篇8

一、Markov转移模型及贝叶斯估计方法

(一) Markov转移模型

Markov转移方法的主要研究对象是一个运行系统的状态和状态的转移, 该假设认为经济在某时刻处于何种状态的概率取决于历史上经济所处的状态, 特别是前一期所处的状态。比如经济一直处于高涨期, 那么我们有理由预测本期仍然处于高涨期, 正式地讲, 如果St的取值依赖于前t-r期的取值, 我们将这一过程称为r阶Markov转移过程;如果St的取值只依赖于前1期, 即St-1的取值, 那么这一过程称为1阶Markov转移过程。通过以上的假设, 我们可以将Markov转移模型表示如下, 这里所表示的是一个两状态的Markov链, 如果时间序列Xt满足:

其中, St是在{1, 2}中取值的Markov链, 转移概率为:

序列{a1t}、{a2t}都是零均值、有有限方差的独立同分步随机变量序列, 并且两序列之间是相互独立的。较小wi意味着模型在状态i上停留更长的时间。

(二) 贝叶斯估计方法

对于模型 (1) , 我们采用贝叶斯分析方法对基于未知状态变量的参数进行推测, 贝叶斯分析方法不同于传统的方法, 它把模型中的未知参数和不可观察的状态变量同时看成是随机变量, 对于状态变量St的推断是基于数据的先验分布。

令θ为所采用模型中的未知参数向量, X是数据。贝叶斯方法的基本思想是对参数预先指定一个先验分布然后与数据相结合作出推断。参数的先验分布可表示为P (θ) 。对于一个既定的模型, 用f (X|θ) 表示数据的似然函数, 那么由条件概率的定义可得:

从而得到边际分布公式为:f (X) =∫f (X, θ) dθ=∫f (X|θ) P (θ) dθ

式中的f (θ|X) 称为θ的后验分布, 通常情况下, 通过贝叶斯推断, 我们得到f (θ|X) ∝f (X|θ) P (θ) (4)

其中P (θ) 是先验分布, f (X|θ) 是似然函数。由 (4) , 并在似然函数f (X|θ) 的基础上作出统计推断, 就相当于用具有一个固定的先验分布的贝叶斯方法。

二、模型的建立

本文模型的建立, 是以Markov转移模型及C-D生产函数为基础的, C-D生产函数是我们非常熟悉的经济计量模型, 这里就不在介绍。因此, 三次产业与我国国民生产总值 (GDP) 的Markov转移模型可表示为:

其中Yt表示t时期的总产量, C1、α1、β1、γ1和C2、α2、β2、γ2分别

为未知参数, A、B、C分别代表三次产业结构的产出。模型中对Yt、A、B、C分别取对数, 则总产量意义下的增长率可表示为:Gt=InYt-In Yt-1, 令g=△Gt=Gt-Gt-1。则有当g>0时, St=1;当g<0时, St=2。设St的转移矩阵P为:

Pij表示状态变量St在t-1时刻为i状态, 转换到t时刻j状态的概率, 显然Pij满足:0

三、我国GDP与三次产业产出的Markov转移模型

(一) 数据说明

数据来源于国家统计局, 统计数据中的综合指标。因网站上2009年、2010年的数据尚未登载, 所以本文数据截取到2008年。

(二) 模型的确定

1. 转移矩阵的确定。

本文的Markov转移模型中, St是在{1, 2}中取值的Markov链, 其转移概率可表示为:P (St=2|St-1=1) =w, P (St=1|St-1=2) =w2, 用R软件中MSBVAR程序包求其转移矩阵为:

即转移矩阵为:

其中w1=P12=0.01680672, w2=P21=0.01923077。从转移矩阵结果可知, 模型在状态1下停留的时间较长。

2. 模型参数的贝叶斯估计。

抽取模型参数的5000个随机数得到模型参数θ1= (μ1, σ1) 和θ2= (μ2, σ2) 的后验分布。其中μ是系数向量, 即, μ1 (C1、α1、β1、γ1) , μ2 (C2、α2、β2、γ2) ;σ1和σ2分别是序列{a1t}, {a2t}的方差。得到的图形结果如下:

接下来, 根据先验分布和观察数据的抽样分布, 进行模型的拟合。

由计算结果我们可知:

