非均衡实证分析
非均衡实证分析（精选8篇）
非均衡实证分析 第1篇
房地产市场的发展表现为两种态势的运行, 一种为均衡运行, 另一种为非均衡运行[1]。而均衡运行是市场发展的相对状态, 非均衡运行是市场发展的绝对状态, 是市场发展的常态。贵阳房地产市场在上个世纪90年代伴随着住房制度的改革, 贵阳房地产业发展进入了一个快速发展的阶段, 经过了20年的快速发展, 贵阳市房地产取得了巨大的成绩。然而在这过程中, 伴随着对贵阳市房地产市场认识的不足和开发商追求利益等原因, 并未结合市场的实际需求和市场的规律来发展房地产, 造成了贵阳房地产市场供求的非均衡现象。本文就非均衡的方法来研究贵阳市房地产市场的非均衡问题, 并运用计量经济学模型来实证分析探究贵阳市的房地产市场发展情况。
二、贵阳市房地产市场发展非均衡分析
1、总量上的非均衡
房地产市场总量上的非均衡主要是指潜在的总需求大于有效需求, 实际供给大于有效供给。在贵阳房地产市场的发展过程中, 存在着潜在的总需求量大而有效需求不足、房地产开发商实际供给量大而符合消费者需求的量不足以及大量商品房空置等非均衡现象。
(1) 贵阳市房地产市场潜在的总需求量大
随着贵阳市国民经济的持续快速发展, 贵阳城市化水平的不断提高、人口的快速增长以及居民收入的增加, 使得贵阳市潜在的住房需求量大。首先城市化进程是房地产市场发展的主要因素之一, 与全国和国际相比, 贵阳市的城市化率较低。根据贵阳市“十二五”规划, 到2015年贵阳市城市化率达到75%, 则到2015年贵阳市城镇人口将达到500万, 按照每人25㎡计算, 将净增住房需求2500万㎡, 市场潜在需求量大。其次是人口的增长, 人口增长越快, 对住房的需求也就越大, 虽然近年来随着计划生育政策的影响和人们对生育观的改变, 人口增长率在放缓, 但由于人口基数大, 总人口数还是很多。
(2) 房地产市场的实际供给量大
随着贵阳市的大力发展, 贵阳市房地产开发投资、房地产开工面积、施工面积和竣工面积持续增长。2010年贵阳市房地产开发投资达到310.68亿元, 占总固定资产投资的30%, 开发投资额是2005年的3.4倍;房屋开工面积和竣工面积分别为2005年的3.19倍和1.9倍。
(3) 有效需求不足和商品房空置量持续增长
从上面分析可以看出, 贵阳市房地产市场发展前景非常好, 潜在的购买者和潜在的需求量非常大, 但是同时也得看到, 潜在的需求者没有转化为实际的需求者, 一部分是由于大多数的中低收入者对于目前的房价买不起房子;另一部分是由于目前市场上大户型的住宅过多, 小户型的住宅满足不了市场需求, 而对于大户型住宅在价格上又难以承受。另一方面, 由于开发商大量的开发, 而市场的有效消化能力有限, 使得商品房空置率近年来居高不下。贵阳市商品住宅空置面积近年来居高不下, 商品房空置面积从2008年的空置面积为51.05万㎡到2009年的101.65万㎡, 同比增长100%。
2、产品结构上的非均衡
(1) 房地产产品结构方面
房地产产品结构可以分为商品房住宅、办公楼、商业用房和工业用房等。贵阳在历史不同时期存在着商品住房、办公楼、商业用房和工业用房不仅在土地供应方面还是开发商开发上存在供应结构不合理的问题。2005-2009年贵阳市商品住宅投资额均在80%以上;办公楼除2006年超过5%以外, 其他年均在2%左右;商业用房2009年下降到5.59%。
(2) 在住宅住房方面
在住宅住房上可以分为别墅、高档住宅、普通商品房、保障房等。由于开发商的趋利性, 在住宅住房上开发不同的产品所得到的利润空间不同, 别墅和高档住宅的利润空间明显要大于其他产品, 所以对普通商品房和保障房的建设热情不高, 特别突出的表现在保障房上。2005-2009年贵阳市保障性住房投资所占比重平均在10%左右。
三、实证分析
1、贵阳市房地产市场非均衡计量经济模型构建
本文在分析贵阳市房地产市场非均衡状态时采用的是双曲线模型。一般来说, 影响房地产市场的需求和供给因素有许多, 本文选取国内生产总值、商品房销售价格和商品房投资额三个因素来确定模型:
需求方程:D=C (1) *GDP+C (2) *P+C (3) +μ (1)
供给方程:S=C (4) *I+C (5) *P+C (6) +μ (2)
交易量方程:Q=min (D, S)
式中D、S、Q表示市场需求量、供给量和交易量, C (1) 、C (2) 、C (3) 、C (4) 、C (5) 、C (6) 表示系数, μ (1) 、μ (2) 表示随机误差项, GDP表示国民生产总值, P表示商品销售价格, I表示商品房投资额。
2、数据收集
本文中涉及到的GDP和商品房的数据是来自历年《贵阳市统计年鉴》和各年国民经济和社会发展统计公报提供的相关数据见表1。
3、模型参数估计
(1) 需求方程估计结果
模型的拟合优度为0.915, 拟合得比较好;杜宾检验值为2.49, 超过2, 不存在序列相关;各变量的T值接近2, 说明各变量在95%的置信度下通过变量的显著性检验。
因此得到需求方程:D=0.544*GDP+0.086*P-146.459
(2) 供给方程估计结果
模型的拟合优度为0.912, 拟合得比较好;杜宾检验值为2.392, 超过2, 不存在序列相关;各变量的T值接近2, 说明各变量在95%的置信度下通过变量的显著性检验。
因此得到供给方程:S=1.528*I+0.111*P-71.670
由此, 得到贵阳市房地产市场的非均衡计量经济模型:
4、非均衡测度与分析
将数据代入到回归所得到的非均衡计量经济模型, 估算出各年贵阳市房地产市场的有效需求和有效供给, 见表2所示。
定义非均衡度Z= (D-S) /Q, 用以测度房地产市场非均衡度的方向和强度。利用回归所得的非均衡计量经济模型得1998-2010年的贵阳市房地产市场非均衡度如图3所示。
图3我们可以看出, 1998-2010年期间贵阳市房地产市场的常态是非均衡状态。从非均衡度上看, 1998-2010年贵阳市房地产市场的供求状况可以划分为3个阶段:
第一阶段, 从1998-2002年。房地产市场有效供给大幅增加, 有效需求不足, 一方面是由于受居民收入、经济发展水平的制约, 跟不上市场供给的发展速度;另一方面由于西部大开发战略的实施和贵阳市政府的各项改革的顺利进行, 房地产快速发展。造成了1998-2002年贵阳市房地产市场有效需求不足的局面。该时期市场处于供大于求的非均衡状态。
第二阶段, 从2003-2007年。房地产市场有效需求增加, 有效供给表现不足, 由于居民的住房观念得到转变, 住房消费得到有效启动;同时随着贵阳市城镇化的快速推进, 居民收入的快速增长, 居民对住房的有效需求逐步增大。该时期市场处于供不应求阶段。
第三阶段, 从2008-2010年。房地产市场从有效供给不足向有效需求不足转变, 但非均衡程度保持在±0.05之间。自2008年全球金融危机的爆发波及贵阳, 宏观经济受到影响;同时随着国家宏观调控的持续以及国家经济结构转型等多方面因素影响。不管是消费者还是开发商都逐渐理性, 房地产市场处于不断完善的阶段, 市场供求基本均衡。
四、结论
综合以上分析可以看出, 1998-2010年贵阳市房地产市场处于非均衡的状态, 市场总处于有效需求不足和有效供给不足的变化中。根据非均衡经济理论, 瓦尔拉斯均衡是我们追求的目标和方向。市场调节不能保证市场出清, 不能将市场运行从非均衡状态向均衡状态发展, 为此需要通过政府手段来调节市场, 减少房地产运行的非均衡程度。在目前状态下, 贵阳房地产市场必须进一步健全房地产市场体系, 引导市场理性供需;其次要加强对房地产开发企业的管理, 规范其市场行为;最后要加强市场预期的调控, 打消人们的投机行为, 使市场向均衡方向发展。
摘要：本文是对贵阳市房地产市场供求的非均衡进行研究, 分别对贵阳市供需总量和结构两方面进行了定量和定性判断和描述, 并运用非均衡计量经济模型进行了实证分析, 得出贵阳市近年来房地产市场发展的非均衡程度和方向, 同时为贵阳市房地产均衡发展提供政策性建议。
关键词：房地产市场,非均衡,非均衡计量经济模型
参考文献
[1]季朗超.非均衡的房地产市场[M].北京:经济管理出版社, 2004 (1)
义务教育均衡发展实证研究 第2篇
【关 键 词】吉林省；义务教育；均衡发展；实证研究
中图分类号：G40 文献标识码：A 文章编号：1005-5843（2012）02-0067-07
2000年我国如期实现了基本普及九年义务教育的战略目标。义务教育在实现基本普及以后，就进入巩固提高阶段，在巩固提高阶段也就初步具备了义务教育均衡发展的基本条件。[1]教育部2002年2月在《关于加强基础教育办学管理若干问题的通知》中首次提出“积极推进义务教育阶段学校均衡发展”；2005年5月与2010年1月分别印发了《关于进一步推进义务教育均衡发展的若干意见》和《关于贯彻落实科学发展观进一步推进义务教育均衡发展的意见》（以下简称《意见》）；2006年6月修订的《中华人民共和国义务教育法》将义务教育均衡发展上升到法律层面。2007年10月党的十七大报告第一次提出了义务教育均衡发展的思想；2010年7月党中央、国务院颁发的《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010-2020年）》（以下简称《教育规划纲要》）进一步明确了“均衡发展是义务教育的战略性任务”。由此，义务教育均衡发展写进了党的文件、国家法律和行政法规，成为新世纪我国教育发展的一项基本政策。本文以吉林省为例，对义务教育均衡发展进行了实证研究。
一、义务教育均衡发展程度的统计测算
国家教育督导团办公室在义务教育均衡督导评估试点工作中提出均衡督导评估指标包括教育经费、办学条件、教师队伍、生源、教学管理5个维度10个指标。[2]笔者采用办学条件、学生资源、教师资源和教育投入四个维度12个指标，并采用描述数据集中趋势的平均数、描述数据离散程度的极差和基尼系数进行测算。基尼系数是意大利经济学家基尼（Corrado Gini）根据洛伦兹曲线（Lorenz curve）于1912年提出的，定量测定居民内部收入分配程度的重要指标。现也常用于教育均衡程度的测量，它测度的是数据分散程度的相对差异，数值在0~1之间。通常，基尼系数小于0.2代表绝对平均，0.2~0.3之间代表比较平均，0.3~0.4之间代表相对合理，0.4~0.5之间代表差距较大，0.5以上代表差距悬殊。本文采用EXCEL下基尼系数的一种简便算法进行计算。[3]
