计量分析论文大全11篇

计量分析论文篇（1）

1铁路现有货运计量、安全检测设备的种类及适用范围

铁路现有的货运计量、安全检测设备主要包括两类：单纯计量设备和以计量设备为基础的安全检测及监控设备。这些计量、安全检测设备广泛应用于铁路车站、货场，铁路专用线（专用铁路）及地方铁路和合资铁路等，对保障铁路运输安全，维护铁路和客户双方的利益至关重要。

1.1单纯计量设备。单纯计量设备包括：轨道衡（静态轨道衡和动态轨道衡）、汽车衡、平台秤、门吊秤、吊钩秤、核子秤、皮带秤、装载机电子秤、平板秤，等等。单纯计量设备主要应用于整车或零担货物实际装载量的测量。

1.2以计量设备为基础的安全检测及监控设施。以计量设备为基础的安全检测及监控设备包括：超偏载检测装置、轮重测定仪、限界测定仪、危险品检测仪、货车装载状态电视监控系统等计量装置和安全检测设备等。以计量设备为基础的安全检测及监控设备主要用于检测货车装载的超载、纵向超偏、横向超偏、超限界、危险品及状态参数等。

2货运计量、安全检测设备在使用过程中存在的问题。

尽管全国铁路货运现场大量装备了计量、安全检测设备，但仍不能满足铁路货物运输现场计量和安全检测的迫切需要，许多安全检测手段尚不完备，亟待开发完备高效的检测设备，尤其是像装载限界检测和超偏载检测等在线检测设备，亟待开发。即便已经配备的设备，也存在许多亟待解决和完善的问题，这些问题目前还普遍存在于设备的开发、配置、技术保障、维护等环节，具体包括以下内容。

2.1缺少统一的研制、开发、配备规划。缺少统一的计量、安全检测设备的研制、开发、配备规划。设备的研制、开发、配备的主动权主要掌握在开发商、生产商的手中，设备市场的技术走向受开发商经济利益的驱动。开发商和生产商往往把具有可观经济效益的设备放在开发的首位，尽管这样也会促进装备水平的提高，但更多体现出开发的无序性。设备使用单位也很少主动提出装备技术水平和配备数量的要求，其设备投入具有一定程度上的随意性和盲目性。

2.2计量、安全检测设备市场秩序混乱。计量、安全检测设备市场秩序混乱，产品质量水平良莠不齐，开发商之间无序竞争，甚至存在某些厂商采用不正当手段进行竞争。有的厂商根本不具备开发生产的技术条件，但为了追求利润，居然采用仿冒手段制造伪劣产品；有的厂商无原则地追求低成本，甚至采取使用劣质材料、以次充好等手段与人竞争，不但对正当、优质产品造成冲击，而且对运输安全构成了相当大的威胁。

2.3行业技术标准还不完备。用以指导生产的有关计量、安全检测设备的铁道行业技术标准还不完备。相当一部分设备没有相应的行业标准，如：超偏载检测装置、轮重测定仪、限界测定仪、危险品检测仪、货车装载状态电视监控系统等，还缺乏完备的能够对生产实践具有指导作用的行业标准；有些标准陈旧落后，其指导作用显然不足，有的设备还仅仅是依据不规范的“技术条件”来生产；有的虽已制定技术标准，但由于种种原因，标准的技术要求与实际生产水平相比有些不符，生产水平还不能满足技术标准的需要，等等。这些技术标准方面的问题，导致检测设备的生产现状存在着很多不尽如人意的地方，比如在检测手段与实际需要之间、检测需要与生产水平之间、检测技术普及与检测设备管理之间等等，都存在较大的差距。