由此可以得出我国GDP与三次产业产出之间的函数关系为:

从以上得出的我国GDP与三次产业产出之间的计量关系, 我们可以看出, 在GDP增长率为正的情况下, 三次产业增长对GDP增长的贡献率的和为0.20583+0.60149+0.20676≈1, 经济意义合理。从估计的结果看, 对GDP增长贡献最大的是第二产业, 几乎占3/5, 其次是第三产业, 最后是第一产业, 但是两者相差无几, 几乎各占约1/5。而在GDP增长率为负的情况下, 三次产业增长对GDP增长的贡献率的和为0.06807+0.58066+0.31401≈1, 经济意义也是合理。但从估计的结果看, 对GDP增长贡献最大的仍是第二产业, 占有1/2以上, 其次是第三产业, 最后是第一产业, 但是与第一种情况不同的是, 第一产业与第二、第三产业相差的很多, 第三产业约占3/10, 而第一产业只约占3/50, 说明三次产业结构的布局很不合理。

四、结论

我国经济的周期波动中确实存在“非对称”性, 而这种“非对称”性与产业结构不仅是密切相关, 而且产业结构是否合理是影响经济增长的重要因素之一。为此根据研究结果提出以下几点建议。第一, 第二产业在经济中始终起着拉动作用, 是经济增长的主力军, 所以, 要想使经济持续、稳定地发展, 一定要坚持发展第二产业, 把第二产业做大、做强。第二, 第一产业对经济增长的影响效应虽然很小, 但是对于第二产业来说起着重要的保证和支持作用, 所以, 既要有好的政策, 又要有现代的科技方法。第三, 因为第一产业和第二产业的又好又快地发展需要第三产业的大力支持, 而当前发展第三产业, 主要应该采用先进的科学技术, 提高现代管理水平, 从而使第三产业由劳动密集型转为技术密集型。

摘要：文章从经济学中经典的周期波动理论出发, 以贝叶斯估计方法为基础, 结合我国近几年三次产业结构发展现状, 采用改革开放以来我国GDP和三次产业产出等相关经济序列数据, 确定了我国自1978年以来各次产业在我国经济增长中份额的Markov转移模型, 并得到了模型参数的贝叶斯估计。最后, 据实证结果得出结论, 提出促进经济增长, 优化产业结构的一些政策性建议。

关键词：Markov转移模型,周期性波动,非对称性,贝叶斯方法

参考文献

[1].刘志迎.现代产业经济学教程[M].北京:科学出版社, 2007

[2].陈乐一.当前中国宏观经济分析—兼论现阶段中国经济周期的阶段[J].财经问题研究, 2001 (5)

[3].H.钱纳里, S.鲁宾逊, M.赛尔奎, 吴奇, 王松宝译.工业化和经济增长的比较研究[M].上海:上海人民出版社, 1995

[4].高鸿业.西方经济学[M].北京:中国人民大学出版社, 2000 (2)

[5].马建堂.周期波动与结构变动[M].湖南:教育出版社, 1990

[6].原毅军.经济增长周期与产业结构变动研究[J].中国工业经济, 1991 (6)

[7].袁阡佑.论产业结构对经济周期的作用[J].商业时代, 2005 (18)

[8].美]Ruey S.Tsay.潘家柱译.金融时间序列分析[M].北京:机械工业出版社, 2006

[9].孙瑞博.计量经济学的贝叶斯统计方法[J].南京财经大学学报, 2007 (6)

基于B/S结构的集中计量查询系统 篇9

Internet和Web技术的迅猛发展为信息系统的建设与实施提供了新的机遇,基于Internet技术的Browser/Server结构在软件开发过程中已经被广泛地采用。B/S结构和Web技术的结合,使得建立开放式、可扩展的计量信息网上查询系统成为可能,采用B/S体系结构充分实现了资源的共享,彻底改变了以往依靠纸质单据传递计量信息的工作方式,极大地提高了计量数据查询的效率和准确性。