（一）办学条件均衡程度
1. 生均教室面积（平方米）情况比较。
从表1中基尼系数可以看出，吉林省普通小学生均教室面积县域间及各县镇间呈绝对均衡状态，城市间与农村间呈比较均衡状态，但从平均数可以看出农村生均教室面积要远高于城市和县镇；从表2中基尼系数可以看出，吉林省普通初中生均教室面积各城市间呈绝对均衡状态，县域间、县镇间呈比较均衡状态，各农村间则差距悬殊，从平均数上看农村生均教室面积要远高于城市和县镇。
2. 生均运动场馆面积（平方米）情况比较。
从表3中基尼系数可以看出，吉林省普通小学生均运动场馆面积各县域间、城市间、县镇间及农村间均呈现比较均衡状态，但从平均数上可以看出农村生均运动场馆面积要远高于城市和县镇；从表4中基尼系数可以看出，吉林省普通初中生均运动场馆面积各县域间、城市间、县镇间呈现比较均衡状态，各农村间差距较大，从平均数上可以看出农村生均运动场馆面积也要远高于城市和县镇。
3. 生均计算机（台/人）情况比较。
从表5中基尼系数可以看出，吉林省普通小学生均计算机各城市间呈绝对均衡状态，各县域间、县镇间呈现比较均衡状态，各农村间差距较大；从表6中基尼系数可以看出，吉林省普通初中生均生均计算机各县域间、城市间、县镇间各农村间呈相对均衡状态。
4. 生均图书（册）情况比较。
从表7中基尼系数可以看出，吉林省普通小学生均图书各县域间、城市间呈现绝对均衡状态，县镇间与农村间呈比较均衡状态；从表8中基尼系数可以看出，吉林省普通初中生均图书各城市间呈现绝对均衡状态，各县域间与农村间呈比较均衡状态，各县镇间呈相对均衡状态。
5. 生均电子图书（GB）情况比较。
从表9、表10中基尼系数可以看出，吉林省普通小学、初中生均电子图书各县域间、城市间、县镇间及农村间均呈现差距绝对悬殊状态。
（二）学生资源均衡程度
1. 班额（人）情况比较。
从表11、表12中基尼系数可以看出，吉林省普通小学、初中均班额各县域间、城市间、县镇间及农村间均呈现绝对均衡状态，从平均数上看城市与县镇均班额明显高于农村。
2. 入学率情况比较。
从表13、表14中基尼系数可以看出，吉林省普通小学、初中入学率各县域间、城市间、县镇间及农村间均呈现绝对均衡状态。
（三）教师资源均衡程度
1. 生师（专任教师）比情况比较。
从表15中基尼系数可以看出，吉林省普通小学生师比各县域间、城市间呈现绝对均衡状态，县镇间与农村间均呈绝对均衡状态，从平均数上看城市和县镇远高于农村；从表16中基尼系数可以看出，吉林省普通初中生师比各县域间、城市间和县镇间呈现绝对均衡状态，各农村间呈比较均衡状态。
2. 专任教师学历情况比较。
从表17中基尼系数可以看出，吉林省普通小学专任教师学历各县域间、城市间及县镇间呈现绝对均衡状态，各农村间呈比较均衡状态，从平均数上看城市明显高于县镇和农村；从表18中基尼系数可以看出，吉林省普通初中专任教师学历各县域间、城市间、县域间与农村间均呈绝对均衡状态，从平均数上看城市明显高于县镇和农村。
3. 专任教师职称情况比较。
从表19中基尼系数可以看出，吉林省普通小专任教师职称各县域间、城市间、县域间与农村间均呈绝对均衡状态；从表20中基尼系数可以看出，吉林省普通初中专任教师职称各城市间呈现绝对均衡状态，各县域间、县镇间呈相对均衡状态，各农村间差距较大，从平均数上看城市明显高于县镇和农村。
（四）教育投入均衡程度
1. 生均仪器设备投入（元）情况比较。
从表21中基尼系数可以看出，吉林省普通小学生均仪器设备投入城市间呈现比较均衡状态，县镇间与县镇呈相对均衡状态，农村间差距较大；从表22中基尼系数可以看出，吉林省普通初中生均仪器设备投入各县域间、城市间及县域间呈现相对均衡状态，各农村间差距较大。
2. 教育支出占财政支出情况比较。
从图1、图2可以看出，吉林省普通小学和普通初中各县域间、城市间、县镇间和农村间线形趋势相似度较高，基尼系数多在0.4以下，教育均衡程度较高。
二、义务教育均衡发展存在的主要问题
上述统计测算只是基于相关统计数据，只是比较了省域内各县域间、城市间、县镇间及农村间的教育均衡程度，缺少县域内城乡间、校际间的比较，而且基尼系数也局限于均衡程度的测算，教育均衡水平如何无法测出。2011年6月，我们对吉林省D县、T县和H市进行了义务教育均衡发展调查研究，从实地调研和基于统计数据的测算中，我们发现吉林省义务教育虽已接近初步均衡，但也存在着表象均衡、低位均衡、虚假均衡和非均衡发展现象。
（一）表象均衡：基于逻辑维度的思考
表象均衡即重数量轻质量，重外延轻内涵式的均衡。如，从统计数据的测算中我们可知吉林省普通中小学教师学历达标率很高，各县域间、城市间、县镇间及农村间均衡程度也很高，但从实际调研中发现，专任教师中原始学历所学专业与进修学历所学专业不符的占33.87%，进修学历所学专业与任教学科不符的占48.39%，原始学历所学专业与任教学科不符的占41.94%，原始学历所学专业与进修学历所学专业相符，但与任教学科不符的占19.35%。从这些数据中可以看出，专任教师中进修专业非原始专业（多数进修专业为容易毕业的专业）、所学非所教等现象较为严重。究其原因是教师为了追求加薪晋职、为了学历达标而达标，而非为了真正提升专业发展水平，与对教师的评价有关。再如，一些农村学校的计算机和图书在数量上已超过省定标准，甚至与城市一些优质学校生均数量相同，但其质量却相差甚远。有很多农村学校的计算机都是城镇手拉手学校赠送的被淘汰下来的旧机器，有的甚至只能成为摆设。相当多的农村学校图书质量低，大都是学生从家里拿来的旧书，没有钱购买新书，图书总体数量和种类不足。再如，一些农村学校由于缺少英语、计算机、音乐等专业教师，为保证开齐课程只能由有相关专长的其他学科教师兼任这些课程，课程质量很难保证。
从教育自身发展规律看，义务教育必然要经过一个从重数量、重规模、重普及率到逐步重质量、重内涵、重公平的历程。从我国义务教育发展阶段及其特点看，普及程度发展规模整体达到较高的水平后，必须与时俱进，适应义务教育发展的阶段性变化，及时把工作的重点转移到提高质量促进均衡发展上来。[4]
（二）低位均衡：基于水平维度的思考“
低位均衡即均衡程度较高，但整体水平较低的均衡。吉林省教育发展水平与全国教育发达省份相比还有一定差距。如，近年来吉林省逐年加大对教育的投入，使义务教育生均公共财政预算教育事业费和生均公共财政预算公用经费逐年攀升。2010年吉林省生均公共财政预算教育事业费普通小学为6220.61元、普通初中为6826.55元分别排在全国第8位和第11位，但较全国排位第1的上海市和北京市分别低出9923.24元和13196.5元，2010年吉林省生均公共财政预算公用经费普通小学为1462.37元、普通初中为1906.29元分别排在全国第7位和第10位，但较全国排位第1的北京市分别低出4374.62元和6341.37元，差距之大令人惊讶。
从各省（直辖市）与教育部签订的义务教育均衡发展备忘录中可知：浙江省到2012年底全部县（市、区）实现县域义务教育基本均衡发展；到2015年基本实现县域义务教育现代化，到2020年全省全面实现义务教育现代化。江苏省全省105个县（市、区）中，到2012年底全部县（市、区）实现县域义务教育基本均衡发展；到2015年底76个县（市、区）实现县域义务教育优质均衡发展，其中南京、无锡、苏州、常州实现市域义务教育优质均衡发展；到2020年前全省所有县（市、区）实现县域义务教育优质均衡发展。上海市全市18个区（县），到2012年底全部实现义务教育基本均衡发展；到2015年义务教育内涵和质量得到整体提升；到2020年实现义务教育现代化。吉林省义务教育均衡发展的目标则是2012年底实现县域义务教育初步均衡，2017年底实现县域义务教育基本均衡，与教育发达省份有一定差距。
（三）虚假均衡：基于诚信维度的思考
虚假均衡即因瞒报、造假而致使的均衡。如，学生辍学率一些学校就存在瞒报现象。我国《普及九年义务教育评估验收办法》规定：“小学在校学生年辍学率在1％左右；初中在校学生年辍学率，城市在2％以下，农村在3％以下。”各地一些学校为了符合规定，上报的年辍学率均在规定范围之内，但我们调查显示，不论城乡，也不论初中、小学，都不同程度存在着辍学问题。其中初中，特别是乡村初中学生辍学问题尤其突出，年辍学率一般在10%以上，有的学校甚至高达30%。[5]再如，一些学校为了追求升学率，考试科目挤占非考试科目的现象较为严重。为欺瞒督导、应付检查，保证课程开齐率与课时开足率竟然有两套或多套课程表，针对不同的检查有不同的课表。实际上，音乐、美术、计算机等非中考学科课程不开设或少开设，严重地违背了教育规律、违反了素质教育。
（四）非均衡发展：基于空间维度的思考
义务教育均衡发展从不同的空间维度可分为区域均衡、城乡均衡和校际均衡。吉林省各县域义务教育发展较为均衡，但由于城乡二元体制和曾经的重点学校政策，吉林省城乡间、校际间义务教育发展还存在较大差距。如，T县县镇普通小学均班额为50.75人，农村为11.09人，县镇大班额现象严重；县镇普通小学生师比为14.6:1，农村为7.2:1，这种现实的生师比与相关规定严重不符；县镇普通小学专任教师本科及以上学历占51.21%，农村占28.98%，农村高学历教师明显低于县镇；县镇普通小学生均计算机17.45人/台，农村为24.09人/台，农村学生计算机拥有量少于县镇学生。再如，H市城镇A小学有学生1596人，班级24个，均班额66.5人；城镇B小学有学生103人，班级6个，均班额17.2人，均班额相差49.3人。A小学市级以上骨干教师比例为40.9%，B小学市级以上骨干教师比例为17.1%，相差23.8个百分点，校际间差距较大。
三、推进义务教育均衡发展的策略建议
推进义务教育均衡发展应该全面落实政府责任，提高教育管理重心，建立健全体制机制，不断加大经费投入，充分借鉴国际经验，科学制定办学标准，切实加强专项督导。
（一）义务教育均衡发展的前提条件：全面落实政府责任
一个国家义务教育均衡发展水平，既是评价一国教育状况的基本标准，也是衡量一国政府公共服务质量的主要判断依据。[6]《教育规划纲要》颁布以来，我国义务教育均衡发展加强了顶层设计，进一步明确了推进义务教育均衡发展政府的法定责任，2011年教育部与27个省份及新疆生产建设兵团签订了义务教育均衡发展备忘录，做到一省一案、分类推进。各级政府要充分认识推进义务教育均衡发展是政府工作的重要内容，在资源配置、政策制定和宏观指导等方面体现均衡发展的要求。政府要在政策方向、力度和效果三个方面明确义务教育均衡发展的政策理路，变长期以来的理念和政策文本为实际的行动计划，[7]将义务教育均衡发展纳入经济社会发展总体规划，不断加大投入，积极开展义务教育均衡发展调查研究，科学决策，把推进义务教育均衡发展放在民生之首，摆在重中之重的位置。