3货运计量、安全检测设备在管理上存在的问题

尽管铁路有关部门对计量、安全检测设备的配备十分重视，也已经建立一定规模的管理体系，但由于种种原因，管理上不尽如人意。3.1配置要求和配备标准不够规范。全路计量、安全检测设备的配置要求和配备标准在规范化方面显得十分薄弱。各相关单位的计量、安全检测设备的配置往往侧重于经营因素，忽视对技术因素的可行性论证，更谈不上设备配置的长远规划。经济实力越强、设备本身的直接效益越明显，单位对计量、安全检测设备的投入力度就越大，反之，投入力度就越小。另外，设备采购管理方面存在漏洞，对所采购的设备质量缺乏必要的宏观管理和有效控制，导致设备利用率低，不能发挥其应有的作用，从而造成资金浪费。

3.2计量意识淡薄。设备使用单位，尤其是安全检测设备的使用单位，缺乏科学的计量意识，对计量、安全检测设备日常监管非常薄弱，无法实现正常的周期维护和检定。误以为安全检测设备不属于计量设备，因而对其用于判别目的的量值不进行科学溯源，甚至不溯源，绝大多数的安全检测设备没有以合法、有效的量值溯源作保证，无法判定量值是否准确或量值的偏差（误差）是否在正常范围，致使设备的可靠性无从谈起。

3.3设备安全防护薄弱。设备本身缺少安全防护措施或防护手段不完备，加之设备管理存在漏洞，给不法者以可乘之机。如：为达到不正当目的，采用非法手段，有的与生产厂商勾结，在例行检定后擅自非法更改设备初始设置参数，致使其量值与检定状态不符（曾发生某区段的两台状态未见异常的轨道衡称量同一对象，其量值竟然相差5吨之多的现象，这已经远远超出轨道衡的正常称重准确示值变化区间，若非操作人员人为调整设备，这种情况是不可想象的），设备检定状态与使用状态不一致，导致设备无法始终处于正常工作状态，这势必影响设备的工作质量及其可靠性。对计量设备而言，其结果是严重侵害国家和客户的利益；对安全检测、监控设备或设施来说，这种做法将对运输安全构成相当大的威胁，是运输安全生产的重要隐患。

3.4检测信息网络化基础薄弱。计量、安全设备的检测信息无法共享。铁路货运是一个动态系统，运输系统的各个环节之间要靠信息进行沟通和联系。为了充分发挥计量、安全检测设备的效能，减少不必要的重复检测，提高管理效率，实现检测信息共享是必由之路。在高速信息化的今天，重要设备的检测信息未实现共享，应该说是一个比较大的遗憾。而从管理的必要性来看，信息共享应该在检测领域发挥其特有的优势，以求达到事半功倍的管理效果，这对推动高水平运输安全体系的建设无疑是至关重要的。