2 总体构架设计

2.1 系统架构

昆钢集中计量查询系统的所有信息均来源于统一的数据库,但用户不直接对数据库进行操作。与用户对话的窗口是JSP程序编写的用户界面和Business Objects XI 3.1开发的报表界面,用户通过网络访问服务器上的Web页面,形成B/S三层体系结构,如图1所示。这样就大大减轻了客户端的载荷,降低了系统维护与升级的成本和工作量,从而节约了用户的总体成本(TCO)。以目前的技术来看,在局域网建立B/S结构的网络应用,并通过Internet/Intranet模式下数据库应用,使得开发过程中的风险易于控制、成本也是较低的。它是“一次到位”的开发,能实现不同的人员,在不同的地点,以不同的接入方式(例如LAN,WAN,Internet/Intranet等)访问共同的数据库,并且能够有效地保护数据平台和管理访问权限,特别是在Java这样的跨平台语言出现之后,通过B/S架构管理软件更是方便、快捷、高效。

2.2 开发平台

架构采用J2EE,操作系统采用Linux平台,Web服务器为tomcat,数据库采用Oracle10g,开发工具采用Eclipse,开发语言采用Java。

2.3 系统功能

具有查询权限的用户通过浏览器打开URL地址,到登录页面并输入用户名和密码,便可查看相关的电子单据和报表,并可根据需要进行排序、过滤而获取所需的结果。各部门用户只能查看自己权限范围内的单据。由于计量信息的数据量比较大,故系统实现分页显示。对需要保存的计量单据也可实现导出和打印功能。该集中计量查询系统在功能上几乎覆盖了所有类型用户的需求,为用户提供了方便。

2.4 数据库

系统采用的数据是来源于集中计量系统,数据库采用的是Oracle10g。其目的在于降低管理开销并且提高性能。Oracle 10g的新特性有:对高可用性的增强、新的Flashback能力、支持回滚更新操作等,同时具有较高的安全性,便于管理大量的用户。

3 实现步骤

3.1 概况

以My Ec Iipse插件为基础,在Eclipse编程环境中进行开发,采用了Servlet、Java Bean、JSP、Spring、Business Objects等技术。这样做的好处是:

(1)可以实现代码的重复利用。

(2)易编写、易维护、易使用。

(3)可以在任何安装了Java运行环境的平台上使用,而不需要重新编译。

(4)在JSP中编写静态HTML更加方便,更重要的是,借助内容和外观的分离,在页面制作过程中不同性质的任务可以方便地分开。

(5)Spring以统一的、高效的方式构造整个应用,并且可以将单层框架以最佳的组合揉和在一起而建立一个连贯的体系。

3.2 数据库技术

数据库采用了Oracle l0g,以PL/SQLDeveloper作为管理工具。

通过Spring来管理数据库连接池,当在Spring中配置数据源时,从数据源中返回的数据连接对象是本地JDBC对象的代理类,这是因为数据源需要改变数据连接一些原有的行为以便对其进行控制。

Spring大大降低了应用程序处理Large Object数据的难度。首先,Spring提供了Native Jdbc Extractor接口,用户可以在不同环境里选择相应的实现类从数据源中获取本地JDBC对象;其次,Spring通过Lob Creator接口屏蔽了不同数据厂商操作Large Object数据的差别,并提供了创建Lob Creator的LobHandler接口,用户只需根据底层数据库的类型选择合适的Lob Handler进行配置即可。

3.3 电子单据和报表实现

查询系统的报表通过Business Objects工具来实现,然后导入到报表服务器统一管理。

Designer允许universey分析者来设计企业代表数据结构。Business Objects是一种基于Web的领先查询和分析工具,旨在通过易于使用的环境和具备较高扩展性的平台让设计人员深入了解最大数量的用户,通过universey设计器可以很方便引入数据库数据创建模型,为Web展示提供接口。Web Intelligence可以提供:功能强大、基于Web的动态查询;对所有用户的综合、可靠分析;它是建立在经过验证、市场领先商务智能(BI)平台上的一种工具。

3.4 系统部署

集中计量查询系统是由My Eclipse部署后,再由操作系统的Tomcat服务来完成发布的,发布平台也要求安装JDK环境。JDK是运行环境,开发的所有Java程序都必须在该环境运行。Tomcat是一个轻量级应用服务器,在中小型系统和并发访问用户不是很多的场合下被普遍使用,是开发和调试JSP程序的首选。

3.5 系统实施效果

集中计量查询系统通过Tomcat发布后,各部门就可以通过Web浏览器进行访问了。系统根据不同的权限来访问相应的报表和单据。用户输入查询条件,并结合过滤和导出功能可以很方便地定位到自己需要的数据。