（二）义务教育均衡发展的政策选择：提高教育管理重心
我国义务教育均衡发展从城乡维度看，“短板”在农村。虽然我国农村义务教育已全面纳入政府公共财政保障范围，实行的是“在国务院领导下，由地方政府负责、分级管理、以县为主”的管理体制，但由于各地经济发展不平衡，一些地方县财政比较困难，预算内教育经费不能及时拨付到位，省级政府转移支付资金拨付也缺乏有效运行机制，造成农村学校正常运转困难。如，吉林省经济贫困T县2010年财政教育支出经费为30886万元，占公共财政支出比例为22.4%，而经济较发达J县财政教育支出经费仅占公共财政支出比例为13.3%，但已达到38058万元。在我国义务教育全面普及以后，农村义务教育“以县为主“的管理体制重心已显偏低。温家宝总理在2011年8月28日农村教师大会上的讲话中指出：有条件的地方可以先行一步，加快探索建立“以省为主”的农村义务教育管理新体制，[8]提高农村义务教育管理中心。
（三）义务教育均衡发展的制度保障：建立健全体制机制
《意见》中指出：“地方各级教育行政部门要以提高教育质量为核心，通过制度建设和机制创新，整体提高教育教学水平，促进义务教育的内涵发展和均衡发展。”从根本上说，教育均衡发展必须从制度上来保证，深化制度和机制创新，构建制度均衡发展机制，从制度上建立和完善教育均衡保障体系，推动教育均衡向高质量高水平发展，是促进教育均衡发展的重要政策选择。认识和调整制度性因素，推进制度均衡应当成为当前关注的重点。[9]
建立城乡义务教育一体化发展机制。城乡教育一体化是打破城乡二元体制束缚，伴随城镇化进程加快，以城乡经济发展为物质基础，以促进教育公平为理想诉求，通过建立城乡平等互动、动态均衡的教育体系和制度，均衡城乡教育资源，缩小城乡教育差距，逐步解决教育与城乡个体和社会发展需要之间矛盾的过程。城乡一体化义务教育体制机制包含城乡义务教育管理体制、经费保障机制、资源共享机制、教育人事制度、学生培养制度、教育质量评价制度、招生制度、教育问责制度等。
建立健全教师培养培训交流机制。教育大计，教师为本。教师是教育资源的核心资源。近年来，国家为加强教师队伍建设，采取了农村义务教育学校特岗教师计划、教育部直属师范大学免费师范省教育、中小学教师国家级培训计划、农村学校教育硕士师资培养计划、大力推进城镇教师支援农村教育工作、全国教师教育网络联盟计划等一系列重大举措，取得了良好效果。建立健全教师培养培训交流机制，增加教师职业吸引力，让优秀学生报考师范院校，从生源开始让培养人的人是最优秀的人。加大对教师尤其是农村教师培训的实效性，健全城乡教师交流机制，努力破解优质学校教师到薄弱学校任教难题。
（四）义务教育均衡发展的物质基础：不断加大经费投入
教育投入是发展教育事业的重要物质基础。1993年《中国教育改革和发展纲要》中就提出国家财政性教育经费支出占国民生产总值的比例达到4%的目标，2010年7月《教育规划纲要》再次明确提出：“提高国家财政性教育经费支出占国内生产总值比例，2012年达到4%”。2001~2010年，我国公共财政教育投入从约2700亿元增加到约14200亿元，年均增长20.2%，高于同期财政收入年均增长幅度；教育支出占财政支出的比重从14.3%提高到15.8%，已成为公共财政的第一大支出，2010年底我国财政性教育经费支出占国民生产总值的比例达到3.59%。为确保4%目标的实现，2011年6月29日国务院又颁发了《国务院关于进一步加大财政教育投入的意见》。但即使达到4%的目标，我国教育投入水平还低于世界平均水平，与发达国家相差更大。我国加大教育投入的追赶之路还会很长。2008年，联合国教科文组织发表了全球全民教育监测报告，据报告统计，2005年世界各国公共教育支出占国民生产总值的百分比按地区划分，北美和西欧最高，平均达到5.7％，其次为拉美和加勒比海地区及撒哈拉以南的非洲地区的5.0％，中东欧4.9％，东亚和太平洋4.7％，阿拉伯国家4.5％，南亚和西亚3.6％，中亚3.2％。[10]2008年OECD成员国公共教育支出(中央与地方政府合计)的平均比例为5.0%。挪威以7.3%居首位，其次为冰岛7.2%、丹麦6.5%。[11]在不断加大经费投入的同时，各级政府要合理安排使用财政教育经费，全面推进教育经费的科学化精细化管理，把钱用在“刀刃”上。
（五）义务教育均衡发展的重要方法：充分借鉴国际经验
他山之石，可以攻玉。充分借鉴国际上一些教育发达国家义务教育均衡发展之路，会为我们提供良好的借鉴。如，日本在推进义务教育均衡发展过程中，主要依靠“教育立法”和“高效行政”的有效结合，使均衡发展有了强有力的法律保障和坚定的行政支持。具体有下列一些措施：立法振兴偏僻地区教育，实现义务教育区域间均衡；推进“同和教育”，实现族群间义务教育均衡发展；制定相关法律，保障义务教育经费投入；建立教师流动制度，均衡校际义务教育质量；严格执行学校设施标准，创建平等义务教育环境；开展特别支援教育，实现无差别义务教育。[12]再如，美国2010年3月以来，奥巴马政府着手修订《不让一个孩子掉队》法，提出了一系列教育均衡发展措施：设立明确可行的教育均衡发展目标，更新教育评价，追求教育质量和教育结果均衡；制定“公平责任制”，促进教育过程均衡；确保优秀教师和卓越校长等关键性教育资源配置均衡；缩减贫困地区学校的班额，促进教育均衡发展；关注弱势群体，确保受教育机会均等；立法为教育均衡发展提供持续的经费资助保障。[13]
（六）义务教育均衡发展的有效措施：科学制定办学标准
目前，我国已有20多个省（直辖市、自治区）制定了义务教育阶段学校办学标准。办学标准的施行将为各级政府举办义务教育提供基本参照。各省义务教育学校办学标准的制定也要参照《教育规划纲要》的制定过程，问政于民、问需于民、问计于民，进行大量的调查研究，广泛征求各方意见，进行科学充分论证。国家也应该在鼓励和支持各地义务教育学校标准化建设的前提下，适时构建具有可行性和前瞻性的国家义务教育办学标准体系。科学的办学标准出台后，关键看是否真正施行、务实施行。
加强义务教育学校标准化建设，将使义务教育“择校热”降温，对义务教育均衡发展起到积极地推进作用。择校热究其根源是优质教育资源短缺所致。择校趋势从行政区域维度看是村、乡、县镇、市（州）、省会城市逐级上择，现在一些农村出现了“空校”，而县镇、城市又出现了严重的“大班额”现象，除与城镇化进程加快和农村义务教育适龄人口减少有关外，还与择校有直接关系。多数农村家庭宁愿花费大量的人力、财力到县镇租房陪读让孩子到优质学校读书，也不愿在家门口就读老师年龄大、课程开不全、教学质量低的非标准化学校。
（七）义务教育均衡发展的关键环节：切实加强专项督导
2009年11月6日，国务委员刘延东同志在全国推进义务教育均衡发展经验交流会上的讲话中指出：要探索中国特色的现代督导制度，建立相对独立的教育督导机构，科学设置组织构架、职能权责、工作机制。要将义务教育整体水平、均衡发展、优质资源共享等评估检查结果，作为评价地方教育水平的重要指标，作为上级政府督导下级政府教育工作的重要内容，作为考核领导干部政绩的重要方面。[14]目前，我国已有25个省（区、市）包括新疆生产建设兵团在内，建立了督学责任区制度，形成了责任区督导工作机制。上海市于2008年3月18日成立了上海市教育督导事务中心，以实体机构创新教育行政执法体制，是迄今唯一的全国承担教育督导建议与教育行政处罚的实体机构，很值得借鉴。
国家要建立义务教育均衡发展督导评估制度，研究制定义务教育均衡发展督导评估指标体系，完善义务教育均衡发展监督问责机制，切实加强对义务教育均衡发展的专项督导检查。对推进义务教育均衡发展过程中的热点难点问题及时督导，如教育投入及使用问题专项督导；义务教育学校标准化建设专项督导；教育改革试点重大项目专项督导；义务教育学校择校问题专项督导；义务教育学校大班额问题专项督导；中小学生课业负担问题专项督导；中小学远程教育设备使用情况专项督导；进城务工人员随迁子女平等接受义务教育问题专项督导；中小学教师培训实效性专项督导等，做到督政与督学并举，知道督什么、怎么督、何时督，同时要建立对教育督导的督导检查制度，切实做到以督导促进义务教育均衡发展。
义务教育是教育发展中的重中之重，均衡发展是义务教育的本质要求。义务教育均衡发展关涉教育公平，关涉亿万家庭幸福，关涉国家和民族长远发展。义务教育均衡发展是一个复杂的、长期的、动态的发展过程，推进义务教育均衡发展是一项宏大的、系统的、艰苦的民生工程，需要尽政府职责、举全国之力、聚全民之智，一步一个脚印，永不停歇地努力。
注 释：
[1]于发友,赵慧玲,赵承福.县域义务教育均衡发展的指标体系和标准建构[J].教育研究,2011(4).
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[3]高技.EXCEL下基尼系数的计算研究[J].浙江统计,2008(6).
[4]王定华.关于我国义务教育均衡发展之审视[J].中国教育学刊,2010(4).
[5]张旺,郭喜永.城乡一体化背景下乡村义务教育学校布局调整问题研究[J].教育探索,2011(11).
[6]刘新成,苏尚锋.义务教育均衡发展的三重意蕴及其超越性[J].教育研究,2010(5).
[7]张天雪.区域教育均衡发展的实践模式、路径与政策理路[J].教育发展研究,2010(15-16).
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[9]翟博.树立科学的教育均衡发展观[J].教育研究，2008(1).
[10]段海鹏.当代美国基础教育的变革及其对我国的启示[J].教学与管理,2011(3).
[11]日本公共教育费占GDP比例在经合组织中排名垫底[EB/OL]. http://www.edu.cn/hai_wai_464/20110914/t2011
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[12]李文英,史景轩.日本义务教育均衡发展的实现途径[J].比较教育研究,2010(9).
[13]张燕军.从奥巴马政府修订NCLB法看美国教育均衡发展[J].比较教育研究,2011(2).