参考文献：

[1]韩远谋，蒋运华，侯媚娟.散堆装货物超载因素的调查与分析，铁道运输与经济，2004,(2):53-54

[2]王维.克服计量手段落后现状确保货物运输安全，铁道货运，2002，（5）：37

[3]赵如进.轮重测定仪在铁路货运安全中的作用，铁道货运，2003,(3)：37-38

[4]于冬，顾培亮，陈钟.铁路货车装载状态监视和超限检测系统的研究，中国铁道科学，2004,(5):141-143

计量分析论文篇（2）

一、会计信息质量特征：相关性与可靠性

(一)相关性与可靠性的涵义关于会计信息的相关性，国际会计准则委员会(IASC)认为，当信息能够通过帮助使用者评价过去、现在和未来事项或确认、更改他们过去的评价，从而影响到使用者的经济决策时，信息就具有相关性。而美国财务会计准则委员会(FASB)的概念公告对相关性所下的定义为信息导致差别的能力，并把预测价值、反馈价值与及时性并列为相关性的标志。相关有一般相关与特殊相关之分。一般相关是指满足现有的和潜在的投资者、雇员、贷款人、供应商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相关是指会计信息与某类信息使用者的特定决策相关。相关性也是相对的，在相关与不相关之间还存在着低度相关、高度相关等程度不同的相关。值得注意的是相关性是指会计信息在内容上与决策相关，不涉及信息的可靠与否。也即不具备可靠性的信息并不妨碍其相关性。如会计信息使用者需对某企业上年的盈利能力做出决策，那么该企业上年度的净利润就是与之相关的会计信息。虽然此数值可能是该企业利用虚假业务编造出来的，但这不影响净利润数值与特定决策的相关性。只能说明该净利润数值这一相关信息由于不具备可靠性而丧失了有用性。关于会计信息的可靠性，至今没有一个权威的定义。IASC认为资料当其没有重要差错或偏向并能如实反映其所拟反映或理当反映的情况，而能供使用者作依据时，资料就具备了可靠性。而FASB把反映真实性、可核实性和中立性并列为可靠性的标志。其中反映真实性是可靠性的灵魂，而可靠性和中立性则是验证可靠性应具备的条件。由此可见，可靠性是指会计信息能够再现重大的财务关系。可靠性不同于真实性，真实性是完全的再现，而可靠性允许有误差的幅度，是相对的，是否可靠还取决于会计信息允许包括误差的程度，允许误差的程度则决定于这种误差不致于降低信息的有用价值。不影响决策的正确性。虽然估计和假设是会计所固有的，但并不会损害可靠性。国际会计准则委员会在《编制财务报表的框架》中提到，成本或价值在许多情况下都需要估计，合理的估计是会计报表编制工作的一部分，这并不会损害其可靠性。

(二)可靠性与相关性关系的合理判定由以上分析可见，可靠性与相关性是会计信息的两个独立的质量特征，在内涵上互不影响：信息是否相关不需要可靠来支持。信息是否可靠也与相关性毫不相干。但要达到会计信息有用性这一目标，会计信息必须同时具备相关性和可靠性，两者缺一不可，否则会计信息就丧失了有用性。亦即相关又可靠的会计信息一定是有用的，而有用的信息肯定同时具备一定的相关性与可靠性。首先作为相对概念，在量的规定性上，相关性与可靠性并非总是在同一方向上影响信息的有用性，但又必须尽可能地统一于信息有用的目标之下。提高一定程度的相关性，在特殊情况下可以牺牲一定的可靠性，同样，为了达到更高的可靠性，也可牺牲一定的相关性，只要能满足对决策有用的目标即可，两者的度可根据具体情况灵活把握。如预测性信息具有极高的预测价值，即相关程度很高，但由于其反映的是未发生的经济业务，可靠性必然较差，只要编制该信息所依据的基本假设、所选用的会计政策及预测的编制基础是合理的，就可达到信息使用者决策有用的目标，而不必强求该预测信息一定可以实现；而历史成本信息，由于其具有可核实性这一其他计量属性无可比拟的优点，可靠性较高，但由于其反应的是过去的交易和事项，与面向未来的决策相关性就差一些，但权衡利弊仍能满足信息使用者的需要。这是在各界对历史成本提出强烈批评的情况下，这一计量属性仍未退出历史舞台的原因。其次，在考虑会计信息的决策有用性时，相关性与可靠性之间并不必然存在此消彼长，互相矛盾的关系，两者必需兼顾。当一方提高时，在保证信息有用的前提下，允许另一方有所下降，但并不意味着一方的提高必然导致另一方的下降。应该遵循效益大于成本原则，追求会计信息的可靠性与相关性的共同提高，以便更大程度地满足信息使用者的需要，这也是会计自产生以来的发展方向。如果一项会计创新，在导致所提供会计信息的可靠性与相关性比已有信息都有所下降的情况下，仍能在新的方面满足信息使用者的需要，也是可行的。为了达到会计信息有用性这一目标，在不同的情况下，两者各自的程度会在一定范围内有所波动，但由于不存在此消彼长的关系，其间也就不存在谁更重要一些的问题，即不存在一定要牺牲一定程度的可靠性去换取更大的相关性，或一定要在保证相关的前提下，尽可能提高可靠性的问题，这都是实际工作中相关与可靠之间权衡的特殊情况，不具有一般性。