下面是权限模块的主要源码部分:

通过采用权限控制和BusinessObjects工具,实现了对特定用户提供具体查询的功能,由于集中计量系统的数据是基于专用网络的异步实时传输,所有的计量过程数据均被以统一的格式保存在数据库端,因此彻底改变了传统纸质单据的统计方式,不仅节约了打印耗材,同时还降低了手工统计出错的可能。图3是某部门执行查询功能的结果集合。

4 结语

通过采用B/S模式的体系结构,避免建立多层C/S模式的昂贵代价,实现计量信息的数据共享,降低了相关系统之间数据的冗余和不一致性。从系统的实施效果来看,较以前的手工统计方式有了如下的改进:

(1)极大地节约了纸制单据所带来的成本,也减少了单据传输过程中人力、物力、时间等。

(2)由于各部门实时掌握计量信息,使物流调度更加合理。

(3)计量报表使各部门统计人员提高了工作效率,降低了错误率,彻底变革了传统的手工统计模式。

参考文献

[1]孟劼.精通Spring-Java轻量级架构开发实践[M].北京:人民邮电出版社版社,2006.

[2]李钟尉,冯东庆.Spring应用开发完全手册[M].北京:人民邮电出版社,2007.

[3]林信良.Spring2.0技术手册[M].北京:电子工业出版社,2007.

[4]陈鑫.Spring框架的分析研究[J].电脑知识与技术,2007,5:108-110.

[5]汪晓平,俞俊,李功.精通Java网络编程[M].北京:清华大学出版社,2005.

计量结构 篇10

当前,理论界对农村全面小康社会目标正进行着热烈的讨论。而居民消费中,农村消费市场无疑存在着巨大的潜力。对农村居民消费结构有了详细的了解,就可以制定相应的消费政策,促进农村消费市场的发展,并同时提高农村居民的消费效用,从而推进农村全面小康社会定量目标的建立。在我国,农民作为人数众多的消费群体,其消费水平和消费需求的变化直接关系到内需的启动效果(李真、李兴惠,2004)。近年来,在城市消费需求趋于饱和的情况下,发展农村消费成为扩大内需的着力点(梁洪波,2012),这也成为许多学者关注与研究的焦点。如李真,李兴惠(2004)以山东省17个地市的农村居民作为研究对象,对其消费水平进行比较评价,结果显示:人均消费支出与人均纯收入线性关系显著。樊祥成(2008)通过山东省农村居民消费水平与其他省市的比较发现,虽然近年来山东省农村居民消费水平保持了较快增长,但与先进城市相比差距十分明显。随着收入水平的提高,支出规模在千元级以上的跃升周期越来越短。梁洪波(2012)通过对山东省农村居民消费情况进行梳理和总结,分析了目前制约山东省农村居民消费增长的因素。刘美玲(2012)则以山东威海、枣庄、潍坊、济南4市具有代表性的389户农村居民为研究对象,调查了农村居民的消费现状,研究结果表明农村消费在饮食—住房—穿衣—饮食方面呈盘旋状上升趋势。以上学者大都是通过对山东省农村居民消费结构方面进行统计和描述性的实证研究,但有些学者则从另外一个角度对山东省农村消费现状进行了调查。张可成、吕天军、王孝莹(2003)的调查结果表明,山东农村消费现状主要表现在,农民日常消费节俭克制,重点节日消费过度,消费求同攀比,人情、愚昧消费开支大等几个方面。通过对以上问题的分析,他们认为,目前山东省农民消费结构不尽合理,应进一步引导农民认清消费与发展经济的关系,清除文化垃圾,引导文明消费等。

居民消费结构是指居民各种具体消费内容和形式及其相互配合、互相作用的方式(陈启杰、田圣炳,2005)。考察消费结构是衡量居民消费水平、生活质量的重要途径。可以从侧面反映一国宏观经济发展的基本状况,是联合国划分一国经济发展阶段的重要手段之一。对于企业来说,居民消费结构的分析对于企业市场营销管理十分重要,是挖掘市场营销机会核心而永恒的主题。同时优化消费结构对扩大居民消费需求,从而拉动山东省经济持续、健康增长具有深远意义。

