初级计量经济学范文

初级计量经济学范文第1篇

关键词：性别差异；微积分；初级微观经济学；教学效果

中图分类号：G642文献标志码：A文章编号：2096-000X（2020）16-0130-03

初级微观经济学是经济管理类专业的入门课程。目前，国内大多数高校都开设了初级微观经济学课程。学生在初级微观经济学课程中的表现将影响其经济学相关课程、专业或职业的选择。面对越来越多女生选择经济管理等文科专业的现状[1][2]，学生在初级微观经济学课程中的表现是否存在显著的性别差异成为教育界的重要话题。此外，在教学过程中发现，一些学生把微积分知识看作是初级微观经济学学习的主要难点，特别是那些高中阶段选修文科的学生，对初级微观经济学课程容易产生抗拒心理。不少任课老师也认为，学生微积分知识的不足，给教学带来了很大困难，严重影响教学效果。为此，华南农业大学一度调整了初级微观经济学的上课时间，由大一的第一学期调整为第二学期，目的是让学生在第一学期修完高等数学课程，掌握一定的微积分知识再上初级微观经济学。那么其效果如何呢？本研究的目的在于探索初级微观经济学教学中的学生性别差异，以及微积分知识对初级微观经济学教学效果的影响。

一、文献综述

大量的研究表明，女生在经济学课程上的表现不如男生[3]。在过去的二十年里，虽然美国女性大学生迅速增加，并超过了男性大学生，但在男性占优势的传统课程上，比如经济学，女性的表现仍不如男性[4]。二十世纪七十年代，美国大学生中男性比女性更倾向于选修经济学，而且男性在经济学课程中的表现要优于女性[5]。女性是否选择经济学专业与她们的初级经济学课程的学习经历有关。英国大学生经济学学习中的性别差异主要依赖于考试方式的设计[6]。通过对加拿大1462名大学生的调查发现，学生在初级微观经济学课程上的表现存在明显的性别差异[7]。即使控制家庭背景、学术和数学经历等变量，女性在初级微观经济学课程上的表现都要比男性差[8]。经济学课程是许多商科、金融学专业的必修课，因此，较差的经济学成绩可能影响他们的职业选择，职业选择反过来会导致性别工资差异[9]。就导致性别差异的原因而言，许多人把其归结为女生数学基础较差[10]。通过对自1980年以来的64项已发表的研究進行荟萃分析（Meta-analysis）后发现，68.4%的回归结果显示男生在经济学上的表现显著地优于女生，不过性别导致的差异正在以每年3%的比例缩小[11]。进一步对美国顶级经济学研究生院的调查发现，在经济学课程上，女研究生的表现确实不如男研究生[12]。然而，也有的研究发现，在高级经济学课程上，美国学生的表现不存在显著的性别差异[13]。女生拥有某种特质使得她们在高级经济学课程上和男生一样表现出色[14]。

二、实证分析

（一）模型及变量假设

本研究以期末总评成绩为被解释变量，性别、期末考试成绩、微积分和平时成绩所占比例为解释变量建立回归模型。具体如下：

式（1）中，TG代表学生的期末总评成绩，由期末成绩和平时成绩按一定比例构成（总评成绩=期末考试成绩×占比+平时成绩×占比）；GENDER代表学生的性别，分别用1和0代表男生和女生；FG代表学生的期末考试成绩；CALC代表微积分知识，大学一年级（简称大一）第一学期上初级微观经济学意味着学生未能提前掌握一定的微积分知识，用1表示，大一第二学期上初级微观经济学则意味着学生已经具备一定的微积分知识，用0表示；RATIO代表平时成绩所占比例，平时成绩占30%（期末考试成绩占70%）时用1表示，平时成绩占50%（期末考试成绩占50%）用0表示。α0为截距项，β1，β2，β3，β4为待估参数，μ为随机扰动项。

（二）数据来源

本研究所有数据来自华南农业大学2009-2016年间1105名大一学生，这些学生均选修了作者主讲的初级微观经济学课程，排除了由于不同任课教师导致的差异。1105名学生中，女生610人，占55.20%；男生495人，占44.80%。从成绩来看，女生的期末考试成绩平均分为76.37分，期末总评成绩平均分为83.67分；男生期末考试成绩平均分为73.81分，期末总评成绩平均分为80.97分。一定程度上说明，女生在初级微观经济学课程上的表现优于男生。考虑到微积分的重要性，2011-2013年，初级微观经济学被安排在大一第二学期上，以便学生在第一学期修完高等数学课程，掌握一定的微积分知识后再上初级微观经济学。其余年份均在第一学期上初级微观经济学。2014年以来，平时成绩所占比例由原来的30%增加为50%，期末考试成绩占比由原来的70%下降为50%。平时成绩一般由考勤、平时作业、课堂提问三部分构成。

（三）估计结果及分析

估计结果如表1所示，方程（1）为基本方程，通过逐步回归得到方程（2）、（3）。从三个方程来看，性别差异（GENDER）和期末考试成绩（FG）变量均在1%或5%的水平上显著，说明性别差异和期末考试成绩对学生期末总评成绩（TG）有显著影响。性别差异变量的系数均为负值，说明在控制其它变量的情况下，女生的成绩要优于男生。期末考试成绩变量的系数为正值，说明期末考试成绩对期末总评成绩有积极影响。在方程（1）、（2）中，平时成绩所占比例（RATIO）变量的系数为负且在1%的水平上显著，说明平时成绩所占比例大小对期末总评成绩有显著影响，且平时成绩占50%时对期末总评成绩的贡献显著地高于平时成绩占30%的情况，亦即平时成绩所占比例越高，越有利于提高学生的期末总评成绩。微积分（CALC）变量在统计上不显著，说明微积分知识可能并不是学生总评成绩高低的重要影响因素。可能的原因包括：1.初级微观经济学课程所涉及的微积分知识相对较为简单，主要涉及简单的函数求导、求偏导、定积分等，这些知识无论是在大一第一学期还是第二学期上初级微观经济学，对学生的期末总评成绩的影响没有显著差异；2.期末试卷结构中涉及微积分知识的内容仅占很小部分。

三、改革建议

第一，从学生角度，既要重视期末考试，又要重视平时表现。尤其是课后作业，对于巩固和理解初级微观经济学的相关概念、原理及其运用，以及增强计算的熟练度和准确性有重要作用。在初级微观经济学课程学习中，不要对微积分产生恐惧心理。初级微观经济学课程更多地要求学生在理解相关概念、原理的基础上，运用一定的数学工具对这些概念、原理作进一步刻画，即微积分只是一种手段，而不是目的。

第二，从教师角度，加强平时成绩的考核。首先，要对初级微观经济学课程所涉及的简单微积分知识进行必要的讲解，比如常见的函数（比如幂函数、自然对数等）求导、求偏导、极值、定积分；其次，加强对平时成绩的考核，力求做到指标可以量化，建议期中考试至少安排一次。这方面可以借鉴美国大学的做法，在美国大学的初级微观经济学课程考核中，平时成绩所占比例大都在70%左右，包括平时作业、至少一次期中考试、临时小测验等，比如麻省理工学院2011年秋学期的《经济学原理》课程平时成绩由八次课后作业、两次期中考试组成，分别占总成绩的22%和44%（每次期中考试成绩占22%，在课程进度的三分之一时进行，考试时间两小时），期末成绩占34%；宾夕法尼亚州立大学2015年秋学期的《初级微观经济分析与政策》课程期中考试就有四次，每次期中考试成绩占总评成绩的14%，小测验一次占14%，期末考试成绩占30%。

初级计量经济学范文第2篇

——以简单国民收入决定动态模型为例

丁琰鋆

（武汉大学经济与管理学院湖北武汉430072）

摘要：经济仿真是近年来兴起的一种经济研究方法。目前运用经济仿真实验来辅助初级宏观经济学教学已经具备了可行性。在运用经济仿真实验辅助教学时，要做好教学目标分析、教学知识背景准备、实验模块制作准备等前期准备工作，在此基础上，按照引入问题——演示实验模块——学生自主学习——组织学生进行协作和讨论——进行强化练习等步骤来实施实验教学。这种教学方法可以在一定程度上克服其他教学方法的一些不足之处，适应高等教育在新形式下对教学新要求的需要，符合授课对象的认知规律，也适应初级宏观经济学课程的教学特点。

关键词 ：经济仿真实验；初级宏观经济学；可行性

中图分类号：G642.0文献标识码：Adoi：10.3969／j.issn.1665－2272.2015.16.030

经济仿真是近年来兴起的一种经济研究方法，它是指以现实世界中的经济环境和经济人行为的特点为原型，将经济系统抽象成为程序模型，在计算机中进行运算，模拟现实经济运行的方法。仿真技术应用于教育中，是仿真技术发展应用的一个重要方面。现在，各个学科的教学都有相关的仿真教学软件和实验室。但是，目前在我国经济学教学中，应用的仿真实验的还不多，主要局限于证券市场、议价行为、拍卖行为、公共产品、演化经济理论和产业组织理论等方面，特别是对在初级宏观经济学教学中运用仿真实验的研究还非常缺乏。笔者认为，经济仿真这一崭新的研究方法可以在初级宏观经济学教学中发挥积极作用。

1运用经济仿真实验辅助初级宏观经济学教学的含义和可行性

1.1运用经济仿真实验辅助初级宏观经济学教学的含义

运用经济仿真实验辅助初级宏观经济学教学就是一种根据初级宏观经济学的相关理论建立模型，运用计算机技术及软件进行基础性模拟分析，以此来辅助教学的方法。运用经济仿真实验辅助初级宏观经济学教学有两点需要明确：

第一，运用经济仿真辅助经济学教学与经济实验辅助经济学教学有显著区别。经济仿真与经济实验都是当前经济学研究的新思路、新方法。经济实验所要做的主要是在可控的实验环境下，针对某一经济现象，通过控制某些条件（假设）来改变实验的环境或规则，并观察实验对象的行为，分析实验的结果，以检验、比较和完善经济理论并提供政策决策的依据。经济实验的特点是以真实的人作为实验对象，因而在实验中可以涵盖人的一切特性，只要实验规则设计得当，在实验中可以基本复制真实经济环境中的人的行为特点，因此，它比较适于组织一些与人类智能与偏好相关的微观经济实验。相比之下，经济仿真理论的重点是如何在计算机中模拟经济系统的复杂性。与人脑相比，计算机具有高运算速度和高存储容量两大特点，所以在经济仿真模型中可以实现一些多主体多周期的大型实验，尤其在宏观经济研究领域和假设较为严格的理论模型方面，更显优势。这就决定了运用两者辅助经济学教学也存在显著的区别：经济实验更适合用于在微观经济领域，利用实验室模拟经济环境，让学生充当经济中的参与人，从而亲身体验经济学教材中所分析的各种现象，此时学生会对所教授的内容有更深刻的认识；而经济仿真实验则更适合用于在宏观经济领域，利用仿真软件，对采集的现实经济运行的数据或模拟设计的数据进行整理、建立模型并加以分析，从而深化对宏观经济理论（模型）条件、结构及结论的认识。

第二，运用经济仿真实验辅助初级宏观经济学教学与运用仿真实验辅助应用经济学教学有显著区别。运用仿真实验辅助应用经济学教学属于让学生了解实际中的实务流程性质的“模拟系统”等类型的实验教学，此类实验教学是在计算机上装有各种实际中使用的系统，其作用是让学生了解实际中的实务操作流程，例如，外贸仿真教学、会计仿真教学等。而运用经济仿真实验辅助初级宏观经济学教学主要目的不在于模拟实务操作流程，而在于将经济数学模型转化为经济实验模型，通过对模型结果的分析深化学生对模型的认识。

1.2经济仿真实验在初级宏观经济学教学中运用的可行性

目前运用经济仿真实验来辅助初级宏观经济学教学已经具备了可行性：第一，宏观经济模型可以用经济仿真的方法在计算机上得到实现。宏观经济模型是否能够用经济仿真的方法在计算机上得到实现是经济仿真实验能否在初级宏观经济学教学中运用的前提条件。第二，随着经济管理学科也需要实验的理念得到认同，经济管理类专业实验室建设经历了较快的发展，这为开展经济仿真实验提供了良好的硬件条件。第三，师生计算机操作水平和英语水平快速提高，这使得高校师生只需要经过短时间的训练就完全可以熟练地使用简单的经济仿真软件，这也为将经济仿真实验引入教学提供了可能。第四，软件资源丰富且开发和操作简单。随着计算机技术和软件水平的不断提高，各类仿真软件不断的升级更新，更加智能化、真实化的软件不断涌现。目前可供使用的的经济仿真软件也十分丰富，较为流行的有Swarm、Repast、Ascape、LSD等。初级宏观经济学中的模型大多比较简单，一般而言，实验模块的制作可以由任课教师独立完成。某些相对复杂的实验模块的制作可以由任课教师与专业人员的合作来实现的。而且，这些软件大多操作简单，在教师制作好经济仿真模块后，学生对仿真模块进行参数设置的实验程序也十分易于掌握。

2运用经济仿真实验辅助初级宏观经济学教学的步骤

本文以简单国民收入决定动态模型和乘数—加速数经济周期模型为例，说明怎样在初级宏观经济学教学中使用经济仿真软件LSD5.9进行实验教学。

2.1实验教学的前期准备

2.1.1教学目标分析

在进行实验之前，要首先对初级宏观经济学课程及各教学单元进行教学目标分析，以确定当前所学知识的“主题”，围绕“主题”展开整个教学设计，并确定经济仿真实验在学习当前“主题”过程中所起的作用。在本案例中，学生应掌握国民收入决定的基本方法、均衡条件以及影响均衡国民收入的因素，理解这些因素的变动对均衡国民收入的乘数效应以及乘数效应发挥作用的条件。

2.1.2教学知识背景准备

简单国民收入决定模型这一章内容较多，大约需要9个课时才能完成，而一般而言，一个完整的经济仿真实验应该控制在连续的3个课时之内，因此，在进行经济仿真实验之前，教师可以先花6个课时的时间对基本理论进行简单讲解，为学生开展仿真实验奠定理论基础，主要内容包括：①均衡产出的概念；②凯恩斯的消费理论，主要是消费函数和储蓄函数的概念及其关系；③两部门经济中均衡国民收入与产量水平的决定；④总需求变动与乘数效应；⑤三部门经济中均衡国民收入与产量水平的决定；⑥四部门经济中均衡国民收入与产量水平的决定。在学生完成了上述理论准备后，再将其带入实验室进行经济仿真实验。

2.1.3实验实施的软硬件准备

实验实施的软硬件环境要求不高，在普通机房、电脑安装windows98及以上版本的操作系统，安装有LSD5.9版本即可。

2.1.4实验模块制作

教师首先要通过初步的定性分析和定量分析，将有关宏观经济学理论转化为经济数学模型，在此基础上，运用合适的经济仿真软件将经济数学模型转化为便于操作的经济实验模块。以两部门经济中国民收入决定动态模型为例，其基本方程为：

yt=ct+itct=α+βyt-1

其中，α为自发性消费，β为边际消费倾向，0＜β＜1。国民总产出yt取决于消费ct和投资it两项支出之和，其中，消费ct取决于上期的收入yt－1。在该模型中，设定边际消费倾向β的不同取值将会得到不同的经济运行表现。