二、公允价值的内涵及其计量

(一)公允价值的定义IASC将其定义为：在一项公平交易中，熟悉情况、自愿的双方交换一项资产或清偿一项债务所使用的金额。FASB的定义是：公允价值，指在当前交易中，自愿的双方买入(承担)或卖出(清偿)-项资产(负债)所使用的金额。我国会计准则的定义是：在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务清偿的金额计量。由此可见，公允价值的认定依据是市场上对资产或负债公平、自愿的交易金额，从本质上讲，公允价值是一种基于市场信息的评价。

(二)公允价值的内涵及外延公允价值是很广的概念范畴，并不仅是与其他计量属性相并列的概念，可以说是其他属性存在的基础，即需要反映交易和事项内含的公允的价格，并同时兼具可靠性、相关性的信息质量特征。公允价值概念是会计环境变化的产物，绝不仅是现有会计计量属性的简单统一。一般认为，公允价值是与历史成本相对立的复合计量属性，这包括两层含义：公允价值不包括历史成本；公允价值可包括现行成本、现行市价、未来现金流量现值等，其与现行价值概念十分接近。但公允价值和历史成本并不是对立的，因为历史成本和公允价值在逻辑上是一致的。历史成本(收入)作为已经发生的交换价格，是过去某个时点的公允价值。而现行成本、可变现价值、现行市价，以及短期的可变现净值和以公允价值为计量目的的未来现金流量的现值，在没有实际交换价格的情况下，通过模拟实际交换价格来实现公允价值的方式，也可以看做是公允价值的表现形式。因此，公允价值概念与上述各计量属性之间的关系并不是必然的，是有一定条件的，只有符合公允价值定义、具有相关性和可靠性质量特征的上述计量属性才是公允价值。

三、基于相关性和可靠性的公允价值信息质量

(一)公允价值的相关性公允价值反映的是在特定的时点和经济状态下，市场对资产或负债的定价，而公允价值的变化，也反映了市场对资产或负债所认可的价值变化。在完善的市场中，市场定价反映的是所有市场参与者对资产或负债价值的期望值，是统计上具有无偏性的指标，这个指标中包含了所有影响该资产或负债价值的信息。在知识经济时代，大量新业务不断涌现，企业的某些无形资产。如商誉、知识产权、人力资源、衍生金融工具等在现有的计量模式下遇到了难题，这些都影响了会计信息的相关性和有用性。而采用公允价值则能够对这些资产进行确认和计量，以满足投资者对这些与决策相关信息的需要。相比较而言，历史成本反映的是在资产获得时或者负债形成时市场对其价值的评价，而市场只有在资产转让或负债偿还时才反映其价格的变化，即被确认为利得或损失。这种会计处理方法与瞬息万变的金融市场是不相符的，更何况转让或偿还并不是导致损失或利得发生的原因。

计量分析论文篇（3）

中国传统农业固然是以人力为主，但并非纯粹劳动密集型生产。清代农学家已注意到耕作成本，章谦在《备荒通论》中说：“一亩之田……籽种有费，雇募有费，牛力有费，约而计之，率需千钱。”顾炎武说，苏南“类壅工作，一亩之费可一缗”[1]。

清苑农村调查资料表明，农作物生产费用包括雇工费、耕畜费、种籽费、肥料费、农具费、农舍费等项。雇工费指雇工的工资，犒赏及衣物等杂项还不包括在内。耕畜费包括耕畜资本息（以耕畜总价值的年利8%折算）和饲养费。种籽费包括自有的与购买的两项费用。肥料费仅就购买的部分而言，实际上自制的土肥占多数。农具费包括折旧费（依农具价值的8%折旧率计算）与修理费两项。农舍费包括修缮和部分租金等。根据上述统计范围，1930年清苑农民家庭农场平均每亩生产费用如下表：