本文主要是对山东省农村居民的消费结构进行分析,这对山东省的促进经济增长有着一定的参考意义。针对2001—2009年山东省农村居民消费结构,本文采用恩格尔函数模型,可以较贴近地分析这些有序结构与经济发展之间的关联程度,从而通过分析这些消费项目的基本态势,提出有益的政策建议。

2 恩格尔函数模型的建立及实证分析

2.1 理论和经济假设

根据理论分析所研究的经济现象,指出经济现象间的因果关系和相互间的联系。本文假定消费是理性的,即在收入和价格既定的约束条件下追求效用最大化。消费结构是各类消费支出占总消费支出的比重,其中食品支出占总消费支出的比重又称为恩格尔系数。

2.2 收集有关数据

资料来源:《山东统计年鉴》。

数据来源于山东统计年鉴2001—2009年收集的数据。

根据数据,农村居民家庭消费支出共分作八项:食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通和通信、娱乐文教、医疗保健、其他。见表1。

2.3 建立数学模型

本文对农村居民消费结构分析建立的是恩格尔函数模型。恩格尔函数是反映各类消费需要与收入或消费支出之间的数量关系的数学方程式。最简单的恩格尔函数为线性函数:

2.4 模型参数的估计

首先利用上文2009年山东省农村居民消费数据,使用最小二乘法,分别拟合食品、衣着、设备、医疗、交通、娱教、居住、杂项八个类别支出的恩格尔系数。用EVIEWS软件,对(1)式进行普通最小二乘法估计,计算出各项基本需求支出的估计值以及T检验及R2检验、F检验和DW检验值。结果如表2所示。

2.5 模型的检验

对模型的检验中,主要进行的是对回归方程和回归参数的检验,包括R2检验、F检验、t检验等,还有对于模型的基本假定破坏时的异方差性多重共线性检验和自相关的检验(DW值)等。

2.6 利用模型进行实证分析

(1)由表2可知,除其他项消费支出外,在a=0.05的显著水平下,各参数t统计值都通过显著者检验,且调整后R2值都比较大,因此,可认为模型的拟合度很好,但家庭设备、衣着、医疗和居住的恩格尔函数常数项的t检验不显著,因此这两项支出的比重变化不显著。F检验结果可表明显著水平远小于0.01,说明模型回归效果显著。除居住和其他消费之外,其余消费DW检验结果表明模型自相关的影响较小。

(2)斜率Ri表示增加的总支出中第i类商品所占的份额,即各类消费支出的边际消费倾向说明总消费支出增加1元,食品支出将增加0.1437元。可以看出食品支出比居住支出边际消费倾向较大。

(3)常数项ai可以认为随着收入水平的提高和消费支出的增加,各类商品支出所占比重变化的趋势。当ai<0,则随着总消费支出的增加,该类商品的支出的比重将上升,反之当ai>0,则随着总消费支出的增加,该类商品的支出比重将下降。由此可见,山东省农村居民对食品和衣着消费支出比重呈下降的趋势,其他项目如教育文化娱乐、居住、交通通信等比重有上升趋势,这也与表5所呈现的变化趋势相符合,其中汽车保有量的逐年增加,也说明山东省农村居民消费水平提高的趋势。

2.7 边际消费倾向分析

由以上数据可知,2009年山东省农村居民的边际消费倾向为0.6364,这表明:农村居民新增收入的63.6%用于消费支出。由各类消费支出的边际消费倾向可知,食品类最高(0.164),说明新增收入中有16%用于增加食品消费。再就是教育文化娱乐(0.1)居住(0.1)的边际消费倾向比较高,说明人们收入增加后,对交通通信状况及教育文化的支出也随之增大。见表2。

2.8 弹性分析

需求弹性:公式:ηi=βi×Y/Vi(用Excel计算)