中国基础教育均衡发展实证分析 第3篇
一、均衡教育概述
均衡教育指的是教育公平, 一方面, 教育工作者要能够推动教育资源的合理配置;另一方面, 国家需要尽力减少区域之间的教育差异, 教育的均衡发展将对我国的教育事业起到积极的作用。对教育予以高度的重视, 教育直接关乎我国未来的科技与经济的发展, 对我国的发展有着不可估量的作用。把握好教育的方向, 使投资的每一份钱都能发挥在最关键的地方, 切实地为我国国民教育事业做贡献, 以最小的经济投入创造最大的经济效益。基础教育的均衡发展, 直接影响了我国未来的经济走向与科技走向。
二、基础教育均衡发展存在的问题
(一) 区域经济发展影响基础教育均衡发展
我国的发达地区一般集中在东部沿海地区, 在中部崛起战略开展以后, 我国中部地区对教育的重视程度也在不断增长, 我国西部地区因为发展较为落后, 因此在基础教育方面还存在着较大的问题。经济发达地区拥有着更广阔的资金来源, 可以更好的对教育设施、师资力量进行更大的投入, 便于基础教育的发展;而在欠发达地区由于缺少资金来源, 国家的补助往往无法充分满足教学设施的建设, 优质教师群体也不太愿意在这样的地方进行施教, 导致我国基础教育的发展因为区域经济发展的不均衡而存在着巨大的问题。
(二) 地区间教学评估标准
不同的地区对于教育的评估标准也存在着较大的差异, 无法对教育的成功进行统一的评估。就拿高考来说, 不同地区的录取分数线往往都是不一样的, 主要就是因为各个地区的教学成果评估方式不同, 因而存在着较大的差异。
(三) 国家相关政策走向
长期以来, 我国的基础教育失衡存在的情况, 一直没有得到我国相关政策的合理改善。相反, 我国的基础教育政策走向还对我国的基础教育均衡发展产生了一定程度的制约作用。主要表现在: (1) 教育管理制度的不够完善导致基础教育不均衡发展; (2) 教育经费投入不足, 导致教学设施以及师资力量存在差异, 影响了我国基础教育的均衡发展; (3) 教育评估制度的不完善, 直接影响了我国基础教育成果的评定, 使我国的基础教育产生了不均衡发展。
三、均衡教育的研究意义
均衡教育是一个新颖的教育理念, 通过对我国现有的教育体制与教学成果进行分析, 发现了其中存在的问题。这些问题直接关乎我国的基础教育发展, 合理地处理这些问题, 将会对我国基础教育发展起到积极的作用。均衡教育是我国教育教学的主要核心, 也是我国教育发展的关键问题。切实地做好基础教育的均衡发展, 将对我国人才的培养起到积极的作用, 也为我国未来的经济建设打下坚实的基础。
(一) 理论价值
均衡教育的发展, 从经济学的角度来进行分析, 主要是通过其构建完善的教育均衡发展结构, 对创立教育均衡评测系统起到的关键性作用。
(二) 实践价值
通过实际, 分析过去教育不均衡对我国人才教育、经济建设等方面造成的影响, 结合均衡教育所产生的实际效果, 发现推行均衡教育将有利于我国人才的培养以及未来经济建设的发展需求, 也会缩小区域经济发展程度对基础教育均衡发展的影响。
(三) 发展前景
教育均衡发展指数可以直观地反应一个国家、一个地区的教育均衡发展情况, 为国家人才的储备起到了积极的作用。我国在教育均衡发展问题上还有较大的空间, 通过不断地探索与实践, 争取早日达到基础教育全面均衡的要求, 这不是一个一蹴而就的过程, 或许需要几代人共同的努力, 我们现在就要开始为之做出一定的数据分析, 让将来教育均衡发展的目标更好地实现。
四、均衡教育的发展与未来趋势
目前, 我国教育部门开始着眼于基础教育的均衡发展问题, 国家教育部门已经逐步认识到基础教育的不均衡发展对我国教育事业的发展具有严重的制约作用, 国家也出台了相应的政策对基础教育事业进行扶持, 在这方面的投资也逐年增长。
通过加强资金的投入, 积极募集社会资金的流入, 改善了我国中小学硬件设施存在的问题, 合理地安排师资力量, 推进教育信息化的发展, 制定统一的教育成果评价系统, 为基础教育的均衡发展做出了积极的作用。随着相关政策与制度的不断完善, 我国的基础教育已经逐步走向均衡发展, 极大地推动了我国教育事业的发展。在未来, 通过对教育体制的不断改革, 教育结构的不断优化, 我国将逐步达到基础教育的均衡发展的目的。
五、结束语
基础教育的均衡发展, 不仅需要国家和相关机构加大投入力度, 更加需要地方政府能够将教育落到实处。这需要政府加大对均衡教育的关注力度, 提高对均衡教育方面的投入, 积极地、直观地为我国的基础教育均衡发展起到一定的促进作用。通过对基础教育现状进行研究, 笔者发现, 我国在这方面的研究成果大多以理论为主, 而针对该发展现状的具体措施较少, 推进国内教育的均衡发展需要有更加科学合理的指标体系, 只有在这样的规范下, 均衡教育才能真正落到实处, 为我国未来的人才储备、经济发展做出贡献。
参考文献
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非均衡实证分析 第4篇
1、基本因素均衡汇率理论 (FEER理论)
FEER模型最先由Williamson (1994) 提出, 后来被不断发展, 形成了一套比较完善的体系。该学说认为所有影响国际收支均衡的因素都会影响均衡汇率的变动。基本要素均衡汇率是一种同时保证内部均衡和外部均衡的实际有效汇率, 衡量内部均衡的指标为非加速通货膨胀失业率, 衡量外部均衡的指标为国际收支产生一个足以维持中期活动的头寸。
FEER方法不受短期临时性因素的影响, 主要关注的是基本经济要素的长期变化。但该方法的主要缺陷是其可操作性差, 由于测算过程涉及到大量与CA、KA相关参数的设定, 使得结果的参数敏感性较高。此外, 一些对实际汇率行为有影响的经济变量并没有包括在FEER的测算框架中, 因而FEER方法计算的均衡实际汇率在实证意义上是否存在是不明确的。
2、自然均衡汇率理论 (NATREX理论)
该理论由Jerome L.Stein (1994) 提出, 是指在不考虑周期性因素、投机资本流动和国际储备变动的情况下, 由实际基本经济要素决定的并能使国际收支实现均衡的实际汇率。NATREX均衡可以用下式描述:I-S+CA=0。其中I表示投资, S是储蓄, CA是所需的经常项目差额。由此可见, 当存在过度需求时, 实际汇率R将会上升, 以实现新的均衡, 即当这些反映存量的指标变动时, NATREX所确定的均衡汇率就变成了移动均衡。
虽然该方法综合流量—存量分析在中长期给出均衡汇率的调整过程, 但仍具有一些缺陷。其一, 由于该方法是一般均衡方法, 诸多的联立方程使得其相应的估计存在一定的难度, 可操作性不强。其二, 该理论主要针对的是测算均衡汇率的中长期动态调整过程, 对短期均衡汇率测算的意义不大。
3、行为均衡汇率理论 (BEER理论)
Clark和MacDonald (1998) 提出的行为均衡汇率理论 (BEER) 将重点放在实际汇率本身, 通过对实际汇率有影响的基本经济变量来解释实际观察到的名义汇率和实际汇率运动。BEER法运用近年来计量经济学发展起来的协整 (Co-integration) 技术, 从统计学意义上发现实际汇率和各种汇率决定因素之间的协整关系, 以此作为确定均衡汇率的基础。这个简约方程既涉及到影响实际有效汇率的中长期因素, 又考虑到相关的短期因素。
BEER方法既可以用于测算均衡汇率, 又可以用于解释实际观测汇率的变动原因, 并具有较强的可操作性。因此, 近年来BEER法被广泛应用于均衡实际汇率测算问题的实证研究中。对于研究发展中国家的汇率失调问题而言, BEER法具有更进一步的优势, 即在面对发展中国家样本量小、数据质量不高和经济结构不稳定等问题的情况下, BEER法分析的结果仍能发现实际汇率与基本面变量之间的协整关系, 并且估计出相应的汇率失调情况。
二、基于BEER模型的均衡汇率实证分析
1、研究变量选取
其一, 人民币实际汇率REER。本文中所采用的实际汇率是IMF测算并公布的人民币实际有效汇率, 它是按贸易额加权计算的汇率指数, 是国内外学者分析均衡汇率的通常做法。
其二, 广义货币供应量M2。一般来讲, 当M2扩张时, 本国通货膨胀致使经常项目逆差, 本币贬值, 即均衡汇率会下降。反之, 当M2紧缩时, 均衡汇率会上升。
其三, 贸易条件。其定义为出口价格与进口价格之比, 用来描述一个国家的贸易品在国际市场上的竞争力。本文近似采用出口与进口总额之比来替代出口和进口价格之比以表示贸易条件。即贸易条件=中国出口总额/中国进口总额。
其四, 外汇储备。外汇储备的多少通常表明一国干预外汇市场能力的强弱。从理论上说, 一国外汇储备的增加, 是该国国力上升的表现, 有利于提高投资者的信心, 往往会引起均衡汇率上升, 但这与利用外汇情况有关, 若利用外汇不尽合理, 则还可能会带来负面影响。相反, 外汇储备减少, 往往会引起均衡汇率下降。
2、模型检验与均衡汇率估计
本文采用的数据时间段为1994年1季度底到2008年4季度, 共60组数据。在运用协整方法确定人民币均衡汇率与基本经济变量间的长期均衡关系之前, 需要先对各个变量时间序列的稳定性进行分析, 即运用单位根检验来判断数据的随机性质, 然后建立一个向量自回归模型 (VAR模型) , 最后在VAR模型里运用协整方法确定各变量在长期内的均衡表达式。
(1) 单位根检验。通过单位根检验可以看出, 各个变量在1%的显著性水平上都具有非平稳的性质, 而一阶差分后的各变量都是平稳的。因此, 可以判断各变量都是一阶单整的, 检验结果如表1所示。
表1中, REER表示实际有效汇率, M2表示广义货币供应量, TR表示贸易条件, RES表示外汇储备。检验类型 (c, t, i) 的元素表示ADF中的截距、趋势项和滞后阶数, 其中c表示包含截距项, 该项为0则代表不含有截距项。T表示为趋势项, 该项为N则表示不包含趋势项, i表示为滞后阶数。
(2) 协整检验及协整方程的确定。在所有变量都是一阶单整的情况下可以对各变量进行协整检验。鉴于此样本容量较大, 应该采用Johansen极大似然法进行协整检验。