1930年清苑平均每亩生产费用支出

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资料来源：《社会科学杂志》第7卷第2期，1936。

从上表可见，中农平均每亩生产费用1.98元。当时清苑1亩地粮食收获价值为8.1元，所以生产成本大约相当于其产值的1/4。在农户实际支出的每亩生产费1.98元中，种籽费用最高，占30%；雇工费次之，占29%；再次为肥料费、农具费等。较富裕农户的生产支出中，雇工的费用大些，开销占第一位，但种籽费仍居第二位，而且其他方面的投入同样不足。投入产出之比与清代农业相去不远，表明当时的农业生产与经营仍然处于比较传统的生产手段和生产方式中，没有多少变化。

按照上述清苑每亩生产成本1.98元的数据，又知中农粮食种植面积为18.68亩，那么一个中等农户粮食的生产成本即为36.99元。按户计算，还须加上棉田生产费用的支出。30年代“满铁”在冀东的一项调查表明，棉田生产费用支出比较高，肥料、雇工费等大约每亩支出6.3元[2]。上面曾推算中农的植棉面积为1.32亩，那么棉田费用支出即为8.32元。粮、棉田合计，一个中等农户的农作物生产费用支出为36.99+8.32=45.31元。按此计算，生产费用相当于农作物（包括棉花）总收入（167.31元）的27.08%。

张培刚利用1930年的清苑调查资料，也做了一项以农户为单位（不是以每亩为单位）的生产性支出统计。生产费也是包括雇工费、耕畜费、种籽费等若干项，每农户田场支出多少，随田场经营规模大小而不同。他以500家农户取样为例，在田场的各项支出中，仍然是种籽费和雇工费所占比例最高，与前面平均每亩生产费用的比例及其特点，几乎完全一致；如果按照平均每家生产性支出的统计，并以中农为样本户，每年生产费用为50.26元[3]。巧得很，此数据与笔者按单项数据所作的中等农户生产支出的估算（即45.31元）非常接近。

上述生产成本，都未计入家庭自身劳动力的投入，清苑调查也没有做这方面的专门统计。不过，根据调查资料中提供的有关数据，可以试着进行一下这方面的间接推算，以期得出一个基本概念。1930年清苑11村共有耕地41514.36亩。而当年参加农田劳动的长住人数共3524人（常住劳动力6979人，参加农田劳动的人数占其50.4%）。参加农田耕作的劳动者可能有临时外来的雇工，同时也可能有临时外出打工的本村人，如果假定打工者流出与流入的数量相当，那么可以认为11村田间耕作者的总人数不变。农业劳作有季节性闲置，一般每个劳动者实际上全年平均131.9个劳动日[4]，以不变劳动日利用率计，3524个常住农田劳动力可折合464815.6个劳动日，或者说同等数量的人工数。这些人工数分布在耕地总面积后，平均每亩投入的人工数为11.20个。据估算，清苑三四十年代的复种指数已达126%，即11村的实际播种面积为52308.09亩。按播种面积计算，平均每播亩投入的人工数为8.89个。如果将投入的所有劳动力皆折为货币（包括自家劳动力的投入），生产成本则是其产值的68.40%。

卜凯统计，华北三省农民平均每亩农作物产值为9.59950元，每亩的经营费用（种籽、肥料、牲畜、人工）约占每亩产值的80%以上，以80%计，每亩生产费为7.6760元[5]。

韩德章统计，深泽县梨元村28个田场，平均每个田场每作物亩农业之收入为11.657元，各项费用为10.248元，占每亩农作物收入的87.91%[6]。

二、农民实际负担

租税等赋役负担是农民家庭的另一支出，而且是一项最为不稳定的支出。

先说地租负担。租入耕地者绝大部分是下层贫苦农民，也有一部分中农，为了生活不得不在苛刻的条件下租入土地。租佃前，一般是租佃双方先订立契约，说明所租耕地位置、亩数、租额及地租交纳的办法。如佃户经济条件尚好，也有不订契约，只有口头协议便租种土地的。订约一般在白露前后，租期大多为一年，长期租佃的很少，这样有利于佃主收回土地或抬高租金。地租形式以定租为多，分成租很少。分成租中，如佃主提供牲畜、种子、肥料等，则依提供数量的多少而有主6佃4、主7佃3或主8佃2的分别。在通常实行的定额租中，地租的主要形式还是实物地租。但到1930-1936年间，货币地租占有主导地位，实物地租逐渐减少。1936年后，由于币值暴跌，物价不稳，实物地租又重新流行起来。