数据来源:山东省统计信息网。

从表3和上图中可以看出,家庭设备用品和服务以及交通收入弹性都大于1,说明人们解决了基本生活问题后,最关注的就是生活的质量,交通通信呈现出加快增长的势头。而食品作为生活必需品,其弹性最小。随着农村居民消费水平迅速提高,消费结构开始从生存型向享乐和发展型转变,居民消费层次分化日益明显,高低收入家庭的消费水平差距扩大,在2009年比例达到5.3︰1。在影响消费结构的诸多因素中,居民的收入是最关键的因素,收入的水平,收入的形式在很大程度上决定了居民消费的数量和质量,从而决定了消费结构的主要特点,另外商品价格水平,社会、家庭、文化、心理等非经济因素对消费结构具有明显的影响。通过收集2006—2012年山东省国民经济和社会发展统计公报所公布的关于农村每百户居民家庭耐用消费品拥有量的数据,发现农村家庭在家庭设备消费方面呈上升趋势,可以看出山东省农村汽车市场前景良好。

3 结论

从上述分析结果中我们发现,改革开放三十多年来,山东省农村居民的消费倾向发生了显著的变化,对此我们有如下一些解释和结论。

(1)山东省农民消费总体上具有温饱型特征。山东省人均纯收入3000元以上的农民,对文教娱乐的消费和家庭设备的消费开始给予较多的重视。这同样能反映出山东省农村居民消费结构的变化。

(2)以简单消费为主,交通通信呈现出加快增长的势头,而食品作为生活必需品,其弹性最小。农民近年的耐用消费品的购买量在逐步增加,如冰箱、彩电、洗衣机、电脑等。但不少农民家庭购买了耐用消费品满足的是“精神消费”,是为了给人看,例如有农民买了冰箱以后并不开通使用,是因为使用的成本很高。

(3)由表3所示,近年山东省农民生活消费中,医疗保健的支出增长较快。

(4)山东省农民在住房方面的支出较高。由于许多原因,农民对住房的投资与城市人对住房的投资不好作比较分析,可以比较的是农民的住房投资与生产投资,而现在的情况是农民对住房的投资超过了对土地的投资。

由以上分析可知,山东省农村居民在住房项目上的支出增长较快。这与山东省购房政策的改革有着重要关联。近年来,许多农村居民在城镇购房的热情大增,正所谓“带着土地进城”,这在一定程度上刺激了农村居民的购房热情。但是获取宅基地,盖房,所以建房始终是一个农民投资的一个热点。

针对山东省农村居民在通信,医疗,家庭设备的项目消费支出的变化趋势,可作出以下政策改革:在通信方面,可以看出通信费用支出呈增长趋势,为提高农村居民通信消费的效用,合理消费,应针对农村居民的消费状况,制定符合农村居民的通信价格;在医疗方面,继续推行医疗改革,合作医疗政策,改变农村居民看病难、看病贵的状况;在家庭设备方面,应继续推行“家电下乡”的消费政策,扩大家电的范围,利用好农村消费市场。

摘要：当前我国正处于改革开放的转型期,农村居民的消费行为发生了很大变化,也呈现出一些新特征。研究居民的消费行为,对于调整产业结构和产品结构,优化资源配置,引导居民消费,促进生产和消费的协调发展具有十分重要的意义。文章运用消费结构的一般理论,利用恩格尔系数、边际消费倾向、需求收入弹性等方面知识对消费结构进行了静态分析,深入剖析了当前山东省农村居民的消费结构的现状。针对山东省农村居民消费结构现状提出相关的政策建议。

关键词：农村居民,消费结构,恩格尔函数模型

参考文献

[1]李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版社,2000.

[2]李真,李兴惠.山东省农村居民消费水平的实证分析[J].经济论坛,2004(4).

[3]张晗.山东省城镇居民消费结构变化趋势分析[D].济南:山东大学,2006.

[4]刘国光.研究宏观经济形势要关注收入分配问题[J].经济学动态,2003(5).

[5]梁洪波.山东省农村居民消费问题浅析财会研究[C].2012(5).

[6]林毅夫.“三农”问题与山东省农村的未来发展[J].农业经济问题,2003(1).

[7]费梅苹.社会保障概论[M].上海:华东理工大学出版社,2003.

[8]陶然,刘明兴,章奇.农民负担、政府管制与财政体制改革[J].经济研究,2003(4).

[9]马晓河.解决“三农”问题的战略思路与政策措施[J].农业经济问题,2003(2).

[10]姚勇,董利.中国农村居民消费需求分析[J].统计研究,2003(4).

[11]薛瑞,董骥,等.山东省农村居民生活消费支出分析[J].农民问题,2013(4).