首先, 由于协整检验对滞后期反应敏感, 故先利用VAR模型来确定最大滞后期。结合实际经验和反复试验结果, 最大滞后期选1比较合适。然后, 根据选定的最佳滞后期, 由Johansen检验结果和实际情况, 可以判定出存在唯一的协整方程。利用VAR模型, 可得出标准化的协整方程为:LNREER=24.31451-2.972660LNM2-0.449589LNTR+1.472044LNR ES。将LNM2、LNTR、LN R ES的具体数据带入该协整方程中, 可得到人民币均衡汇率。
(3) 人民币均衡汇率的脉冲响应分析。脉冲响应分析用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响, 即在扰动项上加一个标准差大小的冲击, 对内生变量当前值和未来值所带来的影响。由于对一个变量的冲击除了直接影响这个变量本身之外, 还会通过VAR模型传导进而影响其他内生变量, 并会通过当前值直接或间接的影响到未来各变量值的趋势、走向, 而脉冲响应函数就是试图描述这些影响的轨迹。
图1描述了REER对其自身的随机扰动项的反应和对其他变量随机扰动项的反应的轨迹。由于这里考察的是季度数据, 所以横轴的一期就代表一个季度。纵轴表示REER对来自各种随机扰动项的反应程度。
(1) REER对来自其自身扰动项的反应。在前20期内, R EER对其自身扰动项的反应是阶梯状较快下降的, 在20到40期内, R EER对其自身扰动项有缓慢上升的趋势, 进入第40到60期内, REER对其自身扰动项又缓慢下降。从总体情况看, REER对来自本身的随机扰动项冲击的反应是呈下降趋势的。这与REER本身的构成有很大关系, REER是按贸易额加权计算的汇率指数, 所以主要贸易伙伴国的物价水平变动或其与本国贸易权重的变动都是引起REER发生变动的影响因素。
(2) REER对来自广义货币供应量M2的随机扰动项的反应。广义货币供应量可以反应一国的货币政策, 通过分析它对R EER的冲击也可以看出货币政策对人民币均衡汇率的影响。从长期看, 虽然M2对REER的影响不可缺少, 但其不具有稳定性的特点, 因而, 在长期均衡汇率的形成过程中的影响较小。但短期内, 广义货币供应量则比较活跃。
(3) REER对来自贸易条件的随机扰动项的反应。贸易条件反应的是一国对外贸易优势的强弱, 贸易条件的变动往往带来均衡汇率的同向变动。从本文所研究的时间段来看, 贸易条件随机扰动项的冲击对REER的长期影响较小, 但在短期内, 尤其是前5期内对其影响较大。
(4) REER对来自外汇储备的随机扰动项的反应。通常人们认为, 人民币升值的主要压力来自我国庞大的外汇储备, 但是从图中可以看出, 虽然REER对外汇储备随机扰动项的冲击在前10期后会有一个正向的反应, 但是在第10期之后, 其总趋势一直是负向的, 虽然在第35—45期有所缓冲, 但下降趋势仍未改变, 这就说明外汇储备增多并不一定就会导致本币升值。
可见, 虽然广义货币供应量、贸易条件和外汇储备都是人民币均衡汇率的重要决定因素, 但其影响的时段不尽相同。其中, 外汇储备在长期影响效果较为显著, 而贸易条件和广义货币供应量在短期的影响较为显著。因此, 在确定人民币均衡汇率时应综合、全面考虑。
参考文献
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非均衡实证分析 第5篇
桂林市地处广西的东北部, 全市辖秀峰等5个城区和灵川等12个县。由于历史、地理等因素的影响, 各县区之间办学水平的差距仍然很大。
一、研究方法与过程
1.研究方法
主要采用调查法, 通过设计并发放调查问卷, 以获取相关信息资料。在调查对象的选择方面, 桂林市5城区12县全部列入调查范围。
2.调查表的设计
本课题对城乡教师资源配置的均衡问题调查, 主要从教师学历结构、职称结构、年龄结构、骨干教师的比例、教师工资收入 (基本工资收入、学校补贴) 等几个方面获取信息。县 (区) 调查表及学校调查表的相关数据均来源于2002~2006年度桂林市 (含各县区) 教育事业发展的年度报告和统计年鉴。
3.调查表的发放与回收
课题组于2008年2月把调查表发到县 (区) 教育局, 共回收有效调查表17份。同时, 每个县 (区) 抽样4所公办中小学进行调查, 其中两所初中、两所小学, 包含 (市区) 县、乡镇、村三种类别的学校, 共回收有效调查表66份。
二、调查结果与讨论
(一) 桂林市城乡师资力量均衡发展存在的问题
通过调查分析, 发现虽然城乡教师素质的差距在不断缩小, 但是城乡师资力量不均衡的现象仍然存在, 主要表现在城乡教师在学历结构、职称结构、学科结构及优秀教师比例等方面仍存在差距。
1. 从学历结构看, 在小学阶段, 市小学、乡镇小学大部分教师拥有大专以上的学历, 而村小学超过半数的教师是中专学历。从本科学历教师比例来看, 市小学本科以上的教师占有较大的比例, 乡镇小学本科教师的比例小, 在所抽样的三所村小学均没有本科学历以上的教师。 (见表一)
在初中阶段, 从抽样学校情况看到, 桂林市三所初中拥有本科学历的教师比例均高于50%。县初中和乡镇初中拥有本科学历教师的比例均低于50%。 (见表二)
调查还发现, 农村中小学教师的第一学历普遍较低, 小学教师的大专学历、中学教师的本科学历多为通过函授、自学考试等继续教育取得, 而且最后学历并非所担任学科专业的情况十分普遍。
2. 从教师职称结构看, 在小学阶段, 市小学、镇小学具有中级职称的教师比例高于村小学 (见表一) 。在初中阶段, 市属初中高级教师比例远远高于县中学和乡镇中学, 而县中学又高于乡镇中学。 (见表二)
3. 从优秀教师的比例看, 优秀教师往往集中在城市、县城或县城附近, 而在边远的农村学校则是民转公或代转工教师比例高。以龙胜县为例, 县城及县城附近的小学园丁工程培养对象占的比例远高于边远乡镇学校, 如龙胜小学园丁工程培养对象的比例比边远的平等乡高18.5个百分点 (见表三) 。从以工代教人员所占的比例来看, 边远乡镇远高于县城及县城附近的小学或乡镇。如边远的平等乡比龙胜镇高约24个百分点 (见表四) 。
4. 从教师的学科结构看, 农村教师存在着明显的结构不合理现象。语、数教师数量多, 史、地、生、艺术、体育、计算机、小学英语等科目教师又不够。如龙胜县全县初中需配置地理教师16人, 目前仅有2名专业地理教师;全县需音乐教师26人, 但专业教师只有5人;全县需小学英语教师93人, 但科班出身的小学英语教师仅14人。教师学科结构不合理严重影响了农村学校相关科目的开设及这些科目教学质量的提高, 极不利于城乡义务教育的均衡发展。
(二) 城乡师资力量不均衡的原因分析
1. 以城市为中心的价值取向
我国长期存在的城乡二元分治结构使政府形成一种“以城市为中心”的价值取向, 国家的公共政策总是优先城市。在教育领域国家也是倾向于集中最优秀的师资, 更多的财力、物力发展城市教育。近年来虽然国家采取各种措施促进城乡义务教育的均衡发展, 然而作为一种思维定势, “以城市为中心”的价值取向仍然潜在地影响着社会决策。
2. 城乡教师的单向流动
在我国, 由于长期的以城市为中心的价值取向的影响, 城乡教师收入差距较大。城市教师的工资收入尤其是各种津贴、终期奖金、补课费等明显高于农村教师。 (见表五)
相关研究表明, 在现阶段, 促进师资均衡发展的最大障碍之一, 是城乡和校际教师之间的收入差距, 尤其是工资外收入的差距。 (2) 城乡教师收入的差距使得农村一些优秀的教师纷纷流向城市, 师范院校毕业的优秀大学生也千方百计地要留在城市, 而城市的优秀教师却鲜有主动到农村任教的。此外城乡教师工作生活条件的差距也是农村教师流向城市的一个重要原因。教师的单向流动加剧了城乡师资力量的失衡。
3. 农村教师继续教育机制不够完善
农村教育发展依靠高素质的农村教师, 因此农村教师的继续教育极为重要。然而我国农村教师培训的机会往往比较少, 而且不少农村教师只是为了文凭和职称而接受继续教育, 往往会选择比较容易通过的科目, 有的甚至与所教科目无关。此外, 从总体上看, 我国对农村教师继续教育的投入比较少, 因而农村教师外出接受培训的机会较少, 也较难有机会到办学较好的学校去参观学习。这些都影响着农村教师素质的提高, 并进一步扩大了城乡教师素质的差距。
4. 教师的编制政策不尽合理
在我国城乡教师编制标准不统一, 农村比城市低。按照现行标准, 农村初中、小学的教师每人负担学生数分别为18人、23人, 城市初中、小学为13.5人、19人。农村获得的教师编制普遍少于城市。这也在一定程度上影响了城乡教师的均衡配置。
三、促进城乡师资力量均衡的建议
1.提高农村教师的社会福利
改变农村优秀教师向城市单向流动的一个主要措施应是缩小城乡教师的收入差距。笔者认为首先应该统一城乡教师的基本工资和各种福利待遇标准, 此外可以给农村教师一定数额的特殊津贴, 以此来吸引更多的优秀教师到农村任教。
2.实施城乡“教师互派”制度
本文的“教师互派”特指城市学校与农村学校相互合作, 分别派出教师到对方学校任教。这与以往的支教有所不同, 支教只是市区学校对农村薄弱学校的单向帮扶, 而“教师互派”则是双向互动。通过教师互派既可以让农村学生直接享受城市教师的教学, 又能让城市教师把先进的教育理念、教学方式带到农村。而农村教师通过在城市学校的锻炼学习可以拓宽视野, 提升教学水平。另外教师互派的时间应该足够长, 时间太短很难达到预期的效果。
3.利用现代信息技术促进城乡师资力量均衡发展
现代信息技术的发展为城乡学校之间的学习与交流提供了一个有利的渠道。通过实施“校校通”工程, 可以实现城乡之间教育信息与资源的共享, 还可以利用现代网络开展网上教研, 让农村教师可以随时随地与城市教师或教研员交流, 随时探讨教学中遇到的问题, 从而提高教师的教学设计水平。
参考文献
[1]小学学龄儿童入学率[EB/OL].http://www.moe.edu.cn/edoas/website18/83/info33483.htm.
[2]邓涛, 孔凡琴.关于推进基础教育师资配置均衡化的思考——吉林省城乡师资差异和教师流动意愿的调查与分析[J].中国教育学刊, 2007, (9) .