利用LSD5.9创建一个新模型。根据基本方程，编写模型程序（见图1）。在编写好模型程序后，进入lSDBrowser界面，建立对象“economy”，并对模型中的基本元素分别进行设定（见图2）。其中，变量有y（滞后一期，因为在模型的计算中需要用到上一期的产出）和c，参数有i（投资在本模型中是外生变量，可以视为参数处理）、alpha（自发性消费），beta（边际消费倾向）。

然后，在LSDBrowser界面中，定义变量和参数的初始值，并设置模型运行的期数。此时，教师可以设定i＝1，alpha＝1，beta＝0.5（见图3），运行期数为25（见图4）。

最后，运行该实验模块，数据记录和总产出时间序列图像截图如图5和图6所示。可以看到，除了可以保留计算过程中所有变量在每一时期的数据以供分析之外，LSD软件还提供了非常直观的变量时间序列图。教师可以利用图形分析该模型运行过程中表现出来的经济运行的特点。

2.2实验教学环节设计

2.2.1引入问题

在进行实验之前，教师引导学生进入问题情境，对这个问题产生浓厚的兴趣，以便能有足够的求知欲望和成功的渴望支持每个学生在学习中遇到问题能主动想办法来解决问题而不轻易放弃。同时，教师将学生按照座位相近随机分成4～5个小组，以便在仿真实验过程中进行协作和讨论。

2.2.2演示实验模块

教师将已经制作好的实验模块进行解释和演示，以帮助学生理解实验过程和有效地利用这些资源。

2.2.3学生自主学习

通过教师演示，学生已经获知怎样设定模型初始条件并观察运行结果。此后可以让学生对模型进行自由探索。通过亲自尝试来获得对该模型展示出来的经济运行情况的感性认识。

2.2.4组织学生进行协作和讨论

在学生能够熟练控制实验模块之后，教师应该提出这样几个问题引发学生思考：第一，随着国民收入的不断的动态调整，国民收入最终在何处达到均衡？第二，在边际消费倾向β取不同值的时候，国民收入的大小和演变趋势会产生怎样的变化？

为了回答这两个问题，教师可以给每个学习小组分别布置一个beta的不同取值（例如，设定beta＝0.2、0.4、0.6、0.8），让学生通过修改模型参数值，获得新的模型运行结果，观察在新的参数条件下模型的运行结果与教师所演示的初始模型结果有何共性，有何差异，并根据观察的结果对教师布置的两个问题进行小组讨论，最终教师要对这两个问题进行讲解。

图7～图10分别展示了4组不同参数值所得到的运行结果。通过比较分析，应该引导学生得出以下结论：第一，总需求变动会引发的国民收入进行不断的动态调整，最终将达到国民收入的均衡值，这一均衡值满足：

，而且，边际消费倾向beta越小，国民收入趋向均衡所需要的时间越短，而边际消费倾向beta越大，国民收入趋向均衡所需要的时间越长；第二，边际消费倾向beta的不同取值将对均衡国民收入产生重要影响，beta值越大，乘数就越大，均衡国民收入就越大，beta值越小，乘数就越小，均衡国民收入就越小。

2.2.5进行强化练习

在这一阶段，教师应该引导学生举一反三。例如，教师可以给学生布置以下练习，供学生进行强化训练：第一，在税收外生的情况下，三部门和四部门国民收入动态模型的基本方程是怎样的？利用LSD5.9进行仿真实验，观察运行结果，并进行解释。第二，在税收内生的情况下，三部门和四部门中国民收入动态模型的方程是怎样的？利用LSD5.9进行仿真实验，观察运行结果与税收外生时的差异，并进行解释。学生通过修改模型结构和参数可以得到不同的经济运行结果，教师应该引导他们比较这些结果的差异，并引导其进行解释，以此来纠正原有的错误理解或片面认识，最终达到深化理解模型的目的。

这种教学方法可以在一定程度上克服其他教学方法的一些不足之处，适应高等教育在新形式下对教学新要求的需要，符合授课对象的认知规律，也适应初级宏观经济学课程的教学特点。

参考文献

初级计量经济学范文第3篇

关键词：县级；会计人才；建设；思考

中图分类号：F23 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）02-0

谢旭人部长在《全国会计人才工作座谈会》上说：“会计人才是我国人才队伍的重要组成部分，是维护市场经济秩序、推动科学发展、促进社会和谐的重要力量”。会计人才成为经济可持续发展的关键因素和重要保障，成为经济转型推动县级市场经济发展的核心力量，全国会计人才1400万人约60%以上在县级从事会计工作，县级会计人才建设对于深化市场经济体制改革具有十分重要的意义。

一、会计人才建设的内容

随着市场经济的发展，对会计人才的质量和结构提出了更高的要求，对会计人才建设更注重实践性、应用型、学术型的复合专业人才。目前，县级是主要以财务会计为主体、成本会计、预算会计的阶梯型初级人才体系。传统会计是根据实际发生的经济业务事项进行会计核算，填制会计凭证，登记会计账簿，编制财务会计报告，反映的是历史数据。管理会计是以财务会计数据为基础，针对企业特定问题进行分析研究，为管理者提供预测和决策的信息资料。根据财政部《会计行业中长期人才发展规划（2010―2020年）》中指出：“会计人员继续增加各类别初、中级会计人才在会计从业人员中所占比重，力争使各类别高、中、初级会计人才比例达到10:40:50”。按照会计人才发展目标，县级人才建设任重道远。

二、县级会计队伍建设的存在问题

1.县级会计人才层次、知识结构不合理。在县级，会计中高级人才严重缺乏。据统计，截2010年末，全国会计人才数量约1400万人，其中初级会计师273万人，中级会计师144万人，高级会计师11.6万人，但是，很少中高级会计人才在县级企业工作，特别是乡村企业。据统计，县级85%以上会计人员处于初级水平，注册会计师人才极其缺乏。随着市场经济的发展，会计核算已发生根本性改变，从会计核算向财务管理向价值管理和绩效管理，要求会计人才拥有高专业、高技能、高品质、高水平的复合型人才，以促进县级地区经济发展的需要。

2.会计人员观念滞后，风险责任意识不强。会计的工作既单调又枯燥又繁杂，这极容易使会计人员的人生观价值观产生扭曲。会计人员的职业一般可分出纳、会计、审计三大类，他们经常接触大量现金与国有资产，如风险意识不强，则容易受到落后思想观念的侵蚀，极容易进行挪用公款、虚假列支骗取资金、隐瞒收入非法设置“小金库”、偷税漏税等行为，走上违法乱纪的道路，在致使企业利益国家利益遭受损害国有资产严重流失的同时，我们也失去一批的会计人才。

3.会计人员素质参差不齐，财务管理水平亟待提高。目前，我国正处于向成熟市场经济转轨的特殊时期，但会计学历教育还不发达，会计人员素质及业务水平偏低，高学历、高技术、高判断力的会计人才仅占0.8%，这与社会发展不适应。很多会计人员仅停留在管钱算账记账，对套期保值、资产减值、企业并购、或有事项披露、外币折算、股权激励、内部控制、EVA经济增加值、会计决算、清产核资、财务会计报告等新财务管理制度仍很陌生，不利于企业财务战略的实现，制约县级地区的经济发展。

4.会计人员流动性差，工资待遇较低，难以吸引人才。进了会计这个行业，选择的岗位很有限，轮岗交流的机会很少，晋升则更少。风险高，工作量大，待遇低，有很多会计人员，选择离开会计岗位，选择收入更高的金融、营销、管理岗位。据统计，从事会计核算的仅占会计人才总量的41%，平均工资水平仅为3000元，这难以留住优秀会计人才。

三、县级会计人才建设的建议

1.尊重会计人才，为会计人才创造良好的工作氛围。会计人员是财务战略的制订者与执行者，决定着企业资金运筹的总方向、总方针、总目标，为企业经营活动提供物质保障，有利于企业长远发展和维护良好的社会形象。尊重会计人才的工作成果，为会计人才的成长与发展创造条件，给予会计人才提供合理的待遇和生活环境，有利于提升县级地区企业的管理能力和抗风险能力。

2.树立正确的价值观，诚信执业，廉洁奉公。诚信是会计人员的赖以生存与发展的基石，是正确核算、客观反映企业财务收支和财务状况稳健的命脉，决定财会工作质量的重要标准。会计工作是经济社会发展的基础，直接关系到企事业单位会计信息质量和内部管理，以及市场经济秩序和社会公众利益等各个方面诚信执业。会计工作要求廉洁要求财会人员公私分明、不贪不占、遵纪守法、清正自律。财会工作直接涉及钱财物，影响国家、企业、投资者、债权人、工人等各方的经济利益，财会人员如果不能做到清正廉洁、客观公正，必然导致国有财产集体资产流失，损害各方的合法利益，成为金钱的奴隶，走向犯罪的深渊。财会人员经常在“金钱”这条河流行走，只有树立正确的价值观，廉洁奉公，思想健康，行为健康，才能促进会计工作健康循环发展。

3.加强业务学习，提高专业技能。随着市场经济的发展和经济全球化的发展，会计专业技术日趋复杂，对财会人员的职业技能要求也日益增高。学习会计专业理论，特别包括会计制度、成本会计、管理会计、财务管理、预算管理、审计、税法、经济法、财务分析等理论知识，提高会计应用专业能力。培训会计实务操作能力，特别是会计电算化、计算机应用，提高会计信息处理能力。学习经济法律知识，熟悉和掌握新经济知识与法律法规，提高环境适应能力和职业判断能力。只有不断优化会计人员的知识结构，丰富管理经验，提高职业判断能力，才能深化市场经济改革，规范市场经济，促进资本市场健康可持续发展。

4.建立县级会计人才数据库，加快会计骨干人才培养。通过建立会计人才数据库，培养以会计专业为主的复合型会计人才层次结构，形成阶梯式、递进式的人才格局。通过数据库，可针对不同对象，采取不同的教育方式，按需施教，不断更新会计人才会计审计信息专业知识，全突出提升会计人员的专业胜任能力。通过专业培养，建立一支诚信、精细、专业、高效、廉洁的会计人才队伍，开创县级会计人才建设新局面。

参考文献：

[1]财政部《会计行业中长期人才发展规划（2010―2020年）》.

[2]谢旭人在《全国会计人才工作座谈会》讲话.

初级计量经济学范文第4篇

关键词：初级人力资本；高级人力资本；收敛性；空间计量

中图分类号：F240文献标识码：文章编号：

Abstract：Existing literatures show that human capital is the important factors to promote the development of economy， there is convergence between Provinces.However， does convergence exist in the development of provinces about different levels of human capital？ This paper divides human capital into primary， advanced human capital according to educated level， combining with spatial econometrics methods， we analyzes spatial correlation and spatial clustering type of above human capital， and then study the convergence of above human capital. The results show that the primary and advanced human capital have opposite tendency about global spatial correlation， the clustering types and areas of them are different； Also， there is no convergence in primary human capital while advanced one has convergence， it shows that the regional difference of primary human capital is not decreased significantly， but the another’s gap is getting small.

Key words：primary human capital；advanced human capital； convergence； spatial econometrics

引言

随着中国经济增长方式的逐渐转变，人力资本作为技术创新、经济增长和可持续发展的动力及源泉，对中国经济增长和区域经济发展的作用日趋显现。特别是，在中国经济发展进入新常态，经济增长动力不足，供给侧改革势在必行的背景下，人力资本作为劳动要素和劳动质量的载体，正确认识和深入分析其现状及区域发展特征，不仅关系到经济可持续发展的动力结构，也影响到地区经济的均衡发展。

对于人力资本及其在经济增长中作用的阐述，早在上世纪五十年代就已经存在[1]，学者从人力资本通过影响物质资本等其他生产要素的形成、全要素生产率的增长速度等方面考察了其对经济增长的积极作用。此外，对于人力资本的科学测量也不断发展，日趋成熟，中国人力资本的测算在过去近三十年内研究成果颇丰，主要基于上述三种方法：成本法（张帆，2000）[2]；收入法（李海峥，2010）[3]；教育指标法（王德文，1999；胡鞍钢，2002）[4，5]。

经济增长收敛性假说自提出以来，理论上经历了绝对收敛、条件收敛和“俱乐部”收敛三个阶段（Ramsey，1928）[6]；同时，国内外学者利用国家和地区层面的数据进行了大量的实证检验（Barro和Martin，1991；沈坤荣和马俊，2002；刘强，2001；许召元，李善同，2006）[7，8，9，10]。参考经济增长收敛性假说，国内外学者对人力资本的收敛性进行了大量实证研究（Sab，Smith，2001；Stamatakis，Petrakis，2006；谢童伟，张锦华，2011）[11，12，13]。然而，上述实证模型中区域总是被假设为独立存在的，忽略了他们之间的相互作用。空间计量学结合了经济计量学和地理学，通过空间权重矩阵反映区域之间的相互影响，提高了模型估计的准确性。对于人力资本的收敛性，黄维海、袁连生（2014）运用空间计量工具分析了我国人力资本的空间聚集性和“俱乐部”收敛情况，研究表明人力资本的极化现象基本稳定，低水平聚集现象不显著，但高水平聚集“俱乐部”显著[14]。黄乾、李修彪（2015）基于人力资本的三种不同的测算方法，结合空间计量方法也进行了相关研究[15]。

然而上述文献对于人力资本空间计量分析都是基于一个未分级的总量，这暗含了一个十分方便但并不合理的假设，即不同质的人力资本之间的替代是完全对称的。然而根据Benhabib和Spiegel（1994）等的研究，不同层级的人力资本在经济增长中所起的作用是不同的，其空间分布特征也存在差异[16]。因此本文借鉴黄燕萍等（2013）基于教育的人力资本分级思想，对人力资本进行分级[17]，考察我国省域间分级人力资本的空间分布特征及其收敛性。

1分级人力资本测算

本文以各省域劳动者的平均受教育程度衡量人力资本水平，一方面，基于本文研究对象和研究目的考虑，教育指标法是唯一可以进行分级的测算方法；另一方面，考察世界范围内各经济体人力资本的形成、发展和规模，在当前来看，劳动人口平均受教育水平在宏观水平上能够比较好地反映和代表一个国家或地区整体人力资本水平的变动。

本文以城镇就业人口为对象，，测算了1996～2013年间全国31个省的分级人力资本。数据主要由《中国劳动统计年鉴》整理所得，由于2000年之前的统计年鉴中教育程度只统计到大学专科，为保持各年人力资本的可比性，将2000年之前的大学专科学历的受教育年限调整为18。2000年的各学历受教育程度数据缺失，利用前后两年平均数代替。

2分级人力资本空间聚集分析

在进行收敛性分析之间，首先我们要对人力资本的空间相关性进行检验。

2.1空间权重矩阵

从表1可以看出，初级、高级人力资本的莫兰值都为正，且都能通过10%的显著性水平，说明分级人力资本存在空间聚集性。其中，初级人力资本的莫兰值随着时间的推移呈现减小的趋势，显著性水平也逐渐减弱；与之相反，高级人力资本的莫兰值呈增大的趋势。一方面，由于中国经济在过去几十年高速增长，人民生活水平不断提高，家庭对教育的重视程度不断提高；另一方面，国家在教育方面的投入不断增加，特别是对各地区的基础教育。因而，初级人力资本的水平得到大幅提升，地区发展的不平衡性得到很大程度的改善。同时，高级人力资本水平同样得到提高，但是由于地区经济发展差异，生活条件、工作环境存在空间聚集性，高级人力资本因这些因素流动，进而存在正向空间相关性。