货币地租的数量在清苑1930-1936年间，多为3～5元，地租大约占收获量的一半。上缴政府的田赋等一般由佃主担负，1937年后因捐税更加繁重，所以有时佃户还要承担一部分田赋或杂税。关于地租额，当时河北省普遍采取对分制，一部分县按主6佃4比例分配产品，如赵县、大兴、宛平、苏县等。从全国情况看，各地地租额或轻或重不等，对分制仍是比较普遍采用的主佃分成比例。对30年代15省60县的地租率进行的一项统计表明，每亩地租额占产量一半以上者共34县，占统计总数的56.6%[7]，可见30年代各省的地租还是比较重的。而且，主佃之间仍然有一定的人身依附关系，比较普遍的现象是佃户年年要给地主送鸡鸭、水果等贡品，义务当马夫、车夫，地主家遇有婚丧等事，佃户须前往帮忙等。

不过，从清苑的总体情况看，20世纪上半叶租佃土地的情况已远远不占主要成分。1930年出租的耕地仅占耕地总面积的3.05%，租入耕地的农户仅占总农户的9.06%，1930年后，不仅未增加，还有减少的趋向。

由于清苑自耕农经济占绝对主体，所以农民的主要负担是政府的田赋、附加税和其他行政或驻军的临时征收。清苑农民家庭的负担有：田税、地亩捐、验契费、公债摊派费、军事特捐及其他各种杂捐等。在这些捐税负担中，以田税、地亩捐最为普遍，凡耕田者皆要交纳，而清苑农户大多数拥有自己的小块土地，所以交田税和田捐者达90%以上。其次为军事特捐，交纳农户大约占一半。至于公债摊派额及其他有关杂捐，交纳的农户是少数，大约不到1/10。

田赋是农民负担的主项，田赋的数额，据清苑11村农户统计，平均每家担负6.08元；其中中农家庭负担7.77元。中农1930年户均耕地为22亩，平均一亩负担0.3532元。这个数据在华北地区有多大普遍性？

据卜凯《中国土地利用》记载：每公顷普通田地农民向县政府所纳之税额，1932年华北地区为4.15元，合每亩0.2767元[5](445)，显然低于清苑的田赋。近年从翰香先生主编的《近代冀鲁豫乡村》则比卜凯估算的还要低。该著统计，1932年，河北省田赋及附加税额征数为1218.4388万元，山东省为2559.77万元，河南省为2193.837万元，共计5972.0458万元。而三省额征地亩为26470.7769万亩，故华北三省平均每亩田赋额应为0.2256元。该著又说，且此数也不能代表华北三省农民的平均赋役负担，因三省额征地亩数与实际地亩数相去甚远。河北省额征地亩数为8647.0279万亩，而实际地亩数为10343.2万亩；山东省额征地亩数为10074.4515万亩，而实际地亩数为11066.2万亩；河南省额征地亩数为7749.2975万亩，而实际地亩数为11298.1万亩，如以三省田赋及附加税额征数与三省实际亩数32707.5万亩相平均，则三省平均每亩实际赋役负担为0.1826元[8]。