非均衡实证分析 第6篇
关键词：中日,关税,非关税壁垒,谈判均衡
引言
理论上自由贸易比贸易保护好, 但是现实中贸易保护从来就没有停止过。经过各种双边、多边贸易谈判, 虽然关税总体水平在下降, 但是一些部门如农产品部门等仍然实行较高关税, 并且成为贸易伙伴国之间谈判与相互博弈的焦点;而非关税壁垒 (简称NTBs) 作为保护手段和管理贸易工具的重要性更是大大提高, 在制造业NTBs几乎取代了关税措施。纯贸易理论难以解释现实中贸易保护政策的存在与倾向, 这促使经济学家从新的角度贸易保护政策内生决定于政治过程, 以贸易的政治经济学方法思考贸易政策与保护的本质。
单边均衡关税的政治经济模型认为, 一国贸易政策由国内政治过程内生决定, 即政策制定者最大化其目标函数而制定贸易政策, 具有一定偏好的个人组成利益集团, 并采取一定行为影响政策制定者的偏好。其中Grossman和Helpman (1994) 保护待售模型 (简称PFS模型) 比较成熟, 指出政府受到利益集团的游说、关心政策扭曲的福利损失, 拥有特定要素的个体可以从保护中获得租、有动力游说并影响贸易政策;模型预测, 政治上组织起来的产业受关税保护与进口渗透率、进口价格弹性、政府对利益集团游说的重视程度有关。但是一国贸易政策并非简单的由单边决定, 还受到外国政策的影响。Grossman和Helpman (1995) 在PFS模型基础上、借鉴Putnam (1988) 的双层博弈思想建立了双层博弈模型, 分析两国间贸易政策的互动及决定, 证明贸易政策是两国政府和利益集团博弈的结果:在国内层次上所有选民和政治家之间形成博弈关系, 以捐献或者投票方式表示对贸易政策的态度;在国际层次上政府间形成博弈关系, 国内决策决定国际层次目标。两国之间关税的非合作博弈即贸易战, 合作博弈即贸易谈判, 并分别预测了非合作博弈均衡以及合作博弈均衡。为了避免贸易战造成双边福利损失, 国家之间往往合作谈判形成关税的合作博弈均衡。现有对贸易谈判模型的经验研究比较少, Gawande和Li (2006) 根据美日、美欧1990年代的非关税壁垒数据, 对双边非关税壁垒决定因素进行实证研究, 得出美日和美欧的双边非关税壁垒 (除部分不显著外) 支持GH (95) 模型, 但对社会福利权重的估计偏高, 这一工作对经验研究提供了较好的借鉴。
中国与日本自1993年以来互为非常重要的贸易伙伴, 贸易壁垒特别非关税壁垒是双边关注的贸易问题焦点之一, 那么中日贸易壁垒是否为一种双层博弈下的贸易谈判均衡呢?这是本文拟研究的重点。本文之所以采用GH (95) 贸易谈判模型, 原因是:盛斌 (2002) 建立的相关政治经济模型虽然适合中国情况的分析, 但是考虑到其关键参数难以单一指标衡量, 实证方法采用后向法对许多解释变量进行筛选, 无论从技术上还是数据上都很难对两个国家构建对称性变量进行分析;GH (95) 贸易谈判模型可以提供较好的分析工具, 并且该模型可以利用尽量少的自变量来说明贸易保护双边均衡的决定因素, 避免截面实证分析中的多元共线性问题。故本文以GH (95) 贸易谈判模型为理论基础, 对中国与日本之间双边贸易壁垒的决定因素进行实证分析, 检验双边贸易壁垒能否用贸易谈判均衡来解释。
1 理论模型
根据GH (95) 模型, 本国 (h) 和外国 (f) 都是大国, 政府目标福利函数分别为 (1) 、 (2) , 其中ah, af分别为本国和外国政府赋予社会福利 (相对于利益集团捐献) 的权重;Wh, Wf分别代表本国和外国的社会总福利;Ch, Cf为两国利益集团各自的捐献:
ah, Wh+Ch (1)
afWf+Cf (2)
一国的政治经济结构如下:生产n+1种商品, 其中n种产品有规模报酬不变特征、用劳动和特殊要素投入生产;单位商品0只用劳动投入生产;工资固定不变;生产n种商品所需的特殊要素供给有限, 所以特殊要素所有者有动力影响贸易政策以提高该产品价格、获取租, 并且知道政府对捐献有兴趣, 可以克服“搭便车”问题组织起来向政府游说。政府贸易政策以n维价格向量p表示。
在国内层次上:首先由各个产品的游说代表行动, 向政府提供捐献菜单, 政府选择一定的政策后游说者愿意支付先前承诺的捐献。然后是政府行动, 本国政府基于菜单设置进口关税 (或出口补贴) 以最大化 (1) 式;类似地, 外国政府最大化 (2) 式; (3) 式是国内层次博弈的结果国内均衡贸易政策的决定。其中ti= (p
在国际层次上, 政府间谈判改变了两国的单边保护结构, 本国和外国政府都按照 (4) 式盛斌 (2002) 、鲍晓华和朱钟棣 (2006) 、Imai等 (2008) 实证研究中得出的估计符号有相似结果, 反映了一国关税 (或NTBs) 保护强度与其进口渗透率呈正向相关。λh都为负、λf都为正, 说明当中国为净进口国时, 中日对i产业的贸易保护程度之比随中国i产业产出值/进口额 (以进口需求弹性刻画) 上升而下降、随日本 产业产出值/出口额 (以出口供给弹性刻画) 上升而上升, 即与中国进口渗透率呈正相关、与日本的出口外销比例负相关;当中国为净出口国时, 中日对i产业的贸易保护程度之比随中国i产业产出值/出口额 (以出口供给弹性刻画) 上升而下降、随日本i产业产出值/进口额 (以进口需求弹性刻画) 上升而上升, 即与中国出口外销比呈正相关、与日本的进口渗透率比例负相关。盛斌 (2002) 的观点可以从某种程度上为此做出解释, 中国为净进口国、日本为净出口国的情况下, 贸易额越大, 中国受到较强进口竞争冲击 (进口渗透率高) 的产业, 有动力为避免这种冲击而要求给予较高的进口保护;日本组织起来的出口产业, 其出口外销比例越高、能够从出口补贴中获得的好处越大、越有动力要求给予出口补贴;而中国为净出口国、日本为净进口国的情况下, 贸易额越大, 中国组织起来的出口企业出口外销比率越高, 出于国际竞争和利益考虑, 要求保护 (出口补贴) 越大, 政府也出于“出口导向”战略以及出口创汇等考虑而予以较高出口补贴保护;日本受到进口竞争冲击的部门有动力游说和要求政府给予较高的进口关税保护。
中、日两国潜在的福利系数ah、af都很大, 说明两国政府非常关注社会总福利, 对于利益集团的捐献、游说不太关注。问题是如果极大关注社会福利的话, 为什么还要实施高水平关税、造成较大的无谓损失?说明存在估计值偏高的问题, 这与其他学者对美日、美欧研究结果相似, 原因可能是没有考虑上、下游产业之间游说竞争因素及其抵消性作用。中国潜在福利系数大于日本, 说明中国对社会福利赋予的权重大于日本。极大关注社会福利的中国, 贸易保护水平却比日本高, 原因是日本经济比中国发达、贸易自由化进程早于中国, 早在上个世纪60、70年代就已经实施和促进贸易自由化, 而中国在改革开放以后通过渐近式改革才逐步开放贸易, 1992年才开始第一次大幅下调关税。
3.2 非关税壁垒双边决策的估计结果与分析
表6是NTBs双边决策模型基于截面数据的估计结果, 分别针对非自动许可、配额、产品特征要求、产品检查和价格控制5类NTBs进行了回归。
注:系数λh、系数λf两行中括号外是系数估计值, 括号内是系数显著性的p值。
产品特征要求、产品检查和价格控制的估计系数在5%的水平上显著, 说明中日之间这3种NTBs保护程度之比可以用进口国产品的产出值/进口额 (以进口需求弹性刻画) 、出口国产品的产出值/出口额 (以出口供给弹性刻画) 来解释。估计系数都与预期相反, λh为负、λf为正, 说明中日贸易政策保护强度之比与中国进口渗透率呈正相关、与日本的出口外销比例负相关 (如果中国为净进口国) ;与中国出口外销比呈正相关、与日本的进口渗透率比例负相关 (如果日本为净进口国) ;原因与关税回归结果的分析相似。 非自动许可、配额的估计系数都不显著, 在系数符号上前者估计结果与理论预期相反、后者估计结果与理论预期相同。可见NTBs双边决策回归中有关参数的估计比较敏感, 系数不完全显著, 系数符号也不完全一致。不过多数NTBs (产品特征要求、产品检查和价格控制) 与关税的回归结果相似, 表明中日贸易壁垒的双边决策是一种合作谈判均衡, 但中日政治经济力量对双边均衡的影响作用与GH (95) 模型理论预测不一样。
根据产品特征要求、产品检查和价格控制回归方程的估计结果, 中、日潜在的福利系数ah、af和关税回归中的结果类似, 值都很大, 说明中国和日本政府非常关注社会福利, 对于利益集团的捐献、游说不太关注, 同样存在高估的问题。中国潜在福利系数的估计中, 产品特征要求和价格控制措施的估计所得比较接近, 与产品检查估计所得差异比较大;日本潜在福利系数的估计中, 产品特征要求和产品检查估计所得比较接近, 与价格控制估计所得差异比较大, 反映了一国政府采取不同措施时对社会福利关注的程度有所不同, 可能是为了平衡国内各个利益集团以及公众的利益。此外, 中日潜在福利系数估计结果相比较, 价格控制措施中日本估计值小于中国, 产品检查与产品特征中日本估计值大于中国, 反映了两国通过具有不同福利权重的措施来平衡双边各利益集团和两国公众利益, 从另外一个方面体现了国家之间的合作均衡。至于各国为什么采用不同贸易政策工具, 一直是贸易政策研究的难题, 是本国政府或外国政府谈判能力, 还是政府选择政策工具的能力影响贸易政策工具的选择?需要进一步研究。
4 结论
贸易政策并非单边决策的结果, GH (95) 模型指出贸易政策是两国政府和利益集团博弈的结果:在国内层次上利益集团和政策决策者形成博弈关系, 影响政府国际谈判的目标函数;在国际层次上政府间博弈关系形成双边贸易政策均衡, 国内决策决定国际层次目标;博弈的非合作纳什均衡 (贸易战) 往往带来无谓损失, 为避免损失国家之间往往谈判合作制定政策, 并形成合作谈判的均衡保护关税 (NTBs) 。
本文基于GH (95) 贸易谈判模型, 利用中日关税 (1992～2001年) 和非关税壁垒 (2001年) 数据, 研究了中日贸易壁垒双边决定的影响因素, 及对中日对各自社会福利权重的估计, 主要结论是: (1) 中日双边的关税和大部分非关税壁垒 (产品特征要求、产品检查、价格控制措施) 实施体现为一种谈判均衡; (2) 中日政治经济力量对双边均衡关税和非关税壁垒的影响作用与GH (95) 模型理论预测不一样; (3) 两国的潜在社会福利估计系数都比较大, 关注社会福利程度较高, 但都面临偏高的问题; (4) 关税、价格控制措施的双边决策中, 中国对社会福利的关注程度比日本高, 但在产品检查和产品特征要求措施的双边决策中, 中国对社会福利赋予的权重小于日本, 体现了两国为平衡双边利益集团利益和社会福利而采用不同福利权重的不同措施。上述结论不仅加深了我们对中日贸易壁垒双边决策的理解, 还对一些问题提供了分析视角和相对深入的解释, 例如为什么一些部门的关税大大下降, 而另外一些部门的关税却僵持不下;为什么多边协议中关税下降了, 而非关税壁垒却不断增加。
当然, 本文仍然是一个初步的经验研究, 需要进一步改善和深入研究: (1) 进一步构造出口补贴、政治组织状况的数据, 以便使经验分析更加完善; (2) 回归变量之间可能存在内生性, 例如进口指标受到贸易保护措施的影响, 而保护措施同时也受到进口指标的影响, 二者是内生决定的, 这有待进一步改善和深入研究; (3) 公共福利权重估计值存在和其他研究类似偏高的问题, 因为逻辑上极大关注社会福利便不应采取高水平贸易保护政策, 这是贸易政策经济学研究中有待深入研究和解决的问题。
参考文献
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非均衡实证分析 第7篇