2.3局部空间相关性分析

已有研究表明，局部空间检验和全局空间检验不一致的情况是客观存在的。同时，局部相关性分析可以有效检测由于空间相关性引起的空间差异，判断空间单元属性取值的空间热点区域和高发区域等，从而弥补全局空间相关性分析的不足，因此进行局部空间相关性分析是很有必要的。

Luc Anselin（1995）指出，局部空间相关性分析有局部Gamma值、局部Geary值和局部Moran’sI值[19]。本文采用局部Moran’sI值进行局部相关性分析 。我国31个省域间1997年、2005年和2013年的人均人力资本的局部Moran’sI及其统计量值呈现于表2和表3。

表2、3表明，分级人力资本的空间相关性在绝大多数省份是不存在的，在个体5%的显著性水平下，随着时间的推移，初级人力资本在北京、天津、广东三省由空间不相关发展为空间正相关，在、甘肃、青海三省由空间正相关发展为空间相关不显著；高级人力资本在北京和天津一直存在显著的空间正相关，在1997年表现为显著的空间正相关性，随后显著水平大幅降低究其根本，中国在过去十几年经济高速发展，教育投入不断增加，就业人员素质得到大幅度改善，各就业单位对雇员的素质要求随之提高，在此基础上，以北京、天津、广东三地为代表的相对发达区域，吸引了大量高素质人才，对低素质人才需求降低，因而2013年上述省份的初级人力资本出现空间正相关（低值聚集）；类似的，以、甘肃、青海三省为代表的欠发达区域，经济的发展同样对人才素质有了更进一步的要求，提高了初级人力资本的水平，与全国平均水平接近，因而上述省份在前期表现为空间正相关（高值聚集），近期表现为空间不相关。对于高级人力资本，从供需角度分析，对于高素质人才的需求更多的集中在发达地区，同时发达地区的高素质人才供给更具优势；从高级人力资本的流动角度分析，发达地区不仅能够提供更加优越的物质条件，而且更符合其进一步提高自己和满足精神层面需求的要求，因而发达地区的高级人力资本水平更高。同时，对于北京、天津两地，高级人力资本表现为显著的聚集性（高值聚集）；对于江浙沪和东部沿海，虽然本地区高级人力资本水平提高显著，但并没有与周边地区形成聚集效应。一方面，江浙沪和东部沿海的经济活跃程度更高，在其产业升级的过程，落后产业向周边地区转移，使其高级人力资本的没有形成高值聚集；另一方面，北京、天津两地高校、科研机构和行政机构聚集，因而对高级人力资本的需求更大，同时其产业转移升级不需要初级人力资本的匹配。因此，上述两类区域的空间聚集性存在差异。

3分级人力资本收敛性分析

上述全局和局部空间相关性分析，充分揭示了分级人力资本的空间及时间分布特征，为了更为准确地刻画分级人力资本的收敛性，下文结合空间计量模型进行分析。

3.1收敛模型的设定

3.2空间面板模型的筛选及估计

空间面板模型的筛选包括空间交互效应和面板效应两个部分。

对于交互效应的选择，Elhorst（2014）利用拉格朗日乘子（LM）检验空间自回归模型和空间误差模型，同时利用Robust LM检验一种空间交互效应存在条件下另一种空间交互效应的存在 ，同时指出，当上述检验拒绝空间自回归模型或空间误差模型时，应慎重考虑认可另一种模型[20，21]。LeSage和Pace（2009）建议应考虑空间杜宾模型，并对该模型需进行简化检验[22]。

初级计量经济学范文第5篇

关键词:高等教育 广东 经济增长率 贡献

高等教育不仅对经济社会的发展有着直接的贡献，而且可以通过提高劳动者素质达到对经济增长的贡献。因此，测算广东省高等教育对经济增长的贡献率，对于处理好广东省高等教育发展与经济增长的关系具有重要的意义。

一、计算高等教育对经济增长贡献率的模型选择

在定量分析中，柯布—道格拉斯（C-D）生产函数是国内外众多估算方法的基础，本文也主要在柯布—道格拉斯（C-D）生产函数的基础上进一步细分教育投入和经济产出之间的函数关系。

柯布—道格拉斯（C-D）生产函数是由美国数学家柯布和经济学家道格拉斯根据历史统计资料，研究二十世纪处在研究美国制造业劳动和资本对产出的作用时得出一个生产函数，即著名的柯布—道格拉斯（C-D）生产函数：

Y=AKαLβ （1）

这个生产函数可以表述为:假设土地数量没有变化，导致经济增长的因素抽象为资本K、劳动L和技术进步率A，K、L可以相互替代，且能以可变的比例组合，又假设经济发展处于完全竞争的市场经济条件下，生产要素都以其边际产品作为报酬，规模报酬保持不变，那么在时间t范围内变化的中性技术进步的产出增长模型可以被构造为:Yt=At KtαLtβ （2）

其中，Yt是第t期经济产出量，用GDP表示； At为第t期技术水平，一般作为常数；Kt为第t期的物质资本存量；Lt为第t期人力资本存量；α是资本的产出弹性系数，β是劳动的产出弹性系数，而且α﹥0，β﹥0，α﹢β=1 。

人力资本理论认为教育能提高劳动力的质量，也就等于使初始劳动力投入量成倍增加，因此可以将劳动投入量细化为初始劳动力L0与教育投入E的乘积，于是公式（1）就可以转化为： Yt=AtKαt（L0tEt）β (3)

这同时和新经济增长理论的代表人物卢卡斯（Robert E Lucas）于1988年提出的内生经济增长模型Y=Kα（Hl）1-α的思想基本一致（《经济增长导论》，2002）对公式（3）两边取自然对数后再求时间t的全导数，然后再用差分方程近似代替微分方程得到方程：y=a+αk+βl0+βe（4）

其中，y表示一定时期内经济的年均增长率，a为社会技术进步的水平增长率，α表示产出的资本投入弹性，K为资本投入的年均增长率，β表示产出的劳动投入弹性，l0代表初始劳动投入的年均增长率，e代表教育投入的年均增长率。因此，估算教育对经济增长率的贡献可表示为：

Re=（ye/y）×100%=（βe/y）×100% (5)

公式(5)是目前国际广泛采用的计算教育对经济增长贡献率的模型，它表示教育这个要素投入所带来的那部分国民产值的增长率占国民产值总增长率的比率。在实际计算过程中，教育投入的年均增长率e也可以表示教育综合指数的年均增长率。在此基础上进一步求出广东高等教育对经济增长的贡献。

二、劳动的产出弹性系数β的测算

在本文的模型中，β的系数值对模型的影响较大。本文主要根据广东省2000~2009年的统计数据，采用时间序列回归分析的方法，在柯布—道格拉斯生产函数Yt=AtKtαLtβ 的基础上 ，通过 两边取自然对数构造线形回归模型:lnYt=lnAt+αlnKt+βlnLt，设α+β=1。为避免出现序列自相关和多重共线形问题，在上述生产函数的基础上，构造一阶差分方程： lnYt- lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1）+θ，设α+β=1。这里θ为随机误差项，假设其均值为0，且自变量的一阶差分与随机误差项无关。

2000年固定资产投资价格指数（1978=1），实际投资额（1978价格），实际资本存量（1978年价格）来自张军、吴桂英、张吉鹏，中国省际物质资本存量估算：1952-2000，经济研究，2004年第10期，P42-43

2001-2008年的固定资产投资价格指数（1978=1），实际投资额（1978年价格），实际资本存量（1978年价格）：根据张军等（2004）采用的方法计算得出。

运用SPSS软件求出β的值，其中，Y表示广东省2000-2009年实际GDP，参见表1；K表示广东2000-2008年折旧后的资本存量，参见表2；L表示广东省2000-2009年从业人数，参见表3。

将广东省历年GDP对数的一阶差分lnYt- lnYt-1、实际资本存量对数的一阶差分lnKt－lnKt-1、从业人数对数的一阶差分lnLt－lnLt-1，代入一阶差分方程：lnYt- lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1），运用SPSS软件进行回归分析。得到以下分析结果：

由以上回归结果可以看出，建立的广东省劳动投入的柯布—道格拉斯生产函数的回归模型是成立的。从回归结果得到广东省的的劳动的投入弹性β为0.636。

三、 计算广东教育投入的年均增长率e和高等教育的年均增长率eh

第1步，分别计算2000年、2008年广东从业人员的人均教育综合指数

(一)用教育综合指数代表由于教育程度的提高而带来的劳动投入量，需要确定劳动简化率

关于劳动简化率的确定是个复杂的问题，目前主要有三种方法：西方的丹尼森和麦迪逊的“工资收入法”（又称“丹尼森系数法”）、前苏联的“复杂劳动简化法”（又称“劳动质量修正法”）以及中国学者的“修正的劳动简化法”。各种方法测算的结果差距比较大，仅中国学者在采用修正的额劳动简化法时就计算出四种（分别根据工资法、教育年限法、工作年总课时数法和劳动生产率法）等不同结果。

丹尼森“工资收入法”在中国使用时，学者们一般是部分地考虑中国的实际情况，采用不同文化程度劳动者的平均工资收入差别确定不同文化程度的劳动者的劳动生产率，然后与经验值相结合做不同程度的折算，得到的结果虽然有差别，但波动范围不大，崔玉平（1999）按三级（初等、中等和高等）得到劳动简化系数为：1、1.4、2；李洪天（2001）按四级（小学、初中、高中和大学）计算得到劳动简化率分别为：1、1.2、1.4和2；杭永宝（2007）按五级（小学、初中、高中、大专、本科以上高等教育）得到劳动简化系数为1、1.28、1.38、1.81、2.2。由于目前广东的研究生所占比例还比较小，可以把他们归入本科学历，所以本文根据综合考虑采用杭永宝的劳动简化系数。

(二)计算2000年、2008年广东省人均受教育年限数据

根据模型Re=ye/y×100%=βe/y×100%的要求，需要用一定时间段内的数据来反映增长率，又依据“教育综合指数”的内涵，需要人均受各级教育年数来计算教育综合指数的年均增长率，考虑到数据的权威性和可获取性以及可比较性，本人选取《广东省2000年人口普查资料》和《中国劳动统计年鉴（2010）》中的数据。

资料来源:2000年数据:根据《广东省2000年人口普查资料》中《全省分年龄、性别、受教育程度的各行业人口》（P3046-3053）中的数据整理、计算得出2008年数据：国家统计局人口和社会科技统计司、劳动和社会保障部规划财务司编，《中国劳动统计年鉴-2010》，2009年，P77。

计算公式：Pi=Ni∑Xi，其中， Xi是各级文化程度分布比例，I={（小学，初中，高中，大学专科，大学本科以上）；（初中，高中，大学专科，大学本科以上）；（高中，大学专科，大学本科以上）；（大学专科，大学本科以上）；（大学本科以上）}；Ni是各级教育规定年限（假设小学受教育年限为6年；假设初中受教育年限为3年，高中包括中专受教育年限为3年，并且把这3种教育统归为中等教育；假设大专受教育年限为3年，大本以上受教育年限为4年，且把这良两种教育统归为高等教育。前面介绍过由于受过研究生教育的从业人员相对较少，本文把这部分从业人员归为受过高等教育）。

2000年广东省15岁—64岁劳动力人口人均受各级教育年数计算如下：

人均受小学教育年数：S小=（25.9+49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*6/100=5.871

人均受初中教育年数：S初=（49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=2.159

人均受高中教育年数：S高=（16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=0.66

人均受大学专科教育年数：S专=3.6*3/100=0.108

人均受大学本科教育年数：S本=（1.5+0.15）*4/100=0.066

则2000年广东省就业人口人均受各级教育年数总数是5.871+2.159+0.66+0.108+0.066+=8.9135。同理可以计算出2008年广东省就业人员人均受各级教育年数依次为：5.923、2.37、0.8133、0.162、0.1364，人均受教育年数总数为9.4047。

(三)2000—2008年广东省就业人口的教育综合指数的年均增长率e

计算公式：e=∑PiSi，其中，Pi是各级劳动简化系数，Si是人均受各级教育年数，i=（小学、初中、高中、大学专科、大学本科以上）。

2000年广东省就业人员的教育综合指数为：

E0=5.871+2.159×1.28+0.66×1.38+0.108×1.81+0.066×2.2=9.881

2008年广东省就业人员的教育综合指数为：

E1=5.923+2.37×1.28+0.81×1.38+0.162×1.81+0.1364×2.2=10.668

2000年—2009年间广东省就业人口教育综合指数的年均增长率，采用几何平均法：e′={（E1/ E0）1/n-1}×100%={（10.668÷9.881）1/8-1}×100%=0.97%

同理2000年-2009年间广东省就业人口高等教育综合指数的年均增长率为 eh′={（0.162×1.81+0.1364×2.2）÷（0.108×1.81+0.066×2.2）}1/8-1=6.21%

由于工资的差别进而劳动生产率的差别，是众多因素共同作用的结果，如个人的禀赋素质、家庭背景、勤奋努力程度等都会导致工资收入的差别，只有一部分差别可以归因于所受正规教育的不同，而且，劳动力质量、素质、技能的提高也不能完全归因于正规教育，因此，按照丹尼森等西方学者通行的算法，对于依照工资差别而计算出的教育综合指数的增长率（即由教育程度的提高而带来的劳动量的增长率）用0.6做折算，于是得到广东省教育综合指数年平均增长率的修正值：e=0.97%×0.6=0.582%。广东省高等教育综合指数年平均增长率的修正值：eh=6.21%×0.6=3.726%

第2步，计算广东省2000-2009年间高等教育在全期年均教育综合指数增长率中的比率（Eh）。排除高等教育后，2000-2009年间广东省高等教育综合指数的平均增长率为={（5.923+2.37×1.28+0.81×1.38）÷（5.87+2.159×1.28+0.66×1.38）}1/8-1=0.68%。由此可得，2000-2009年间广东省高等教育在教育综合指数平均增长率中的比率为：eh′=（0.97%-0.68%）÷0.97%=29.9%。

(四)计算2000-2009年广东省实际GDP的年均增长率y

我们用GDP的增长表示中国的经济增长，考虑到物价指数的上涨，所以要剔除物价因素，计算2000-2008年间GDP的实际增长率。以本国货币不变价格计算的增长率习惯上称之为实际增长率。为保持一致，这里依然以1978年为基期，那么，根据表1，我们知道2000年和2008年的GDP的实际值分别为3233.1966、8768.58885，2000-2008年间GDP实际年平均增长率为：y={（Y1/Y2）1/n-1}×100%={（8768.58885÷3233.1966）1/8-1}×100%=12.86%。