按照政府当年征收入库的赋税额，反推回去计算每亩耕地的负担，结果比卜凯调查的数据低不少，比清苑11村的统计数据更是相去甚远，低48.30%。该如何解释这个现象呢？其一，各地区的赋役负担是不平衡的，不能排除清苑或卜凯统计地区农民负担高于华北三省平均量的可能。赋役偏重的情况，各省皆有，如河南汜水县即每亩正附税合计竟有三四元之多，但衡之全省，则为罕见，不足为论。清苑有可能高一些，可似乎谈不上赋役偏重的个例。其二，也是更重要的一点，就是要充分考虑的黑洞因素对赋税差额的影响。从一县、一省或从数省范围内，经过层层机关最后征收上来的赋税额，与每家每户农民实际交纳的赋税之间，肯定有一个或多或少的落差。在之风愈演愈烈的政府时期，各级官吏瞒产漏报、巧立名目、层层克扣、中饱私囊的情况，决非偶尔有之，因之而使农民的实际负担量比之应当征收的赋税（也就是实际入国库的赋税）增长一二成、二三成甚或更多，都是完全有可能的。这大概是华北三省估算的每亩地负担低于卜凯的统计、也低于清苑统计的主要原因。笔者认为，用挨家挨户调查的方法计量而成的11村农民负担量，具有较高的可信度，尤其在强调和重视农民的实际负担，即进行农户赋役实际支出量统计的时候，当年入户调查的原始记录的价值更不容忽视。由于赋税征收中的这种弹性而增加农民实际负担问题，在苛捐杂税的征收中表现得尤为明显。

除所谓正赋即田赋外，清苑还有验契费、公债摊派额、军事特捐、其他杂捐等四项临时性附加负担，大约平均每家负担1.24元。再加田地捐税，平均每户共负担7.32元。负担的轻重基本与各类农户的承受能力相合，中农户居中，为9.71元。

农民负担量是一个十分复杂的问题，由清末传统的田亩赋役制向现代税收制转化而法治又极其不健全的情况下，矛盾和冲突变得更加突出。人们得到的一般印象是：农民的负担愈来愈沉重。

从全国来看，民国田赋总量较清代为重。大约从1909年（宣统元年）开始，田赋附加税逐渐增加，而至民国时期增长尤快，到1927年达到了一个高峰。1909年，附加税约占正税的1/12；民国初年曾把附加税限制在30%以内；其后，该限制一再被突破，1927年不得不作出田赋附加税不得超过正税的规定。以后各省的附加税纷纷接近正税，甚至超出了这一限制。30年代，河北、山东等华北各省的附加税与正税基本相当。当时，国民政府也颁布了一些限制附加税增加的措施，并且重申孙中山的《建国大纲》中关于“田赋正税附捐之总额不得超过现时地价百分之一”的规定。在政府有关文件中也经常提到这个标准。但在实际的田赋征收中，不少地区的田赋早已超过地价的1%。根据原中央农业试验所在1936年的调查，包括河北省在内关内各省田赋平均比正常标准高二倍以上。国民政府的这一规定，本意是对田赋的附加税进行限制，可实际上并没有达到目的，因为地价并不固定，其随丰年歉年及农产品价格而浮动，不能正确反映田赋及附加税的轻重程度。

这一时期，还出现了地方政府或军队向老百姓预征和借垫田赋的情况，这可视为变相增收田赋的一种形式。1929年，清苑就被当地军阀预征了一年的田赋[9]。四川军阀普遍预征田赋，最贪婪的是28军，在其防区内一年征收了59年的田赋！还有一些地方政府向管区居民借垫田赋。民国24年（1935年）9月4日，《天津大公报》报道：“（通县）县政府奉财厅令，挪借田赋一万六千元解省，以应急需。当于昨日召开县政会议，讨论办法。议决：由县印刷一元、二元两种田赋借券抵借，并依例按着商二成、民八成摊筹，债券于夏忙完粮时代银通用。”同时，其他苛捐杂税的种类和数量也有扩大的趋势。

一种观点认为，即使田赋及各种捐税确有上升，但就规定的绝对量而言，包括冀中及华北等大部分地区在内，农民的赋役负担并非过量，或者说并非畸重得难以忍受。当时，许多研究赋役的著述都指出过这一点。关于与清苑比邻的定县农民的田赋量，冯华德、李陵就曾指出：“定县人民的田赋负担，一般看来，并不为繁重”，“就把现行税率再提高一倍，以图增加收入，也不为过分。”[10]再如朱其华的《中国农村经济的透视》也提到：“河南省田赋正附税捐统计，不过二千万元，比量民力，非为过重。”[11]一方面，人们在抱怨负担愈来愈重，“其重将何以堪”，另一方面有人似乎又不无根据地主张增加税收。答案好像还要回到刚才的话题。