关键词：审计市场,种群竞争模型,竞争均衡
周福源等 (2006) 认为, 在审计市场的竞争中, 优质客户资源扮演着战略性的角色, 事务所占据了市场上最优质的客户, 尤其是那些大客户才可能在审计市场上长期生存, 并追求长期的发展和扩张。陈艳萍等 (2010) 研究发现, 目前我国审计市场上的优质客户资源主要被国外会计师事务所占有, 现有的研究表明, 我国审计市场的竞争态势属于低集中寡占型, 若剔除国际“四大”所占有的市场份额, 国内所在整个审计市场的竞争态势属于竞争型, 由此可见国外会计师事务所在争夺客户资源时的霸主地位。基于此, 自2000 年起我国会计师事务所在一系列政策的引导下开始实施合并, 以增强国内会计师事务所的竞争力, 实现会计师事务所的规模化发展, 这种做法在一定程度上缓解了国外会计师事务所对我国审计市场优质客户资源的垄断状态, 培育出了一批优秀的本土会计师事务所, 但是总体而言我国会计师事务所在同国外会计师事务所争夺客户资源时依然处于劣势地位, 难以实现竞争中的均衡, 这导致众多会计师事务所以“低价格”作为争取客户的主要手段。然而, 审计行业的特殊性决定了其不能像普通服务行业那样依靠价格竞争来达到社会福利的最大化。夏冬林等 (2003) 认为, 过度竞争会损害事务所的独立性, 进而影响到审计质量。董志强等 (2010) 研究发现, 从历史视角考察美国和中国审计市场竞争状态与审计合谋的联系后可以看出, 审计市场的过度竞争将会导致审计合谋的出现。鉴于此, 陈艳萍 (2011) 提出为促进我国审计市场的有序竞争、健康发展, 实现审计资源的有效配置, 必须进一步优化国内事务所已有的审计市场结构, 提高国内事务所市场占有率, 因此, 研究我国会计师事务所如何提高获取审计资源的能力, 实现竞争中的均衡, 从而促进审计市场的健康发展有较高的理论意义与应用价值。
一、会计师事务所种群概念及特征
生物种群是指占据一定空间的, 通过个体扩散相互联系、相互作用的同种个体的集群。类似于生物种群, 面对同一客户群体, 相互竞争的会计师事务所之间也具有相互替代、借鉴创新的关系, 本文将提供同种或类似业务的会计师事务所称为会计师事务所种群。生物种群与会计师事务所种群之间的特征比较如表1 所示。
二、中外会计师事务所种群的竞争与示范效应
首先, 中外会计师事务所之间存在着激烈的竞争关系, 这主要体现在对优质客户资源的争夺上, 因此, 本文认为能够与国际会计师事务所争夺审计资源的国内会计师事务所构成了中国的会计师事务所种群。其次, 中外会计师事务所之间存在着示范效应, 国外会计师事务所由于其发展时间长, 已经积累了丰富的管理经验与业务拓展经验, 这些经验有助于国内会计师事务所改善自身的经营策略, 提高自身与国外会计师事务所争夺资源的能力;同时, 国内会计师事务所对国外会计师事务所同样有着逆向示范效应, 这是因为国外会计师事务所虽然有着雄厚的资金实力及丰富的经验, 但并非本土会计师事务所, 因此, 在很多层面要借鉴国内会计师事务所的做法。中外会计师事务所之间的衍生及竞争模型见图1 所示。
三、中外会计师事务所的Lotka-Volterra竞争模型
假设审计市场内所能容许的国外会计师事务所最大个体数为M, 国内会计师事务所种群的最大个体数为N, 同时, 为了保证审计市场的公平竞争、审计质量的提高, 国外、国内会计师事务所均不能单独存在。因此, 考虑了中外会计师事务所种群间的竞争效应与示范效应的种群业务规模变化方程为:
其中x& (t) 为t时刻, 国内会计师事务所种群的业务规模;r为国内会计师事务所的业务扩张率;δ11为国外会计师事务所种群对国内会计师事务所种群的示范效应;δ12为国外会计师事务所种群对国内会计师事务所种群的竞争效应;y& (t) 为t时刻, 国外会计师事务所种群的业务规模;s为国外会计师事务所种群的业务扩张率;δ21为国内会计师事务所种群对国外会计师事务所种群的逆向示范效应;δ22为国内会计师事务所种群对国外会计师事务所种群的竞争效应。
根据微分方程解的稳定性条件, 模型 (1) 共有四个奇解, 设p、q分别为模型 (1) 特征方程的系数, 则:
(1) 由奇解P1 (0, 0) 知, p=- (r+s) , q=-rs, 当p>0, 且q>0 时, 即r<0, s<0 时稳定, 此时, 市场上不存在会计师事务所。
(2) 由奇解P2 (r N, 0) 知, p=s-r (δ22-δ21) -r, q=-r [s-r (δ22-δ21) ], 当p>0, 且q>0 时, 即s<r (δ22-δ21) , r>0 时稳定, 此时, 国内会计师事务所的业务扩张率大于零, 国外会计师事务所的业务扩张率小于阀值r (δ22-δ21) , 最终市场上将只有国内会计师事务所。
(3) 由奇解P3 (0, s M) 知, p=r-s (δ12-δ11) -s, q=-s[r-s (δ12-δ11) ], 当p>0, q>0 时, 即r<s (δ12-δ11) , s>0 时稳定, 此时, 国外会计师事务所的业务扩张率大于零, 国内会计师事务所的业务扩张率小于阀值s (δ12-δ11) , 最终市场上将只有国外会计师事务所。
当 (δ12-δ11) (δ22-δ21) <1时, 要求r>s (δ12-δ11) 且s>r (δ22-δ21) , 即国内会计师事务所的业务扩张率大于阀值s (δ12-δ11) , 国外会计师事务所的业务扩张率大于阀值r (δ22-δ21) 。
当 (δ12-δ11) (δ22-δ21) >1时, 奇解P4位于第一象限内与p>0且q>0无法同时成立, 故舍弃这一结果。
通过以上分析可知, 只有当国内会计师事务所保持大于阀值s (δ12-δ11) 的业务扩张率, 国外会计师事务所保持大于阀值r (δ22-δ21) 的业务扩张率, 其实现的竞争均衡才具有实际意义。由于中外会计师事务所在业务层面并非完全同质, 因此, 奇解P4 意味着为实现最终的均衡, 两种群在各自的业务领域内必须保证对对方的相对竞争优势, 为此国内会计师事务所种群要想实现同国外会计师事务所种群的竞争均衡必须实行差异化经营策略, 且维护在差异化经营领域的竞争优势。再者, 就会计师事务所个体而言, 其自身要想在审计市场上生存, 其业务扩张率即获取资源的能力要大于竞争效应给其造成的阻滞。
四、实证检验
(1) 假设检验
根据第三节的分析, 本文得到两个研究假设:1个体差异性竞争力是影响会计师事务所规模的重要因素;2事务所要实现在竞争中生存, 其自身获取资源的能力需高于竞争效应给其造成的阻滞, 即扣除竞争效应给其造成的损失后, 业务规模净增长大于零。
(2) 研究方法
本文以会计师事务所的业务收入来衡量其个体差异性竞争力, 以中国注册会计师协会公布的会计师事务所综合得分数来衡量其获取资源的能力, 以会计师事务所拥有的注册会计师人数衡量其业务规模。根据以上提出的两个研究假设, 本文建立了以下回归模型:
其中, NCPAi，t, Nincomei，t, Nscorei，t为在t时刻国内会计师事务所i拥有的注册会计师人数、业务收入以及综合得分数;Fincomei，t, Fscorei，t分别为在t时刻国外会计师事务所i的业务收入以及综合得分数;εi，t为随机干扰项。
(3) 数据样本的选择
本文共选取了69 家会计师事务所近3 年的统计数据, 其中国外所四家, 国内所65 家。由于中注协近三年对会计师事务所的评分标准不一致, 不便于统一比较, 因此本文对各个事务所的得分做了如下的处理:1求出某一年度前100 所事务所的得分总和;2求出某一家事务所该年度得分数占总分数的比率, 并以该比率乘以100 作为该事务所新的得分数。各变量的描述性统计结果见表2。
(4) 实证结果
本文对模型二分别进行了固定效应检验、随机效应检验, 并运用Hausman检验进行了筛选, 最终选取固定效应作为模型 (2) 的回归结果, 见表3 所示。
从表三可以得出如下结果:NCPAi，t与Nincomei，t正相关, 与Fincomei，t负相关, 当Nincomei，t增长1%时, NCPAi，t增值0.0058%, 可见个体差异性竞争力是影响会计师事务所规模的重要因素, 假设1 得到验证。NCPAi，t与Nscorei，t正相关, 与Fscorei，t负相关, 说明国内会计师事务所获取资源的能力提升, 将会扩大国内所的业务规模, 而国外会计师事务所获取资源的能力提升, 将会给国内所的业务规模造成负面影响;当Nscorei，t增加1% 时, NCPAi，t将增加11.1016%, 而当Fscorei，t增加1%时, NCPAi，t仅减少0.819%, 说明扣除竞争效应给其造成的损失后, 国内会计师事务所的业务规模净增长大于零, 假设2得到验证。
五、结论
(1) 在对影响会计师事务所规模的因素分析中发现, 个体差异性竞争力是影响会计师事务所规模的重要因素, 因此国内会计师事务所在拓展业务时一定要注意结合自身的优势资源, 进行差异化经营, 这样才能够与国际会计师事务所争夺客户资源, 实现竞争中的均衡。
(2) 国内会计师事务所与国外会计师事务所之间存在竞争效应与示范效应, 在示范效应给国内会计师事务所所带来效益的同时, 国内会计师事务所一定要注意在自身的优势领域保持持续的竞争力, 即在进行差异化经营的同时, 不能因为拓展新业务, 而忽视对原有优势领域的投入, 否则将会丧失竞争优势, 只有这样才能使得其业务规模净增长大于零, 从而实现会计师事务所的长久存在与进一步扩张。
参考文献
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[4]董志强, 汤灿晴.审计市场竞争与审计合谋:历史与理论考察[J].审计与经济研究, 2010, (5) :27-32
非均衡实证分析 第8篇
纵观当今世界经济的发展, 可以发现凡是经济发达的国家, 如美国、日本、德国、英国、法国等, 无一不是老牌的专利大国, 它们的专利拥有量与其经济的发达程度同样在世界处于领先地位。这绝非是历史的巧合, 专利产出量与经济发达程度两者直接存在着一定的必然联系[1]。为了更清楚地认识知识产权经济和经济增长之间的关系, 本文运用时间序列动态均衡关系的协整分析方法和Eviews软件, 采用河南省19852006年的有关统计数据, 探讨专利产出与经济增长之间的动态均衡关系。
1 模型的建立
协整理论是20世纪80年代末到90年代以来计量经济学方法的重大突破, 其基本思想是:如果两个或两个以上的时间序列变量是非平稳的, 但它们的某种线性组合却有可能是平稳序列, 则这些变量之间存在长期均衡关系, 即协整关系。协整分析涉及的是一组变量, 它们各自都是不平稳的, 但它们一起漂移, 这种变量的共同漂移使得这些变量之间存在长期的线性关系, 因而使人们能够研究经济变量之间的长期均衡关系。协整的意义就在于它揭示了一种长期稳定的均衡关系, 满足协整的经济变量之间不能相互分离太远, 一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置, 在长期中会自动回复到均衡位置。协整分析的经济意义在于, 对于两个具有各自长期波动规律的变量, 如果它们之间是协整的, 则可以通过其它变量的变化来影响另一变量水平值的变化。若变量间没有协整关系, 则不存在通过其它变量来影响另一变量的基础。而基于协整理论的在两个或多个非平稳变量间寻找均衡关系的误差修正模型, 把长期均衡关系引入动态方程, 用长期均衡误差作为短期波动的修正项, 这种设定对许多经济模型来说是非常合适的。其基本步骤如下:
(1) 单位根检验
检验变量是否为稳定的过程称为单位根检验。本文使用ADF法检验变量的稳定性, 即进行如下回归:
其中:β0为常数项, t为时间趋势项, m为滞后阶数。
做假设检验:H0:β2=0, H1:β2<0, 如果接受假设H0而拒绝H1, 则说明序列yt存在单位根, 因而是非稳定的;否则说明序列yt不存在单位根, 即是稳定的。方程 (1) 中加入m个滞后项是为了使残差项为白噪声 (均值为0, 方差不变) 序列。对于非稳定变量还需检验其一阶差分 (或增长率) 的稳定性, 如果变量的一阶差分是稳定的, 则称此变量是I (1) 的。所有变量都为一阶差分稳定是变量之间存在协整关系的必要条件。
(2) 协整检验
本文采用Johnhansen极大似然法进行变量间的协整关系检验。Johnhansen极大似然法能判定协整方程的个数, 该数被称为协整秩。
协整似然比检验假设为[2]H0:至多有r个协整关系, H1:有m个协整关系 (满秩) , 则检验迹统计量为:
Johansen极大似然法检验的协整方程也可以包含截距和确定性趋势, 方程可能会有以下五种情况:
1) 序列y没有确定性趋势且协整方程无截距, H2 (r) :∏yt-1+Bxt=αβ′yt-1;
2) 序列y没有确定性趋势且协整方程有截距, H1 (r) :∏yt-1+Bxt=α (β′yt-1+ρ0) ;
3) 序列y有线性趋势但协整方程只有截距, H1 (r) :∏yt-1+Bxt=α (β′yt-1+ρ0) +α*γ0;
4) 序列y和协整方程都有线性趋势, H1* (r) :∏yt-1+Bxt=α (β′yt-1+ρ0+ρ1t) +α*γ0;
5) 序列y有二次趋势且协整方程有线性趋势, H1 (r) :∏yt-1+Bxt=α (β′yt-1+ρ0+ρ1t) +α* (γ0+γ1t)
其中, α*是m (m-r) 阶矩阵, 并且满足α′α*=0且rank (|α‖α*|) =m
对于给定的协整秩r, 上述五种情况的检验严格性递减。
(3) 误差修正模型
根据GRANGER 定理, 一组具有协整关系的变量之间存在长期均衡关系, 在短期内这些变量可以是不均衡的, 扰动项是均衡误差, 两变量间的这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型 (Error Correction Mode, ECM) 来描述。误差纠正就是在协整关系的基础上建立一个变量之间短期的波动模型, 其中协整关系就作为一种调整变量, 反映了变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度。模型的形式为:
Yt=滞后的 (△Yp, △Yt) +λεt-1+vt (2)
式中, Yt～I (1) , Xt～I (1) , YpXt～CI (1) , εt=Yt-β0-β1Xt～I (0) , υt为白噪声;λ为短期调节系数。
(4) 格兰杰因果关系检验
如果时间序列x与时间序列y之间存在长期的均衡关系, 但它们之间是否构成因果关系还需要进一步检验。Granger Causality因果关系检验法的基本思想是[3]:如果X的变化引起Y的变化, 则X应该有助于预测Y, 即在Y关于Y过去值的回归中增加X的过去值作为独立变量, 应当显著增加回归模型的方差解释能力。检验X是否为引起Y变化原因的基本过程如下:
①提出原假设“X不是引起Y变化的原因”;
②把Y对Y的滞后值及X的滞后值进行回归, 建立无限制条件的回归模型, 即:
③把Y只对Y的滞后值进行回归, 建立有限制条件的回归模型, 即:
④用回归模型的残差平方和计算F统计值, 检验回归系数b1, b2, bm是否同时显著地不为零。如果是, 就拒绝“X不是引起Y变化的原因”的原假设, 即X是引起Y变化的原因, 说明X与Y之间存在着因果关系。
2 专利产出与经济增长关系的动态均衡关系分析
本文选取GDP作为衡量经济发展的量度, 专利申请量作为专利产出衡量指标, 利用《2007年河南省统计年鉴》中19852006年GDP和专利产出的年度数据[4], 分析专利产出与经济增长关系的动态均衡关系。用PGDP表示GDP经过物价指数 (P) 调整后得到的实际值, 用PAT代表专利申请量。需要指出的是, 这里选择专利申请量作为专利产出衡量指标有两个原因[4]:一是专利授权量与专利申请量之间存在较强线性相关, 专利申请量所包含的信息在很大程度上已经覆盖了专利授权量;二是专利授权量与专利申请量相比时间滞后性更大, 以其作为分析指标更易引起信息失真。
分别对PGDP和PAT取自然对数, 得到LNPGDP和LNPAT, 分别绘制时间序列图和散点图。从图1可以看出, 各变量都有不断增长的趋势, 并且变动的方向与步调较为一致, 这说明期间可能存在较强的相关关系。图2所示的散点图也显示了经济增长和专利产出之间存在着较强的直线相关关系, 二者之间的相关系数为0.982。
为了研究这种相关关系, 一般的做法是根据现有的样本资料建立比较合适的回归方程。我们在进行传统的回归分析时要求所用的时间序列必须是平稳的, 否则会产生伪回归问题。然而在现实中, 经济时间序列通常都是非平稳的 (带有明显的变化趋势) , 破坏了平稳性的假定。为了使回归有意义, 可以对其实行平稳化, 常用的方法是对水平序列进行差分, 然后用差分序列进行回归, 但这样做的结果忽视了水平序列所包含的有用信息, 而这些信息对分析问题来说既是必要的又是重要的。协整理论则提供了一种处理非平稳数据的方法[5]。
2.1 序列的单位根检验
采用Dickey-Fuller的ADF检验方法, 对LNPGDP、LNPAT及其一阶差分变量DLNPGDP和DLPAT进行平稳性检验, 结果如表1所示。
注:①检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项, k表示滞后阶数; ②滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则。
综合表1和图1、2、3、4的相关信息, 可知虽然时间序列变量LNPGDP和LNPAT是非平稳的, 然而它们的一阶差分变量DLNGDP和DLPAT是平稳序列。由此可知LNPGDP和LNPAT均为I (1) , 可以进一步作协整分析。
2.2 协整检验和误差修正模型
运用Johansen协整检验法对19852006年河南经济增长和专利产出的协整关系进行检验, 检验结果如表2所示。
似然比检验表明:在5%的显著水平存在一个协整关系。经过计算标准化的协整向量 (LNPGDP, LNPAT, C) 为 (1.000000, -1.118018, 1.4148) , 于是专利产出和经济增长的长期均衡协整方程为:LNPGDP=1.118018LNPAT-1.414804, 误差修正模型为:
LNPGDP=-0.730453EC-0.047605DLNPGDP-1
-0.040863DLNPGDP-2+0.312312DLNPGDP-3
+0.012832LNPAT-1+0.038926LNPAT-2
-0.0131225LNPAT-3+0.008547
其中R-squared=0.717996, AIC=-3.375745, SC=-2.983645, 表明该模型的拟合优度较好。
上述计算结果表明: (1) 在19852006年间, 河南省专利产出和经济增长之间存在长期动态均衡关系。 (2) 在短期内, GDP的变动受到自身和专利申请量变动因素的影响, 其中滞后三年的经济增长变量和滞后三年的专利申请量对实际GDP的变动影响显著, 其他滞后一年、两年的经济增长量和滞后一年、两年的专利申请量对当前GDP的变动作用并不显著。 (3) EC是误差修正项, 该项系数反映了误差修正规模自身修正偏离均衡误差的作用机制。从系数估计值为-0.730453来看, 当短期波动偏离长期均衡时, 将有73.05%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态, 说明GDP和专利申请量之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力很强。
2.3 因果关系检验
上述协整检验结果表明河南省专利产出与经济增长之间存在长期的均衡关系, 但是这种均衡关系是否构成因果关系仍需要进一步的验证。根据专利申请量和PGDP的相关数据, 对其进行Granger因果关系检验 (见表3) 。
计算结果表明, 在滞后期为3年时, 专利产出构成经济增长之间的Granger原因。其中, 在滞后期为1、2、4、5年时, 专利产出构成经济增长之间的Granger原因并不显著;而在1、3年时, 国民经济增长构成专利产出变化的Granger原因;在滞后期为2、4、5年时, 经济增长构成专利产出变化的Granger原因并不显著。可以看出, 在滞后期为3年时, GDP变化和专利产出变化互为因果关系。
3 结束语
综合以上计算分析, 可得出如下结论:河南省专利产出与经济增长之间存在着较强的相关关系, 尽管各自的增长是非稳定的, 但就长期而言, 它们之间却构成了长期稳定的均衡关系。短期内滞后三年的经济增长变量和专利申请量对实际GDP的变动影响显著, 经济增长和专利产出之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力很强;短期内滞后三年时, 河南省专利产出是国民经济增长的充分必要条件, 即专利产出和国民经济增长互为Granger因果关系。
从河南省目前的现状来看, 2007年专利申请为14 916件, 专利授权6 998件, 专利申请量在2006年突破万件大的基础上继续高速增长, 但对专利成果的转化重视不够, 河南省的专利技术及产品产出所占经济成分的比重较低, 产业化经济规模小, 直接导致了自主知识产权经济对全省经济发展的作用不明显。应该看到, 专利化的技术是出于市场边缘的技术, 具有潜在的市场价值, 专利技术的产业化是专利产出最终促进经济增长的关键步骤。因此, 为促进国民经济的发展, 河南省在高度重视专利成果总量增长的同时, 必须对专利成果转化的问题给予更高程度的重视, 努力实现以下几个主要方面的目标: (1) 政府和管理部门为企业创新和成果转化创造良好的外部环境; (2) 完善专利制度, 抓好专利申请和授权的质量, 夯实专利实施与产业化的基础; (3) 借助国家高新技术开发区的各种优势和优惠政策发展专利产业化; (4) 充分利用国家的各种科研计划项目, 实现跨越式发展; (5) 建立风险投资体系和激励政策, 加速专利技术转化; (6) 建立以企业为主体的专利产业化机制, 坚持自主创新和市场导向, 迅速实现专利成果的产业化运用, 真正提高市场竞争力。
参考文献
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[2]易丹辉.数据分析与Eviews[M].北京:中国统计出版社, 2002.
[3]GRANGER C W J.Investigating causal relations by econometric mod-els and gross-spectral methods[J].Econometrica, 1969, 37 (3) :424-438.
[4]河南省统计局.2007年河南统计年鉴[M].北京:中国统计出版社, 2007.
非均衡实证分析
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