(五)计算2000-2008年广东省教育、高等教育对经济（GDP）增长率的贡献Re和Rh

根据上面推导的教育对经济增长率贡献的表达式Re=（βe/y）×100%，将β=0.636、e=0.582%、eh=3.726%、y=12.86%分别代入 ，则有教育对经济增长率的贡献为：Re=（βe/y）×100%=（0.636×0.00582÷0.1286）×100%=2.9%，同期高等教育对经济增长率的贡献为：Rh=2.9%×29.9%=0.87%。2000-2009年间广东教育对经济增长率贡献实际增加值为2.9%×12.86%＝0.373%，高等教育对经济增长率贡献实际增加值为0.87%×12.86%=0.112%。这表明：广东2000-2009年间国内生产总值年平均增长率12.86个百分点中的0.373个百分点是由教育带来的，0.112个百分点是由高等教育带来的。这表明广东省的教育以及高等教育对经济增长率的贡献是比较低的。

参考文献

[1]陈璋.西方经济理论与实证方法论[M].北京：北京大学出版社，1993

[2]李洪天.20世纪90年代我国教育发展对经济增长的贡献研究[J].南京政治学院学报，2001;6

[3]崔玉平.中国高等教育对经济增长率的贡献[J].北京师范大学学报（人文社会科学版），2000;1

初级计量经济学范文第6篇

关键词:高等教育 广东 经济增长率 贡献

高等教育不仅对经济社会的发展有着直接的贡献,而且可以通过提高劳动者素质达到对经济增长的贡献。因此，测算广东省高等教育对经济增长的贡献率，对于处理好广东省高等教育发展与经济增长的关系具有重要的意义。

一、计算高等教育对经济增长贡献率的模型选择

在定量分析中，柯布—道格拉斯（c-d）生产函数是国内外众多估算方法的基础，本文也主要在柯布—道格拉斯（c-d）生产函数的基础上进一步细分教育投入和经济产出之间的函数关系。

柯布—道格拉斯（c-d）生产函数是由美国数学家柯布和经济学家道格拉斯根据历史统计资料,研究二十世纪处在研究美国制造业劳动和资本对产出的作用时得出一个生产函数，即著名的柯布—道格拉斯（c-d）生产函数：

y=akαlβ （1）

这个生产函数可以表述为:假设土地数量没有变化,导致经济增长的因素抽象为资本k、劳动l和技术进步率a，k、l可以相互替代，且能以可变的比例组合，又假设经济发展处于完全竞争的市场经济条件下，生产要素都以其边际产品作为报酬，规模报酬保持不变，那么在时间t范围内变化的中性技术进步的产出增长模型可以被构造为:yt=at ktαltβ （2）

其中，yt是第t期经济产出量，用gdp表示； at为第t期技术水平，一般作为常数；kt为第t期的物质资本存量；lt为第t期人力资本存量；α是资本的产出弹性系数，β是劳动的产出弹性系数，而且α﹥0，β﹥0，α﹢β=1 。

人力资本理论认为教育能提高劳动力的质量，也就等于使初始劳动力投入量成倍增加，因此可以将劳动投入量细化为初始劳动力l0与教育投入e的乘积，于是公式（1）就可以转化为： yt=atkαt（l0tet）β (3)

这同时和新经济增长理论的代表人物卢卡斯（robert e lucas）于1988年提出的内生经济增长模型y=kα（hl）1-α的思想基本一致（《经济增长导论》，2002）对公式（3）两边取自然对数后再求时间t的全导数，然后再用差分方程近似代替微分方程得到方程：y=a+αk+βl0+βe（4）

其中，y表示一定时期内经济的年均增长率，a为社会技术进步的水平增长率，α表示产出的资本投入弹性，k为资本投入的年均增长率，β表示产出的劳动投入弹性，l0代表初始劳动投入的年均增长率，e代表教育投入的年均增长率。因此，估算教育对经济增长率的贡献可表示为：

re=（ye/y）×100%=（βe/y）×100% (5)

公式(5)是目前国际广泛采用的计算教育对经济增长贡献率的模型,它表示教育这个要素投入所带来的那部分国民产值的增长率占国民产值总增长率的比率。在实际计算过程中，教育投入的年均增长率e也可以表示教育综合指数的年均增长率。在此基础上进一步求出广东高等教育对经济增长的贡献。

二、劳动的产出弹性系数β的测算

在本文的模型中，β的系数值对模型的影响较大。本文主要根据广东省2000~2009年的统计数据，采用时间序列回归分析的方法，在柯布—道格拉斯生产函数yt=atktαltβ 的基础上 ,通过 两边取自然对数构造线形回归模型:lnyt=lnat+αlnkt+βlnlt，设α+β=1。为避免出现序列自相关和多重共线形问题，在上述生产函数的基础上，构造一阶差分方程： lnyt- lnyt-1=c0+α（lnkt－lnkt-1）+β（lnlt－lnlt-1）+θ，设α+β=1。这里θ为随机误差项，假设其均值为0，且自变量的一阶差分与随机误差项无关。

2000年固定资产投资价格指数（1978=1），实际投资额（1978价格），实际资本存量（1978年价格）来自张军、吴桂英、张吉鹏，中国省际物质资本存量估算：1952-2000，经济研究，2004年第10期，p42-43

2001-2008年的固定资产投资价格指数（1978=1），实际投资额（1978年价格），实际资本存量（1978年价格）：根据张军等（2004）采用的方法计算得出。

运用spss软件求出β的值，其中，y表示广东省2000-2009年实际gdp，参见表1；k表示广东2000-2008年折旧后的资本存量，参见表2；l表示广东省2000-2009年从业人数，参见表3。

将广东省历年gdp对数的一阶差分lnyt- lnyt-1、实际资本存量对数的一阶差分lnkt－lnkt-1、从业人数对数的一阶差分lnlt－lnlt-1，代入一阶差分方程：lnyt- lnyt-1=c0+α（lnkt－lnkt-1）+β（lnlt－lnlt-1），运用spss软件进行回归分析。得到以下分析结果：

由以上回归结果可以看出，建立的广东省劳动投入的柯布—道格拉斯生产函数的回归模型是成立的。从回归结果得到广东省的的劳动的投入弹性β为0.636。

三、 计算广东教育投入的年均增长率e和高等教育的年均增长率eh

第1步，分别计算2000年、2008年广东从业人员的人均教育综合指数

(一)用教育综合指数代表由于教育程度的提高而带来的劳动投入量，需要确定劳动简化率

关于劳动简化率的确定是个复杂的问题，目前主要有三种方法：西方的丹尼森和麦迪逊的“工资收入法”（又称“丹尼森系数法”）、前苏联的“复杂劳动简化法”（又称“劳动质量修正法”）以及中国学者的“修正的劳动简化法”。各种方法测算的结果差距比较大，仅中国学者在采用修正的额劳动简化法时就计算出四种（分别根据工资法、教育年限法、工作年总课时数法和劳动生产率法）等不同结果。

丹尼森“工资收入法”在中国使用时，学者们一般是部分地考虑中国的实际情况，采用不同文化程度劳动者的平均工资收入差别确定不同文化程度的劳动者的劳动生产率，然后与经验值相结合做不同程度的折算，得到的结果虽然有差别，但波动范围不大，崔玉平（1999）按三级（初等、中等和高等）得到劳动简化系数为：1、1.4、2；李洪天（2001）按四级（小学、初中、高中和大学）计算得到劳动简化率分别为：1、1.2、1.4和2；杭永宝（2007）按五级（小学、初中、高中、大专、本科以上高等教育）得到劳动简化系数为1、1.28、1.38、1.81、2.2。由于目前广东的研究生所占比例还比较小，可以把他们归入本科学历，所以本文根据综合考虑采用杭永宝的劳动简化系数。

(二)计算2000年、2008年广东省人均受教育年限数据

根据模型re=ye/y×100%=βe/y×100%的要求，需要用一定时间段内的数据来反映增长率，又依据“教育综合指数”的内涵，需要人均受各级教育年数来计算教育综合指数的年均增长率，考虑到数据的权威性和可获取性以及可比较性，本人选取《广东省2000年人口普查资料》和《中国劳动统计年鉴（2010）》中的数据。

资料来源:2000年数据:根据《广东省2000年人口普查资料》中《全省分年龄、性别、受教育程度的各行业人口》（p3046-3053）中的数据整理、计算得出2008年数据：国家统计局人口和社会科技统计司、劳动和社会保障部规划财务司编，《中国劳动统计年鉴-2010》，2009年，p77。

计算公式：pi=ni∑xi，其中， xi是各级文化程度分布比例，i={（小学，初中，高中，大学专科，大学本科以上）；（初中，高中，大学专科，大学本科以上）；（高中，大学专科，大学本科以上）；（大学专科，大学本科以上）；（大学本科以上）}；ni是各级教育规定年限（假设小学受教育年限为6年；假设初中受教育年限为3年，高中包括中专受教育年限为3年，并且把这3种教育统归为中等教育；假设大专受教育年限为3年，大本以上受教育年限为4年，且把这良两种教育统归为高等教育。前面介绍过由于受过研究生教育的从业人员相对较少，本文把这部分从业人员归为受过高等教育）。

2000年广东省15岁—64岁劳动力人口人均受各级教育年数计算如下：

人均受小学教育年数：s小=（25.9+49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*6/100=5.871

人均受初中教育年数：s初=（49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=2.159

人均受高中教育年数：s高=（16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=0.66

人均受大学专科教育年数：s专=3.6*3/100=0.108

人均受大学本科教育年数：s本=（1.5+0.15）*4/100=0.066

则2000年广东省就业人口人均受各级教育年数总数是5.871+2.159+0.66+0.108+0.066+=8.9135。同理可以计算出2008年广东省就业人员人均受各级教育年数依次为：5.923、2.37、0.8133、0.162、0.1364，人均受教育年数总数为9.4047。

(三)2000—2008年广东省就业人口的教育综合指数的年均增长率e

计算公式：e=∑pisi，其中，pi是各级劳动简化系数，si是人均受各级教育年数，i=（小学、初中、高中、大学专科、大学本科以上）。

2000年广东省就业人员的教育综合指数为：

e0=5.871+2.159×1.28+0.66×1.38+0.108×1.81+0.066×2.2=9.881

2008年广东省就业人员的教育综合指数为：

e1=5.923+2.37×1.28+0.81×1.38+0.162×1.81+0.1364×2.2=10.668

2000年—2009年间广东省就业人口教育综合指数的年均增长率，采用几何平均法：e′={（e1/ e0）1/n-1}×100%={（10.668÷9.881）1/8-1}×100%=0.97%

同理2000年-2009年间广东省就业人口高等教育综合指数的年均增长率为 eh′={（0.162×1.81+0.1364×2.2）÷（0.108×1.81+0.066×2.2）}1/8-1=6.21%

由于工资的差别进而劳动生产率的差别,是众多因素共同作用的结果,如个人的禀赋素质、家庭背景、勤奋努力程度等都会导致工资收入的差别，只有一部分差别可以归因于所受正规教育的不同，而且，劳动力质量、素质、技能的提高也不能完全归因于正规教育，因此，按照丹尼森等西方学者通行的算法，对于依照工资差别而计算出的教育综合指数的增长率（即由教育程度的提高而带来的劳动量的增长率）用0.6做折算，于是得到广东省教育综合指数年平均增长率的修正值：e=0.97%×0.6=0.582%。广东省高等教育综合指数年平均增长率的修正值：eh=6.21%×0.6=3.726%

第2步，计算广东省2000-2009年间高等教育在全期年均教育综合指数增长率中的比率（eh）。排除高等教育后，2000-2009年间广东省高等教育综合指数的平均增长率为={（5.923+2.37×1.28+0.81×1.38）÷（5.87+2.159×1.28+0.66×1.38）}1/8-1=0.68%。由此可得，2000-2009年间广东省高等教育在教育综合指数平均增长率中的比率为：eh′=（0.97%-0.68%）÷0.97%=29.9%。

(四)计算2000-2009年广东省实际gdp的年均增长率y

我们用gdp的增长表示中国的经济增长,考虑到物价指数的上涨,所以要剔除物价因素,计算2000-2008年间gdp的实际增长率。以本国货币不变价格计算的增长率习惯上称之为实际增长率。为保持一致，这里依然以1978年为基期，那么，根据表1,我们知道2000年和2008年的gdp的实际值分别为3233.1966、8768.58885，2000-2008年间gdp实际年平均增长率为：y={（y1/y2）1/n-1}×100%={（8768.58885÷3233.1966）1/8-1}×100%=12.86%。

(五)计算2000-2008年广东省教育、高等教育对经济（gdp）增长率的贡献re和rh

根据上面推导的教育对经济增长率贡献的表达式re=（βe/y）×100%，将β=0.636、e=0.582%、eh=3.726%、y=12.86%分别代入 ，则有教育对经济增长率的贡献为：re=（βe/y）×100%=（0.636×0.00582÷0.1286）×100%=2.9%，同期高等教育对经济增长率的贡献为：rh=2.9%×29.9%=0.87%。2000-2009年间广东教育对经济增长率贡献实际增加值为2.9%×12.86%＝0.373%，高等教育对经济增长率贡献实际增加值为0.87%×12.86%=0.112%。这表明：广东2000-2009年间国内生产总值年平均增长率12.86个百分点中的0.373个百分点是由教育带来的，0.112个百分点是由高等教育带来的。这表明广东省的教育以及高等教育对经济增长率的贡献是比较低的。

参考文献：

[1]陈璋.西方经济理论与实证方法论[m].北京：北京大学出版社，1993

[2]李洪天.20世纪90年代我国教育发展对经济增长的贡献研究[j].南京政治学院学报，2001;6

[3]崔玉平.中国高等教育对经济增长率的贡献[j].北京师范大学学报（人文社会科学版），2000;1

初级计量经济学范文第7篇

一、财务会计课程体系目前状况及存在的问题

1．课程体系结构划分不明确

财务会计学课程一般分为初级会计、中级财务会计和高级财务会计3部分。但对于初级、中级、高级的财务会计学课程应该包含的内容，却没有统一的认识。在实际的课程内容和教材编写上难以把握。例如。对于企业最基本、最简单经济业务的账务处理程序和方法、会计核算的基本前提和一般原则、财务会计报告等理论内容。初级会计学阐述过，中级会计学有涉及，高级会计学也有描述，且基本内容差异不大。又如，独资、合伙企业财务会计学知识，本来属于初级财务会计学知识，但却列入高级会计学，造成高级会计学课程内容“忽‘高’忽‘初”．难以形成系统的体系毗又如，非货币易，在企业中也是常见业务，其处理的基本内容应放在中级会计。而不是高级会计。

2课程内容体系条块分散

中级财务会计课程体系的章节安排基本上是按会计要素内容的不同来分类设置的。一项经济业务的账务处理往往涉及多个会计要素的确认和计量，这必定会造成相同经济业务在不同章节体系中的重复论述以及课程容量的虚增等。例如，现金折扣的总价法、净价法的处理，涉及应收账款、存货、应付账款及主营业务收入等，至少在3个会计要素中重复讲述。又如，非货币易本是一项完整的经济业务，按会计要素顺序来安排，就会造成内容分割，人为增大教学难度。很多会计理论和会计准则的内容是对某一类或全部会计业务的总体描述，在结构上是不宜进行条块拆分的。例如，中级会计学往往将关于资产减值业务的论述分散地放置于各项资产业务处理的条块体系中。实际上，资产减值业务是资产期末计价会计方法的具体应用，其凝练度较高，应该集中加以比较论述，这样既可以在教与学的过程中进行系统、直观的对比，也可以帮助学习对象充分了解资产减值业务的实质，有利于专业理论被系统地消化和吸收。

3．专业理论与实务层次级差不够合理

初级、中级、高级会计学的专业理论级差层次存在不合理的现象。具体表现为“两头小、中间大”。初级会计学部分原理、概念描述过多。而实务操作内容简单、数量较少；相对于初级会计课程而言。中级财务会计的内容和难度急剧增加。造成初级会计学起来太容易，中级财务会计又太难。学生难以适应脚。高级会计本应体现专业理论与实务的高度统一．但实际上该部分内容往往是对初级、中级理论与实务内容的重复描述。出现重实务、轻理论的现象，有高级会计实务之嫌。

4．实验教学薄弱

财务会计是实践性很强的的课程，由于种种原因，安排学生到企业中实践越来越难。很多学校都采用手工及电算化模拟实习。电算化模块主要是针对企业实际开发的，与教学实践结合不好。

二、财务会计课程体系模块的划分构想

针对财务会计课程体系的目前状况及存在的问题，应调整初级会计、中级会计和高级会计的内容体系安排，同时对中级财务会计内容在教学安排和教材编写中做重新划分。并加强实践环节。笔者对财务会计课程体系模块的划分构想如下：

1．初级板块

分为3个子模块：会计原理、会计基础、与中级财务会计的衔接模块。会计原理子模块主要包括：会计基本理论的内容，如会计的涵义、目标、职能，会计要素，会计科目与账户，复式记账原理及其应用等：会计基础子模块主要包括：会计凭证、会计账簿、成本计算、财产清查、财务会计报告、会计核算程序等会计核算方法和会计工作组织(会计处理流程)；与中级财务会计的衔接模块主要包括：会计核算的基本准则、账户按用途和结构分类、企业的资金循环业务流程、银行结算方式及简单的票据业务、税收基本业务等一系列内容，应将货币资金的核算、与货币资金收付直接相关的其他会计要素的初始确认和简单计量、经营成果的简单核算与计量等作为最基本的会计业务处理置于初级会计学部分。

2中级板块

鉴于中级财务会计教学中．长期采用以会计要素的确认和计量来划分教学内容的习惯和以会计要素划分基本教学内容具有的简洁、与会计报表要素具有一致性等优势，对于企业生产经营基本业务内容，如供应、生产、销售、资金筹集、利润形成和分配等仍以会计要素来划分，有利于掌握财务会计的基本业务的核算原则和基本的会计处理方法。但在安排教学内容时，应考虑业务本身的整体性，会计要素之间重复确认和计量的内容应视情况删减，进行整合。其他仍属于企业常规常见业务，但有一定理论和实践难度的内容。如投资、资产计价、资产减值、借款费用、非货币交易、债务重组等，应以会计原则为导向来安排。注重内容的整体性。划分中级会计内容，有利于学生进一步从会计原则高度认识和理解财务会计的要求。新晨

3．高级板块

高级会计学主要是从会计原则的理论高度出发。结合具体会计准则的基本规定和具体要求。阐述财务会计信息在特定条件下的确认和计量。为全面且高质量地输出会计信息而服务口】。高级板块内容应涵盖企业业务中一些常规内容的延伸，属于成长中不太成熟的内容，如商品期货会计、退休金(企业年金)会计、融资租赁会计、中期报告和分部报告以及那些突破甚至否定会计假设的特殊业务。如合并会计报表、分支机构会计、外币报表折算、物价变动会计、衍生金融工具、企业清算、重组、破产、企业合并与分立。

4．实践板块

财务会计的实践教学环节非常重要。一方面可以提高学生对所学知识的感知度和动手能力。另一方面还可以通过实践进一步形成初级、中级、高级会计之间的联系。随着对大学本科教育教学目标定位的调整。应更加重视财务会计课程实践能力的培养。实践板块内容应包括初级会计实践和中级会计的实践。初级会计实践围绕初级板块内容进行。可将实验室的模拟实习与教学计划中的专业认识实习结合。中级会计实习，既应重视对财务会计核算业务的实习。更应联系企业的生产、营销、人力资源等方面来进行。

参考文献

[1]荆新，孙茂竹，张玉周．财务会计学课程设计的一种新方案[J]．会计研究，2002(6)：36．

初级计量经济学范文第8篇

一、财务会计课程体系目前状况及存在的问题

1．课程体系结构划分不明确

财务会计学课程一般分为初级会计、中级财务会计和高级财务会计3部分。但对于初级、中级、高级的财务会计学课程应该包含的内容，却没有统一的认识。在实际的课程内容和教材编写上难以把握。例如。对于企业最基本、最简单经济业务的账务处理程序和方法、会计核算的基本前提和一般原则、财务会计报告等理论内容。初级会计学阐述过，中级会计学有涉及，高级会计学也有描述，且基本内容差异不大。又如，独资、合伙企业财务会计学知识，本来属于初级财务会计学知识，但却列入高级会计学，造成高级会计学课程内容“忽‘高’忽‘初”．难以形成系统的体系毗又如，非货币易，在企业中也是常见业务，其处理的基本内容应放在中级会计。而不是高级会计。

2课程内容体系条块分散

中级财务会计课程体系的章节安排基本上是按会计要素内容的不同来分类设置的。一项经济业务的账务处理往往涉及多个会计要素的确认和计量，这必定会造成相同经济业务在不同章节体系中的重复论述以及课程容量的虚增等。例如，现金折扣的总价法、净价法的处理，涉及应收账款、存货、应付账款及主营业务收入等，至少在3个会计要素中重复讲述。又如，非货币易本是一项完整的经济业务，按会计要素顺序来安排，就会造成内容分割，人为增大教学难度。很多会计理论和会计准则的内容是对某一类或全部会计业务的总体描述，在结构上是不宜进行条块拆分的。例如，中级会计学往往将关于资产减值业务的论述分散地放置于各项资产业务处理的条块体系中。实际上，资产减值业务是资产期末计价会计方法的具体应用，其凝练度较高，应该集中加以比较论述，这样既可以在教与学的过程中进行系统、直观的对比，也可以帮助学习对象充分了解资产减值业务的实质，有利于专业理论被系统地消化和吸收。

3．专业理论与实务层次级差不够合理

初级、中级、高级会计学的专业理论级差层次存在不合理的现象。具体表现为“两头小、中间大”。初级会计学部分原理、概念描述过多。而实务操作内容简单、数量较少；相对于初级会计课程而言。中级财务会计的内容和难度急剧增加。造成初级会计学起来太容易，中级财务会计又太难。学生难以适应脚。高级会计本应体现专业理论与实务的高度统一．但实际上该部分内容往往是对初级、中级理论与实务内容的重复描述。出现重实务、轻理论的现象，有高级会计实务之嫌。

4．实验教学薄弱

财务会计是实践性很强的的课程，由于种种原因，安排学生到企业中实践越来越难。很多学校都采用手工及电算化模拟实习。电算化模块主要是针对企业实际开发的，与教学实践结合不好。

二、财务会计课程体系模块的划分构想

针对财务会计课程体系的目前状况及存在的问题，应调整初级会计、中级会计和高级会计的内容体系安排，同时对中级财务会计内容在教学安排和教材编写中做重新划分。并加强实践环节。笔者对财务会计课程体系模块的划分构想如下：

1．初级板块

分为3个子模块：会计原理、会计基础、与中级财务会计的衔接模块。会计原理子模块主要包括：会计基本理论的内容，如会计的涵义、目标、职能，会计要素，会计科目与账户，复式记账原理及其应用等：会计基础子模块主要包括：会计凭证、会计账簿、成本计算、财产清查、财务会计报告、会计核算程序等会计核算方法和会计工作组织(会计处理流程)；与中级财务会计的衔接模块主要包括：会计核算的基本准则、账户按用途和结构分类、企业的资金循环业务流程、银行结算方式及简单的票据业务、税收基本业务等一系列内容，应将货币资金的核算、与货币资金收付直接相关的其他会计要素的初始确认和简单计量、经营成果的简单核算与计量等作为最基本的会计业务处理置于初级会计学部分。新晨

2中级板块

鉴于中级财务会计教学中．长期采用以会计要素的确认和计量来划分教学内容的习惯和以会计要素划分基本教学内容具有的简洁、与会计报表要素具有一致性等优势，对于企业生产经营基本业务内容，如供应、生产、销售、资金筹集、利润形成和分配等仍以会计要素来划分，有利于掌握财务会计的基本业务的核算原则和基本的会计处理方法。但在安排教学内容时，应考虑业务本身的整体性，会计要素之间重复确认和计量的内容应视情况删减，进行整合。其他仍属于企业常规常见业务，但有一定理论和实践难度的内容。如投资、资产计价、资产减值、借款费用、非货币交易、债务重组等，应以会计原则为导向来安排。注重内容的整体性。划分中级会计内容，有利于学生进一步从会计原则高度认识和理解财务会计的要求。

3．高级板块

高级会计学主要是从会计原则的理论高度出发。结合具体会计准则的基本规定和具体要求。阐述财务会计信息在特定条件下的确认和计量。为全面且高质量地输出会计信息而服务口】。高级板块内容应涵盖企业业务中一些常规内容的延伸，属于成长中不太成熟的内容，如商品期货会计、退休金(企业年金)会计、融资租赁会计、中期报告和分部报告以及那些突破甚至否定会计假设的特殊业务。如合并会计报表、分支机构会计、外币报表折算、物价变动会计、衍生金融工具、企业清算、重组、破产、企业合并与分立。

4．实践板块

财务会计的实践教学环节非常重要。一方面可以提高学生对所学知识的感知度和动手能力。另一方面还可以通过实践进一步形成初级、中级、高级会计之间的联系。随着对大学本科教育教学目标定位的调整。应更加重视财务会计课程实践能力的培养。实践板块内容应包括初级会计实践和中级会计的实践。初级会计实践围绕初级板块内容进行。可将实验室的模拟实习与教学计划中的专业认识实习结合。中级会计实习，既应重视对财务会计核算业务的实习。更应联系企业的生产、营销、人力资源等方面来进行。

参考文献

[1]荆新，孙茂竹，张玉周．财务会计学课程设计的一种新方案[J]．会计研究，2002(6)：36．

初级计量经济学范文第9篇

初级经济学是西方经济学的简易版本，与西方经济学的学科特点基本类似，是建立在假设的基础上得出理论模型，探讨经济运行规律。在不同的假设情况下，会得出不同的结果。笔者在两个学期的任教中，通过采取不同的教学授课方式，对比分析目前学生在学习初级经济学过程中遇到的问题，并采用问卷调查的方式了解学生对任务导向的参与式教学的态度和授课效果。

2教学中存在的主要问题

2.1理论体系庞大，内容抽象且多

初级经济学包含了微观经济学和宏观经济学两部分，内容覆盖全面，需要学生去理解和记忆。由于书籍内容有一定的时滞性，课本中分析的经济现象并不能与现实世界经济体系同步，所以学生要想真正掌握并理解初级经济学中的相关理论并非易事。

2.2教学课时有限，课程内容繁重

由于本次授课对象专科学生的理论学习时间为2.5年，初级经济学被作为基础课安排在第一学期进行学习。新生上课时间在十一假期之后，导致学生学习周期短。同时，初级经济学教材中有很多繁琐的数学公式及用数理计算得出的模型，专科层次的新生数学基础并不好，而学习经济学是需要具备一定的数学知识，因此造成了他们更加依赖课堂教学而不是自学。这种课时少授课任务重的矛盾便突显出来。

2.3考核方式单一，重理论轻实践

初级经济学的考核方式采取闭卷考试的方式，学生往往为了应付考试而学习。在学习的过程中，不注重理解。学习方式也比较死板，习惯记忆书本上现成的知识或者答案，而忽略了用理论去联系实际，缺乏对经济理论的应用能力。同时，高校的教务处对考试试卷答案的要求就是固定的标准答案，标上具体分值，这样也限制了学生自我分析的灵活度。

3大学生具备参与任务导向教学设计的意原

笔者在从教的第一学年采取传统的灌输式方式授课，在学期即将结束的时候对学生进行问卷调查，得到的结果是大学生具有参与教学、完成教学任务的能力和意愿。这次调查对象共83人，除一人因病请假没有参与问卷调查外，回收问卷82份，其中女生占比51%，男生占比49%。多数学生认为灌输式教学的教学效果并不好，听课时精神容易不集中。

高等教育学中认为灌输式教学是最为经济的教学方式，满足了高校大规模招生的需要，使高校办学收益方面产生规模效益;参与式教学可以提起大学生的学习兴趣，从而将学习兴趣转为学习乐趣，避免出现由于灌输式教学造成的烦躁、压抑和茫然无措的局面。本次的调查结果与高等教育学中提到的内容基本相符。

目前网络资源丰富，学生获取知识的渠道并不局限于课堂。让学生参与到教学设计中来，对提高学生的自学能力十分有利。如果盲目实行参与式教学，会无法提高教学效率。因此，本文主要是以任务导向为目标组织学生参与教学，要求学生明确自身学习的方向，并能够合理安排时间和分析任务的难易程度，达到既完成教学任务也促进学习的目的。

4任务导向方式的参与式教学实施的效果

初级计量经济学范文第10篇

关键词 高等职业教育；区域经济发展；贡献率

中图分类号 G718.5 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2014）10-0045-06

随着知识经济的到来，知识已经成为推动经济发展的内在动力和决定性因素。科技知识的贡献率占到了经济合作与发展组织（OECD）成员国经济增长的80%[1]。作为“知识生产工厂”的高等教育也更为直接地参与进经济发展中来。经济和社会的进步要求高等教育能够建立一套与之相匹配的体系。经济发展与教育具有密不可分的关系，教育经济功能的凸显是现代教育的一个重要特征[2]。高等职业教育是高等教育的一种类型，其强调按照职业分类，根据一定职业岗位（群）实际业务活动范围的要求，培养第一线实用性（技术应用性或职业性）人才。我国高职教育从无到发展壮大经历了短短二十几年时间，特别是近十年，高职教育在高等教育大众化进程中发挥了重要作用，学校数量和招生人数和本科院校已然相当，见表1和表2。高职教育立足于服务地方，与区域经济具有更为紧密的联系，因此，研究高职教育对区域经济的贡献具有一定的理论和实践意义。

一、理论模型的构建

在教育经济的发展进程中，产生了几种计量教育对经济增长贡献的方法，如柯布-道格拉斯生产函数、丹尼森的计量模型等，可以通过对这些模型的修正，科学确定劳动简化系数，对高职教育对区域经济增长的贡献做出探讨和研究。

（一）模型的构建

美国经济学家丹尼森（Denison， E.F）认为，劳动的构成因素不仅有质量方面，而且也有数量方面。教育对经济的增长贡献主要是通过提高劳动者的素质，从而提高劳动力质量实现的，换言之，教育的作用就是在初始劳动力投入量的基础上成一定比例增加[3]。因此，可以将柯布-道格拉斯生产函数中的劳动力L分为不包含教育的初始劳动力L和教育投入E的乘积，于是，柯布-道格拉斯生产函数可以变形为：

Y=AKα（LE）β （1）

对此式两边去自然对数后，求时间t的全导数，且两边同时除以Y，用差分方程近似代替微分方程，经过推导，得到国民收入产出增长速度模型：

Y=a+αK+βL+βe （2）

其中，Y代表一定时期国民经济的年增长率，a代表技术进步的年增长率，K代表资本技术进步的年增长率，L代表不含教育质量的劳动技术年增长率，e代表教育投入量的年增长率。那么，通过这个公式单独计算教育对经济增长的贡献，即βe占国民经济年增长率Y的比重，则可以变形为：

Re=βe/Y （3）

这个公式是目前教育经济学界普遍采用的计量教育对国民经济增长贡献的模型，也是本研究所采用的模型。Re代表教育对国民经济增长的贡献率，Y代表国民收入总增长率，e代表教育投入量年增长率，但在本文的实际计算中，我们用教育综合指数年增长率来代替教育投入量的年增长率，这是因为教育综合指数是以劳动力受某一级教育为基准，根据一定的劳动折算系数所折算出来的人均受教育程度，它的年增长率与教育投入的年增长率呈正相关，更好地反映了教育投入的实际效果，所以，从理论上看，用教育综合指数年增长率来代替教育投入量年增长率是可行的。

（二）β值的计算

国内许多学者在研究教育对经济贡献时，为了便于与西方学者的研究进行比较，取β值为0.7，但在许多发展中国家，由于走资本消耗外延式经济增长方式，劳动投入对经济增长的贡献比较小，β值应该是低于0.7的。在本文中，各省市的经济发展水平不一样，β值的系数值对模型的影响较大，因此，本文采用面板数据根据各省市数据重新计算出β值，以便进行横向和纵向的比较。

在科布―道格拉斯函数基础上，

Y=AKαLβ （4）

两边同时除以L，假定α+β=1，得

（5）

取自然对数，构造线性回归模型，

（6）

采用统计软件Eviews进行计算，得出α的值，从而再得出β的值。

高职教育从1999年扩招发展到2012年，只有14年时间，时间序列短，地区差异大，用截面数据或时间序列数据都不能满足分析的需要。因此，在计算各个省市的β值时，需要分析和比较横截面观察值和时间序列观测值结合起来的面板数据（Panel Data），也称为时序与截面合成数据。因为面板数据模型综合利用样本信息，可以减少多重共线性带来的影响。面板数据模型的一般形式如下：

yit=αit+βit'xit'+uit（i=1，…，N； t=1，…，T） （7）

式中，αit为常数项，xit=（x1it，x2it，…xkit）为生变量向量；βit=（β1it，β2it，…，βkit）为参数向量，K是外生变量个数，N为截面单位总数，T是时间总数。随机扰动项uit相互独立，且满足零均值，同方差。

如时间序列参数齐性，即参数满足时间一致性，也就是参数值不随时间的不同而变化，模型（7）可以写为：

yit=αit+βi'xit+uit （8）

在参数不随时间变化的情况下，截距和斜率参数可以有如下两种假设：

H01：回归斜率系数相同（齐性）但截距不同，模型为：

yit=αi+βi'xit+uit （9）

H02：回归斜率系数相同和截距相同，模型为：

yit=α+β'xit'+uit （10）

判断样本数据究竟符合哪种模型形式，可以利用协方差分析构造式来检验统计量。

（11）

（12）

式中，S1，S2，S3分别代表式（8），式（9），式（10）的残差平方和。

在零假设H02和H01下，统计量F2和F1Z服从特定自由度F分布，如果F2大（等）于某置信度（如95%）下的同分布临界值，则拒绝H02，应继续检验，找出非齐性的来源；反之，利用模型式（10）拟合样本，在已确定参数存在非齐性的基础上，如果F1大（等）于某置信度（如95%）下的同分布临界值，则拒绝H01，应该用模型式（8）拟合样本，反之，用模型式（9）拟合。

通常，我们称形式如式（9）的panel model模型为变截距模型（variable intercept），式（8）为变系数（variable model）模型，式（10）为混合回归模型。在本文中，判断所选取的样本究竟符合哪种模型，利用协方差分析构造式（11）和式（12）来计算F的统计量，根据计算，得到F2=22.037>F0.05（30，300）=1.6998，F1=29.375>F0.05（15，300）=1.479，因此本文采用变系数模型[4]。

不管是变截距模型还是变系数模型，都有固定效应模型和随机效应模型之分，并分别对应不同的参数估计方法。本研究选取的样本横截面大，时间序列小，样本并不是总体的随机抽样，所以本研究不进行Hausman检验而直接采用固定效应模型。由于模型仅对各地区的个体差异情况进行研究，为减少面板数据造成的异方差性，在回归估计时选取“可行的广义最小二乘法”，即GLS方法来对模型进行估计，通过B-G序列相关性检验和white异方差性检验，可以得出结论，在显著性水平0.05下模型没有明显的异方差和自相关，故模型拟合较好。

（三）β值的估算结果

从数据的可获取性和本文的研究目的出发，总产出指标Y用国内生产总值GDP表示，资本投入量K用固定资产表示，劳动投入L用年末从业人员数表示。研究选取2001～2012年相关数据为样本，所有的数据都以1978年为基期，模型采用固定效应的变系数面板模型。其中，R2=0.997，F=1486.2，DW=1.892，所有的t值都通过检验，因为本文只需要弹性系数，因而没有列出变系数模型的截距项。全国及各省市β值见表3。

表3 全国及各省市的β值

二、各地区高职教育对区域经济增长的贡献

（一）计算起始年到终止年年平均教育综合指数增长率

本文将从业人员的受教育程度分为小学、初中、高中（含中职）、高职高专、大学本科及以上。在所收集的数据中，由于统计年鉴中并未单列出高职院校，只是列出了大专院校，根据国家近年来所出台的政策，要求现有的专科院校通过改革、改组和改制，逐步调整成为职业技术学院，因此，本研究采取大专院校的数据来代替高职院校从现实上讲是可行的。根据公式13和从业人员受教育程度，分别推算出2001年和2012年各省市人均受教育年限，2001年的数据根据《2002年人口统计年鉴》和《2002年中国劳动统计年鉴》整理得出，2012年的数据来自于《2013年中国人口和就业统计年鉴》①。根据我国目前各级教育的现行学制，小学、初中、高中（含中职）、高职、大学本科及研究生教育的受教育年限分别为6年、3年、3年、3年、4年、3年。按下式计算出各地的人均受教育年限。

（13）

其中，Hi为从业人员人均受各级教育年限，Ni为受各级教育年数，fi为受本级及其以上级别教育比重之和，计算结果见表4。

（二）确定从业人员的劳动力简化系数

受不同程度教育对劳动力质量影响肯定是不同的，考虑到在市场经济条件下，劳动力质量的差别主要体现在劳动力收入上，因此，本研究采用已有的研究成果，以受小学教育从业人员年均收入为基准（劳动力系数为1），折算出小学、初中、高中、高职（大专）、大学本科及以上的劳动力系数。2001年的劳动力系数根据中国社会科学院经济研究所收入分配课题组和城镇贫困研究课题组开展的2000年住户抽样调查数据，由2001年受小学、初中、高中、高职（大专）、本科以上高等教育从业人员的年平均收入（元）为2683、3443、3692、4043、4866，推断出受小学、初中、高中、高职（大专）、本科以上高等教育从业人员劳动生产率的比例倍数为1、1.28、1.38、1.81、2.20。这样就得出接受小学、初中、普通高中、高职、普通本科教育的劳动力简化系数为：1，1.28，1.38，1.81，2.20。2012年的劳动力系数根据范静波研究我国教育收益变动趋势时所使用的样本数据得到的从业人员劳动报酬推算，劳动力简化系数为1，1.902，2.652，4.261，6.228。

（三）计算2001～2012年人均初等、中等、高等教育综合指数及年增长率

首先根据式（14）计算教育综合指数，其中，E为教育综合指数，Hi为各级受教育年限，Li为劳动力简化系数。然后利用公式（15）计算出各个省市的教育综合指数平均年增长率e。丹尼森等西方学者的通行算法，依据工资差别而计算出的教育综合指数的增长率（即由教育程度提高带来的劳动量增长率）用0.6折算[5]。由此得出各省市的教育投入劳动量年均年增长率e’，结果见表5。

E=∑（Hi×Li） （14）

（15）

表5 2001～2012年教育综合指数年增长率（%）

（四）计算各地区高职教育指数增长率占年均教育综合指数增长率的比例

在分离高职教育和普通本科教育对经济增长的贡献上，本研究采用的模型是由杨毅、谭届忠提出的“指数增量法”[6]。通过对丹尼森模型综合教育指数及增长率计算方法与过程的分析，可以看出决定各级教育占整个教育指数增长率的比例是各级教育的指数增量，因此，用各级教育指数增量作为确定该类教育占整个教育指数增长率的权数，既考虑了各级教育指数增长率，也考虑到了各级教育指数存量。其数学模型是

（16）

其中，γi为i级教育占总教育指数年均增长率的百分比，Ei为i级教育指数增量，等于i级教育指数增长率和教育基期指数存量的积，即

Ei=Ei×Eio （17）

其中，ei为i级教育指数增长率，Eio为i级教育基期指数。E为综合教育指数增量，等于各级教育指数增量之和。计算结果见表6.

（五）计算各省市2001～2012年GDP年均增长率

以本国货币价格不变计算的增长率称为实际增长率，根据2002～2013《中国统计年鉴》上各地区GDP指数（上一期=100），计算出2001～2012年各地区GDP实际年增长率。

（六）计算2001～2012年各地区教育对经济增长率的贡献

根据前面所推导的模型Re=βe/Y来计算各省市教育对经济的贡献率。结果见表7。

三、结论

第一，如表7所示，2001～2012年全国高职教育对经济的贡献率仅为0.36%，这个值是较低的，与国内其他学者的研究结果有一定差距，主要原因在于β值的估算。在其他学者的研究中，β的取值一般是采用丹尼森所计算出来的取值0.7，但是对于发展中国家而言，走的基本还是以资源消耗来发展经济的道路，因此，劳动力资本投入对经济增长的贡献基本都低于0.7，况且，不同时期不同地区的经济发展水平不一样，劳动力产出的弹性系数也有差别，因此，β值决定了本研究的估算结果更切合各省市实际。

第二，2001～2012年间，相比于本科教育，我国高职教育发展较快，对经济增长率的相对贡献值更高。我国教育对经济增长率的贡献总值为7.31%，其中高职教育占0.36%，本科教育占0.23%，高职教育明显大于本科教育。究其原因，是因为扩招，高职院校的数量及其招生数迅速增长，甚至一度超过本科，从而导致高职教育的人均受教育年限明显高于本科教育，2012年高职教育的人均受教育年限达到0.356，而本科教育的人均受教育年限为0.205，进一步说明了高职教育在高等教育大众化进程中发挥了重要作用。

初级计量经济学范文第11篇

[关键词]计量经济学；创新；教学目标

[中图分类号]G642.0

[文献标识码]A

[文章编号]1005—4634（2012）04—0092—03

0 引言

计量经济学是一门研究经济变量之间的统计关系及其规律的科学，广泛应用于经济学的各个领域。通过课程的学习，要求学生建立合适的计量经济学模型，能够使用软件估计模型参数，并能够对估计结果进行检验，且正确解释模型的经济意义。在本科阶段参数估计的方法为普通最小二乘法，为了使得其估计参数有良好的统计性质，需要使计量经济学模型满足经典假设。在对参数进行经济意义检验和统计检验之外，需要考察模型是否满足经典假设及不满足经典假设的修正方法。授课内容主要围绕参数估计与检验展开，教师需要深入浅出的讲解普通最小二乘法的经典假设，经典假设是理解课程后续内容的基础。我国《高等教育法》指明了培养具有创新精神和实践能力的高级专门人才的培养目标，且市场更需要应用型、创新型的高层次经济学人才，由此计量经济学教学内容、教学方式、考核方式改革已迫在眉睫。笔者将结合多年的教学实践，分析经济类学生在学习计量经济学时的知识构建及授课中遇到的问题，提出有利于提高学生创新能力的教改方案。

1 计量经济学教改的探索

经济类教师和学生已普遍认识到计量经济学的重要性，但是该课程涉及到经济理论、统计学、数学相关知识的综合运用，讲授难度较大。很多学者从教学内容、课程设置等角度，对计量经济学教学改革做了有益的探索。李子奈指出目前计量经济学教学内容上没有体现出经济学科特点，应将计量经济学模型的设定、数据的分析作为计量经济学教学内容。案例教学和实验教学的重要性也被许多学者认识到。李芝倩提出计量经济学在教学中应以应用为导向，在理论讲解的基础上，注重案例教学和实践环节。张长青认识到计量经济学教学中存在重理论、轻应用等问题，忽视对学生实践应用能力的培养，建议建立具有专业特色的案例库，使课程理论教学与实验教学合理衔接。也有学者比较研究国内外计量经济学课程体系设置，如谭砚文等，比较了中美计量经济学课程设置，发现美国计量经济学课程内容丰富、课程衔接紧密、注重学生实践能力的培养，而我国计量经济学教学体系、教学理念、课程设置都明显落后。

2 课程的衔接问题

2.1 计量经济学课程设置问题

计量经济学作为一门重要的专业基础课，在微观经济学、宏观经济学、概率论与数理统计、统计学、高等数学、线性代数等课程之后开设，一般设置在大三第一学期。大多数高校没有针对不同类型的学生开设不同层次的计量经济学课程。由于我国经济类专业同时向文科和理科招生，学生数理基础差异较大，不适合按照统一的教学目标来授课。国外许多高校已经开设不同层次的计量经济学课程，不同基础及不同研究方向的学生可以自主选择有关课程。例如，麻省理工分别开设初级计量经济学、中级计量经济学、时间序列分析、非线性计量分析、现代计量经济学方法等近10门课，构成了不同层次的计量经济学课程体系。

而国内大多数高校计量经济学课程课时安排较少，不能很好体现计量经济学的学科地位。含上机实验课在内计量经济学仅有48课时左右，教师没有充分的时间讲解计量经济学的相关理论。在实践中应用较多的时间序列模型、面板数据模型、二元选择离散模型没有时间讲授。学生在工作或论文写作中，若需要建立计量经济学模型，仍需要花费大量时间进行后续学习。

计量经济学软件为学生理解计量经济学方法提供了一个视窗，是计量经济学理论和实践结合的桥梁。教师在上机实验授课环节讲授软件的使用，可使学生认识到繁琐的计算过程可由计算机来完成，对提高学生学习积极性和实践能力起着重要作用。而大多数高校上机实验教学环节没有得到应有的重视，仅有4至10课时。计量经济学软件多为国外开发，学生很难在这么短的时间内掌握软件的使用方法，直接影响到学生在实践环节对数据的分析能力。

2.2 数学基础课程衔接问题

现代经济学已经从思辨哲学转向数理实证，经济理论均要经过严格的数理逻辑证明及经验检验，经济学研究中对数学知识的运用已经超过物理等自然学科。我国经济学专业学生的数学基础课程仅有高等数学、线性代数、概率论与数理统计这三门，其教学授课难度较低。且这些课程由理学院数学专业教师讲授，他们对经济学了解较少，不知道经济学中会用到哪些知识，授课内容与经济学专业需要脱节，学生在这些课程上花费了大量的时间，并不能取得良好的效果。计量经济学建模中涉及到微分方程、动态最优方法、拓扑学、实变函数等知识，在高等数学中均没有讲授；多元回归分析中需要对矩阵求偏微，需要学生有空间思维能力，而这些知识在线性代数教学中却没有涉及；统计量的构建及统计性质的证明的相关基础知识，在概率论与数理统计中往往是一笔带过，并没有作为重点讲授。没有数学基础课程的教学改革支撑，经济学专业创新人才的培养难以取得突破性进展。计量经济学教学过程中普遍注重数理模型的推导、统计量的构建及统计性质的证明等基本原理的讲授，学生在经济学、高等数学、线性代数、数理统计等课程中若存在知识缺陷，均会影响到该课程的学习。由于大多数经济类学生数理基础较弱，不能很好地理解枯燥抽象的证明及公式的推导，课堂往往成为教师的独角戏。

初级计量经济学范文第12篇

关键词：财务经济分析；基本目标

1 财务经济分析目标

1.1 财务经济分析的基本目标 财务经济分析的基本目标是所有财务经济分析主体所要达到的最终目的。财务经济分析的基本目标可以表述为“决策信息支持系统”，即财务经济分析主体通过对会计主体提供的财务经济信息进行再加工，从而为财务经济分析主体的经济决策提供有效的信息支持。

1.2 财务经济分析的具体目标利益相关者理论从契约角度出发，将企业理解成“所有利益相关者之间的一系列多边契约的组合”(Freeman，1990)，这组多边契约的参与主体都有可能成为财务经济分析的主体。利益相关者对利益取向的差异性决定了其财务经济分析具体目标也存在着一定的差异。企业最主要的利益相关者包括所有者(投资者)、债权人和经营管理者，最主要的利益相关者也是财务经济分析最主要的分析主体。一是所有者(投资者)财务经济分析的具体目标。投资者对经济主体提供的财务经济信息进行分析，其关注的核心问题是经济主体的盈利能力以及处理经济主体和投资者之间的财务关系能力。因此，投资者财务经济分析的具体目标可以表述为：投资者通过对经济主体提供的财务经济信息进行进一步加工，分析经济主体的盈利能力和处理财务关系能力，从而做出正确的投资决策。二是债权人财务经济分析的具体目标。债权人对经济主体提供的财务经济信息进行分析，其关注的侧重点是经济主体的偿债能力以及偿债声誉。因此，债权人财务经济分析的具体目标可以表述为：债权人通过对经济主体提供的财务经济信息进行进一步加工，分析经济主体的偿债能力和偿债声誉，从而做出正确的债权配置决策。三是企业经营管理者财务经济分析的具体目标。投资者和债权人财务经济分析侧重于财务经济活动的最终成果；企业经营管理者财务经济分析不但要关注企业财务经济活动的最终成果，而且要关注企业财务经济活动的过程。因此，企业经营管理者财务经济分析的具体目标除了分析财务经济活动的最终成果以外，更为关键的是要分析财务经济活动过程中诸要素对财务经济活动最终成果的影响，从而有利于 生产经营管理者发现财务经济活动过程中存在的问题，不断优化企业财务经济活动。

2 财务经济分析的基本假设

2.1 信息真实性假设从本质上分析，财务经济分析是对财务报表和表外的初级信息进行加工整理和研究评价，使初级信息成为对财务经济分析主体决策有用的高级信息的过程。由于财务经济分析以财务报表及表外初级信息为加工的“原材料”，要使加工出来的高级信息对财务经济分析主体的决策有用，必须保证初级信息的真实性。信息真实性假设对财务经济分析所依赖的会计信息和统计信息这两个方面的初级信息提出了以下要求：一是会计信息必须与《企业会计准则2006》对会计信息质量要求的规范完全吻合，即会计信息必须具备客观性、相关性、明晰性、可比性、一贯性、实质重于形式、重要性、谨慎性、及时性等质量特征。只有初级会计信息符合上述质量特征，加工出来的高级信息才有可能对财务经济分析主体的经济决策产生积极作用。反之，如果初级会计信息不真实，则加工产生的高级信息就失去意义，财务经济分析主体以此作为决策支持信息，难免做出错误的经济决策。二是统计核算必须符合客观性原则，即企业在统计过程中必须以其生产经营过程中实际发生的经济业务为依据，如实反映企业财务经济活动的全过程。信息真实性假设还隐含了信息对称性假设，即财务经济分析主体掌握的信息是完全对称的。只有信息对称，财务经济分析主体才能做出利益均衡的经济决策。而事实上，信息不对称现象是比较常见的。不对称信息的价值很高，原因是按照供求关系，如果需要的信息越稀缺，信息的价格越高，信息需求者的需求欲望就会降低；反之，信息的价格越便宜，信息需求者的需求就越高。在现代企业中，尽管人所拥有的私有信息对人来讲，所花费的成本很低，但对委托人来讲却是一种非常稀缺的资源。作为财务经济分析的主要

分析主体――投资者、债权人和企业经营管理者，三者对信息掌握的完全程度和所花费的成本是完全不同的：企业经营管理者掌握信息比较完全，其成本较低；而投资者和债权人掌握信息的完全程度大为降低，要提高其信息的完全程度，必须付出高昂的代价。

2.2有限理性假设美国经济学家赫伯特・西蒙(1978)将有限理性概念引入经济学领域，并建立了有关过程理性假说的各种模型。其认为现实经济生活中经济人并非“完全理性”，而是介于“完全理性”和“非理性”之间的“有限理性状态”，即经济人是有限理性的。同时，还明确区分了结果理性和程序理性：结果理性指在一定的条件和限定范围之内行为能够达到预定的目标；程序理性指行为过程符合规范的标准。结果理性和程序理性之间的本质区别在于两者的立足点不同：前者立足于经济人的行为结果而忽视行为过程是否符合规范的标准；而后者立足于经济人行为过程符合规范的标准但并不忽视经济人的行为结果。其立论依据在于：在不确定的环境下，经济人无法准确地预测未来，因而无法按照结果理性的方式来采取行动，只能依靠某一理性的程序来减少未来的不确定性。在有限理性经济人假设条件下，经济人行为选择标准不再以结果的最优化作为行为选择的唯一依据，而是应该侧重程序理性，加强对经济人行为过程的考核和控制。因为只要程序合理，行为过程符合规范的标准，其行为结果的理性就能最大限度地实现。在有限理性的分析框架内，将理性抉择者描述成“行为经济人”，认为“行为经济人”的有限理性有一个实现程度问题，根据现实状况将有限理性划分为潜在有限理性、即时有限理性、实际有限理性三种状态，并针对影响人的理性发挥因素，建立了描绘有限理性实现程度的理论模型，从而得出了有限理性实现程度由高到低的排列顺序依次为潜在有限理性、实际有限理性、即时有限理性的结论。在有限理性假设下，作为有限理性假设条件下的行为人一财务经济分析主体，其利用初级信息进行加工时，不再以初级信息的结果作为其信息加工源，必须对初级信息产生程序的合理性进行评价，因为仅以初级信息的结果无法判断其合理性。财务经济分析主体侧重初级信息生成程序的合理性，必须加强对信息提供主体信息生成过程的评价。因为信息生成的程序和方法合理，则信息生成过程符合规范的标准，其信息结果的合理性程度能最大限度地得到保证。同样，财务经济分析主体利用加工后的高级信息做出决策时，其选择标准也不再以财务经济分析结果的最优化作为决策的唯一依据，而应该侧重程序理性，加强对财务经济分析主体财务经济分析过程的考核和评价。因为财务经济分析程序和方法合理，则财务经济分析过程符合规范的标准，其财务经济分析结果的理性就能最大限度地实现。最后，必须根据财务经济分析主体有限理性实现程度的高低来利用加工后的高级信息，从而做出合理决策。

3 财务经济分析的基本原则

3.1 成本效益原则成本效益原则要求行为人采用某一行为所发生的成本必须小于采用该行为所产生的收益。如果将财务经济分析主体进行财务经济分析看成是经济行为的话，那么财务经济分析主体进行财务经济分析所发生的成本必须小于相应的收益。财务经济分析从信息论的角度来看，是信息的再加工过程，因此进行财务经济分析的成本是财务经济分析主体对信息进行再加工的加工成本，而财务经济分析所产生的收益是利用再加T信息进行决策所产生的超额收益。此处的超额收益是指在进行财务经济分析的基础上进行决策所产生的收益与不进行财务经济分析做出决策所产生收益之间的差额。财务经济分析的成本效益原则对财务经济分析主体进行财务经济分析提出了下列要求：一是如信息加工成本和超额收益仅在一个会计期间相关，只要信息加工成本小于超额收益，则经济分析主体进行财务经济分析就是可行的；反之则不可行。二是如信息加工成本和超额收益与若干个会计期间相关，只要信息加工成本现值小于超额收益现值，则经济分析主体进行财务经济分析就是可行的；反之则不可行。

3.2 弹性原则弹性原则要求财务经济分析主体在进行财务经济分析过程中必须考虑财务经济分析外部环境变动的可能性，留有合理的伸缩余地，以便当外部环境发生变化时财务经济分析主体可以随时、自动地做出调整。弹性原则对财务经济分析主体进行财务经济分析提出了下列要求：一是财务经济分析主体必须根据外部环境的变化适时调整其分析目的；二是财务经济分析主体必须根据外部环境的变化选择合理的财务经济分析程序和方法；三是当涉及与行业内其它企业进行比较时，财务经济分析主体必须根据外部环境的变化来选择合理的对比基础；四是在财务经济分析内容的确定方面，财务经济分析主体必须根据外部环境的变化来确定财务经济分析的具体内容，特别是在财务经济专题分析内容的确定方面更是如此。

4 财务经济分析的研究对象

4.1财务经济分析方法财务经济分析方法是财务经济分析的又一研究对象，财务经济分析方法可以概括为三个层次：第一层次为观念方法；第二层次为基本方法；第三层次为具体方法。观念方法包括全面与重点相结合、定量与定性相结合和全过程分析方法；基本方法包括因素分析法和综合分析法；具体方法则包括比较分析法、比率分析法、连环替代分析法、平衡分析法、指数分析法、本量利分析法、图表法、回归分析法、线性规划分析法等。财务经济分析方法长期局限于具体分析方法，分析方法的更新非常缓慢，分析方法的停滞不前在一定程度上阻碍了财务经济分析理论研究的进一步深入。因此，未来财务经济分析从方法论角度来分析，应合理吸收计量经济学、管理学等学科的最新研究成果，将这些学科中的方法引入财务经济分析领域，从而不断完善财务经济分析方法体系。

参考文献：

初级计量经济学范文第13篇

计量经济学是一门运用回归模型分析数据的方法论学科，本科阶段的初级层次计量经济学课程的主要内容涵盖计量经济学数据、一元线性回归模型、多元线性回归模型、回归估计量的理论，异方差、序列相关等。根据计量经济学理论和方法的发展，将计量经济学的阈限概念具体可归结为以下3组概念：第一，回归假设。回归假设是为分析回归结果引入的合情合理的假设，在不同数量的假设下能够得到回归系数估计量的不同性质。回归假设是整个回归方法的基础，一切回归有关的参数估计和假设检验都和回归假设紧密相关，同时违反回归假设的情形也是计量经济学理论发展的重点，因此回归假设是计量经济学的阈限概念之一。第二，回归系数估计量的无偏性、有效性和一致性。无偏性、有效性和一致性是评价估计量的基本标准，回归系数估计量的无偏性、有效性和一致性是回归理论的核心，整个初级计量经济学的理论最终都归结为回归系数估计量的这3个性质，同时，这3个性质又与回归假设紧密相关，故回归系数估计量的无偏性、有效性和一致性是计量经济学的阈限概念之二。第三，异方差。异方差是违背回归同方差假设时的回归结果表现，无论对于横截面数据还是时间序列数据，异方差的出现是回归分析的常态，因此对于异方差的检验和修正是初级计量经济学的重要内容，也是经济金融实证研究中需要关注的基本问题，故异方差是计量经济学的阈限概念之三。以上三个阈限概念是学生掌握计量经济学理论的关键，同时在概念上具有紧密的联系，下文将基于此探讨计量经济学课程的教学方式。

2基于阈限概念的独立学院计量经济学教学注意事项

由于独立学院的教学方式主要强调理论与方法的应用和实践，因此基于阈限概念的独立学院计量经济学教学的总体原则仍立足于阈限概念的理解与实际运用，具体地，需要注意以下三个方面：第一，合理安排教学内容。为了突出3大阈限概念，在首节导论课即向大家提出3大阈限概念，在介绍回归分析的原理和方法时，详细的说明每个假设的用途，使学生理解每个假设的目的和本质，进而在回归估计量三个性质的教学中把握无偏性、有效性和一致性的具体条件，并明确理解异方差这一违反假设的情况。在具体教学过程中，以充分的时间介绍三大阈限概念及其联系，从而建构整个计量经济学的知识和方法体系。第二，运用软件展示阈限概念的具体应用。独立学院的计量经济学教学应完全从应用性角度出发，运用软件展示计量经济学概念、原理和方法。对于3大阈限概念，可用40%左右的时间解释概念产生的原因与本质，而60%左右的时间结合典型例题讲解如何运用计量经济学软件如Eviews解决具体的回归分析建模和假设检验问题。第三，通过尝试撰写学术论文强化阈限概念的综合运用。撰写实证性的学术论文是进行计量经济学方法综合训练的较好途径之一，可以通过让学生从选择题目开始，通过收集数据，建立回归模型，参数估计，假设检验以及进行可能的异方差和序列相关检验和修正等等来感受计量经济学解决综合问题的方法和程序，通过写作论文的方式加以体现，然后交流讨论，以深化对计量经济学阈限概念的理解。计量经济学教学经过以上三个方面的具体设计，帮助学生牢固掌握计量经济学的阈限概念，提升解决实际问题的能力。

3基于阈限概念的独立学院计量经济学教学实践

以浙江大学城市学院为例浙江大学城市学院是一所以培养应用型人才为导向的独立学院，也是我国建立最早、最有名的独立学院之一。计量经济学课程是浙江大学城市学院金融学专业的必修课程，在大三上学期开设。浙江大学城市学院的计量经济学课程以提高学生建立回归模型能力为教学目标，基于Eviews软件进行教学，每周教学学时为理论（教师讲授）与上级实验（学生练习）各2学时，特别注重学生对计量经济学阈限概念的理解与掌握。因此，研究浙江大学城市学院的计量经济学教学对研究独立学院计量经济学课程的教学具有借鉴意义。浙江大学城市学院的计量经济学教学内容为传统的初级计量经济学教学内容。教师在讲授回归假设时着重解释回归假设的设立目的与合理性，并通过软件讲解回归假设的验证，使学生理解并掌握回归假设。在回归系数估计量的无偏性、有效性和一致性教学中，通过详细分析三个性质所依据的不同假设，使学生理解三个性质所应具备的条件从而掌握线性回归估计量理论。特别地，专门安排约10学时左右的实验课进行计量经济学论文撰写与分析的交流，要求学生自选题目，收集数据，建立回归模型，进行估计并检验异方差、序列相关以及模型设定问题，写作小论文并在课堂上展示交流。为评价教学效果，选取2010级学生1个教学班共24人进行满分为5分的教学满意度打分，学生对计量经济学课程全部项目的满意度均达到97%以上，总体平均满意度超过99%。由此可见，浙江大学城市学院应用统计课程的教学效果非常成功。

4结论

初级计量经济学范文第14篇

本研究基于数据的可获取性，采用教育投入中有代表性的8个指标构建城乡义务教育一体化指数:小学生均教育经费城乡差异指数(P1)、初中生均教育经费城乡差异指数(P2)、小学生均预算内教育经费城乡差异指数(P3)、初中生均预算内教育经费城乡差异指数(P4)、小学专任教师城乡差异指数(P5)、初中专任教师城乡差异指数(P6)、小学生均固定资产差异指数(P7)、初中生均固定资产差异指数(P8)。指数构建第三步是计量方法的确定。采用简单计算法，在指标权重选择上，8个指标赋予相同的权重，均为1/8。为便于比较，对各二级指标进行了标准化处理，标准化值=该地区实际值÷最优值。假设城乡义务教育完全一体化，农村和城市无差异，即各二级指标的最优值为1。当农村各项指标的实际值越接近城市时，指数越大，表明该地区义务教育资源分配越公平、一体化程度越高;而当指数大于1时，并不意味着农村更公平，那只是理想的教育公平状态。即城乡义务教育一体化发展指数的最大值是1。为了使指数计算更精确，笔者借鉴了联合国开发计划署从1995年陆续开发的有关人类发展指数的计算方法。用下列公式计算城乡义务教育一体化指数，这里用P表示指标。城乡义务教育一体化指数的二级指数计算公式如下:(1)小学生均教育经费城乡差异指数(P1)=MIN［(农村小学生均事业费)÷(城市小学生均事业费)］(2)初中生均教育经费城乡差异指数(P2)=MIN［(农村初中生均事业费)÷(城市初中生均事业费)(3)小学生均预算内教育经费城乡差异指数(P3)=MIN［(农村小学生均预算内教育经费)÷(城市小学生均预算内教育经费)］(4)初中生均预算内教育经费城乡差异指数(P4)=MIN［(农村初中生均预算内教育经费)÷(城市初中生均预算内教育经费)］(5)小学专任教师城乡差异指数(P5)=MIN［(农村小学专任教师师生比)÷(城市小学专任教师师生比)］(6)初中专任教师城乡差异指数(P6)=MIN［(农村初中专任教师师生比)÷(城市初中专任教师师生比)］(7)小学固定资产生均差异指数(P7)=MIN［(农村小学生均固定资产)÷(城市小学生均固定资产)］(8)初中生均固定资产差异指数(P8)=MIN［(农村初中生均固定资产)÷(城市初中生均固定资产)］计算城乡义务教育一体化发展指数所需要的数据来自《H省教育事业统计年鉴》和《H省教育经费年鉴》及相关县(区)调研数据。

西部民族地区城乡义务教育一体化发展指数的比较

本文根据城乡义务教育一体化指数的计算方法，计算了西部民族地区的5个县(区)2005年和2009年城乡义务教育一体化发展指数，并进行了排序，（表略）。，2005年到2009年西部民族地区城乡义务教育一体化发展水平有了大幅度提高。2005年西部民族地区城乡义务教育一体化发展指数均值为0.677，2009年均值为0.797，提高了0.12;提高幅度最大的是B县，提高了0.167。表1的排序显示，2005年得分最低的B县，2009年得分最高，而F县由2005年的得分最高变为2009年的得分最低。实施统筹城乡教育改革以来，西部民族地区各县(区)城乡义务教育一体化指数得分差值由2005年的0.015缩小为2009年的0.011。这表明政府在教育投入上已经实施政策调整，教育财政优先向农村倾斜，为构建城乡教育一体化奠定了坚实的物质基础。

西部民族地区城乡义务教育协调发展决定因素的实证分析

我国大部分地区普遍存在城乡差异，它的形成与发展有着深刻的历史和社会原因。以户籍制度为框架的社会安排是造成我国城乡二元结构突出的根源所在。而隐藏在户籍制度背后的教育、医疗、卫生、社会保障等公共服务政策则构成了城乡非均衡发展的重要制度约束。通过对城乡义务教育一体化发展指数从生均教育经费、生均预算内教育经费、专任教师数量和生均固定资产四个方面的考察分析，笔者认为西部民族地区城乡义务教育协调发展的决定因素为以下三个方面:经济发展水平、财政分权体制、教育改革政策。1．经济发展水平因素关于教育与经济发展之间的关系，学术界的研究成果丰硕。已有研究表明，经济对教育的影响和教育对经济的促进都是相互的。经济是教育发展的物质来源，城乡经济的差异造成了政府财力之间的巨大差异。在我国义务教育分级管理的体制下，政府财力的差异最终导致城乡教育经费的巨大差异。［1］教育经费投入的降低势必影响教师资源由经济落后地区向发达地区转移，教师资源的差异影响教学质量，必然降低经济落后地区的教育水平。笔者所调查的H省历届政府都很重视教育，统筹城乡教育改革试验以来，市财政在教育经费投入上有了较大的倾斜，尤其是近几年对民族地区农村的投入明显加大。［2］2009年在生均教育经费和生均预算内教育经费两个指标上，B县、C县、D县农村地区的投入均大于城市，在基础设施建设方面也是按照国家义务教育学校标准化建设的要求加大投入力度，重点向农村学校倾斜的。从2009年H省民族地区城乡消费比(表略)可以看出，F县城乡消费比最高为5.333，其余四个县(区)城乡人均消费比在3.544～3.976之间。县的城乡教育一体化指数得分验证了“城乡人均消费支出差异大的地区城乡义务教育公平指数得分较低”这一论断。而从人均GDP变量角度考察，2009年B县人均GDP排第四位，指数得分排第一位;F县人均GDP排第三位，指数得分却是排在最后。这一现象与传统的“经济发展水平决定教育发展”的观点不相一致。然而，城乡之间的消费差异则直接反映了城乡教育一体化的程度，差异系数越高城乡教育一体化指数越低。2．财政分权体制因素我国实行分税制改革以后，有三种类型的税收:中央税收、地方税收和两级政府共享税收(中央60%，省级政府40%)。中央与省级政府之间的收入分配机制是明确的，而省级以下政府的收入分配则没有具体规定，而是由省级政府自主决定其分配方案。在传统的操作模式中，基本上是按照中央与地方分配的模式进行安排，省级政府决定与地市级政府之间的收入分配模式，地市级政府决定与县级政府之间的分配模式，［3］这就是我国的财政分权模式。在H省，如果减少了市这一层级，直接是省辖县(区)，财政分权的三级模式就演变成了两级。这样的模式在实际运行中，更多的经费由县(区)级政府支配使用。不同的省内财政分权会对城乡教育财政状况产生重要作用，而教育财政体系又是教育发展的保障，因此省级财政分权体制无疑对城乡义务教育发展具有重要的影响。为了更好地找出影响西部民族地区城乡义务教育发展的关键因素，笔者构建了城乡义务教育一体化回归模型。其中EII代表城乡义务教育一体化指数。FI代表市内财政分权变量，包括省本级财政支出占全省财政支出比重、县(区)本级财政支出占全省财政支出比重及县(区)教育支出占县(区)财政支出比重。EXP是城乡人均消费支出比(城市/农村);X为其他控制变量，包括人口数量、人均GDP等;β0代表常量;β1代表回归系数;γ为其他控制变量系数;μ代表变量数。表3是西部民族地区义务教育一体化指数模型回归结果。(1)考察经济水平和人口数对城乡义务教育一体化指数的影响。在以教育投入为考察变量的一体化指数与传统的研究结果有一定的差异性，传统观点认为经济发展水平越高的地区，政府财力越充足，越能够平衡城乡义务教育发展。［1］而本研究中，人均GDP排第四位的B县义务教育一体化指数最高。这一结果表明，在特定时期政策的调控因素大于经济发展水平对城乡义务教育的影响。西部民族地区城乡教育一体化指数反映了该地区教育投入在城乡之间的差异越来越不明显。而从模型2中可以看出，人口数对城乡义务教育一体化发展指数有向下拉的作用。依据模型EII=β0+β1FI+β2EXP+γX+μ公式计算，人口数每升高1%，城乡义务教育一体化指数就下降0.0013，这一结果可能对人口较大的县(区)在平衡义务教育发展上面临巨大挑战。(2)考察城乡经济发展差异对城乡义务教育一体化发展指数的影响。在没有经济发展水平和人口因素的模型1中可以看出，城乡人均消费支出比在5%的显著性水平下差异显著，这表明城乡差异大对一体化指数影响显著，而且其结果是导致教育公平指数降低。在控制了经济发展水平的模型2中，城乡经济发展差异对城乡义务教育一体化指数的影响远远低于模型1中的结果，且在10%的显著性水平下不再显著。(3)考察省内财政分权变量对城乡义务教育一体化发展指数的影响。模型1中，县(区)财政支出比例每提高1个百分点，城乡义务教育一体化指数就下降0.006，且在5%的水平下显著。而在控制了人口和经济发展水平的模型2中，结论一致。在模型1中，县(区)教育支出每提高1个百分点，城乡义务教育一体化指数就下降0.008，模型2与模型1结论一致。而省级财政支出对城乡义务教育影响恰恰相反，模型1中省级财政支出每提高1个百分点，城乡义务教育一体化指数就下降0.02，随着人口数和人均GDP的加入，省级政府支付比重的估计值不再显著。我国上下级政府之间财政分权体制已经延续了几十年，经过多轮的权力下放、财税制度的调整，地方政府已经有了很大程度的自。市级政府有权决定本市内县(区)级财政支配，省级政府提取的财政份额越多，县(区)级政府得到的就越少。县(区)政府份额越少，则能够提供给农村义务教育的服务就越少，也就拉大了城乡的差异。而若市级政府提取份额少，分给县(区)政府份额较多，但在教育支出上份额比例跟不上，也起不到缩小城乡差距的目的。这也就是模型1、2中县(区)教育支出所占县(区)财政支出比重具有显著性差异的原因所在。3．教育改革政策因素西部民族地区作为经济相对滞后、城乡二元结构突出的地区，城乡义务教育一体化指数2009年较2005年平均提高了0.12。综合分析发现，近几年国家实施城乡一体化发展战略，教育经费向农村教育倾斜幅度较大，H省在近几年的发展中，每年教育投入增量中的70%都倾斜于农村，［4］这与政府实施的教育改革政策是分不开的。笔者调研的5个少数民族自治县(区)，在城乡一体化战略实施过程中，得到了H省政府财政的大力支持，基础设施投入力度较大。虽然当地的经济条件在西部地区较差，但由于政策的倾斜，使西部民族地区农村义务教育投入有了较大提高。当然离开了地区经济做后盾，单纯依靠政府临时的政策扶持，那该地区的教育发展就如同无源之水，不具备可持续性。因此，在城乡教育一体化发展的过程中应注重协调其他各项事业的发展，只有长期可持续的义务教育投入城乡协调分配，城乡义务教育一体化才具备可持续性。

初级计量经济学范文第15篇

另一方面，绝大多数本科教材都是由具有丰富教学经验的人员编写的。作者能深入浅出地讲解深奥的理论，但他们所了解的东西往往流于过时。因此，单是一个优秀的教学人员，也不能写出一本优秀的教材。

本书作者伍德里奇（Wooldridge）既是一位公认的顶尖级研究专家，也是一位优秀的教师。他师从计量经济学界权威Hal White教授，并得到如下评价：“他是我指导过的最优秀的学生。” 作者没有辜负导师的期望，在微观计量经济学和时间序列的研究都走在世界前列。同时，作者授课清晰、简洁、易懂，曾三次被学生选为优秀的年度教授。同样获此殊荣的还有诺贝尔经济学奖得主萨缪尔森和麦克法登。

市面上计量经济学教科书都只介绍统计方法而忽略了经济学的内容，而且和一些统计学教材并无二样。非常多的学生在学完计量经济学课程后，不知道如何把所学的计量经济学模型和经济学理论联系起来，也不知道如何运用所学去做实证研究。

本书和其他教材之间最大的差别也许在于，它是以经济学为背景的。除了介绍计量的方法和模型外，还介绍了这些模型及其假设的经济含义，并指导如何从经济学的角度去解释所估计的模型。计量经济学不再是一门乏味的统计学，而是一门生动活泼并具有朝气的学科。它不仅向学生讲授必要的工具和模型，而且告知他们如何做实证研究工作。对从事经济学实证研究和诸如金融学、会计学、市场学、管理学、政治学和心理学等其他社会科学研究的学者而言，这也是一本难得的必备教材。本书创新、直观、易懂、非同寻常，一如其作者。在美国有50多所著名大学都采用这本书作为教材。

另一个重要原因在于，我对本书的一些相关的人员非常了解和信任。本书作者是我在美国麻省理工学院攻读经济学博士学位时的指导教授之一；本书的校者和译者之一林少宫教授，早年留学美国并取得计量经济学方面的博士学位，尔后在美国执教多年。林老师是我的硕士研究生导师。当然，这些连带关系可能引起人们对我的书评的客观和公正性的怀疑，为了避免这一点，我引用一些美国读者对此书的评论来佐证我的观点。

――在初级计量经济学教科书中，只有本书对时间序列的计量分析进行了认真而又圆满的讨论……它无须过分严密的推导而对复杂的计量经济思想进行了清晰而又直观的表述。

――一件出色的工作。许多基本计量经济学概念和问题时常都迷失在错综复杂的数学公式之中，但本书总能给出非常直观的解释。

――让第一学期的计量经济学课程就与实证研究齐头并进的时刻到了，我完全同意，不用微积分和太多的数学，也能培养出一流的实证计量经济学家。本书与我过去几年在哈佛大学曾讲授的一门深受学生喜欢的课程十分相似。

――本书使我讲授和应用计量经济学的努力减到最小。我很喜欢它提供的数据可直接利用，体系自圆其说。这本书能为我处理许多学生的“刁难”，所以使我给本科生和低年级研究生讲课不再那么困难。

――此书为计量经济分析工具提供了很好的直觉。对计量经济学而言，本书是简明地包含如此丰富内容、解释如此广泛内容的最简单教材。

――只须具备初级统计学知识，就能享受这本书。就我所看过的书来看，这是最好的一本，这一本书就能让你学会初级计量经济学。而且，它还讨论了许多最新的专题（如联立方程、综列数据和时间序列等）。综观全书，作者十分强调经济直觉，而不是过多地强调数学证明。作者深知读者需求，坚决避免使用技术性的计量经济语言和矩阵表述。这种品质使此书成为经济学家最好的计量经济学教材。

――本书对我们所做的假定及其原因和我们试图解决的问题及解决方法给出了精辟的直观解释。它使现实世界中的数据与如何从中得到解释建立了必要的联系。对计量经济分析感兴趣的人一定要拥有这本书。我认为作者为许多计量经济学教材所缺少的东西架起了一座桥梁。