问题是，在一个非法治化的国家里，制度、法令及各种规定与实际上的操作及其结果之间，总是存在着一个相当的距离。农民的赋役负担极其不稳定，在一些地区、一些年代里，这种落差可能不明显，因而农民还能承受得了；而在另一些地区、另一些年代农民的负担就有可能变得相当沉重而无法忍受。影响农民赋役负担稳定性的因素很多，在20世纪前半叶最为突出的是附加税的增加，兵差的摊派和货币价格的涨落。

以上种种，仅在说明中国农村赋役制度特别是农民的实际负担是相当不稳定的，在实际中也是难以统计的，须充分认识到这一点；然而笔者不能杜撰数字，也不能援引其他旁证代替之。这种不可选择性是微观研究中的无奈，也许它是偏谬的，也许它避免了更大的偏谬。无论如何，按照微观历史研究的法则，在没有获得更充分的证据之前，仍须尊重和依照1930年的原始统计，并据此继续进行农民家庭的收支核算。当年11村农户的平均赋役量是7.32元，这里仍取中农平均每户的赋役负担量，即9.71元。

三、农民家庭的剩余及余论

在对农民家庭的剩余进行分析之前，我们先计算一下农民家庭经济的总收入。这里所说的总收入系生产性收入，不外乎农作物生产和工副业生产的收入，前者包括粮食和经济作物（主要是棉花）；后者包括家畜饲养、家庭织布、食品作坊、贩卖和充作工匠以及苇编、猪毛加工等手工业，还有打工的工资收入等几项。以中等农户为例，每年共收入228.97元。农民家庭的总支出包括生产费用支出、农民赋役支出和生活消费支出三项。从上文得知，按中等农户的标准计算，粮田、棉田的生产成本分别为36.99元和8.32元，共计45.31元。农民的实际负担量问题也是在本文讨论过的，除地亩捐等正税外，还包括军事捐等各种附加税，仍以中农为样本户，按照当年的统计一年大约支出9.71元，再加以生产成本两项总计55.02元。另从下表得知，以中等农户计，生活消费每年共支出194.75元。下面，综合列表如下：

*

上表中的数据难免存在误差，但它总体上还是给人以大体不差的比例关系：从支出部分看，生活消费占去78%，而饮食部分又占去生活消费支出的80.62%，因此，其恩格尔系数为绝对贫困型。饮食支出占总收入之比则是68.70%，“糊口农业”的经济特征在这里可以得到充分的量化证明。近10%负储蓄率与这样的收入消费结构是一致的。也就是说，在一种绝对贫困型的生产生活方式中，农民家庭连简单的再生产都难以为继，更谈不上持续的剩余和积累，以及普遍地投入和扩大再生产。从这里我们可以理解为什么清苑负债户占村民总数的60%以上，以及为什么高利贷经济那么活跃。从这里也可以理解为什么笔者称冀中农业的商品化有一定的虚假成分，因饥饿、负债而被迫走向市场与普遍富裕、追求利润而走向市场，自然不能期许二者产生相同的结果。英国农村商品率达到一定比值的时候，其流通结构、生产结构和阶级结构都相应发生极其深刻且不可逆转的变化；而清苑农产品商品率接近60%，但对乡村传统经济与政治结构的冲击远没有英国那么显著，其直接原因不能不归结为农民的普遍贫困化。显然，冀中是糊口农业，甚至是不能糊口的农业。

如按照计算企业经费的方法，将包括自家人在内的所有劳动力投入都计入成本，其结果则是更大面积和更大份额的亏损。

清苑中等水平的农户是这样的，中国北方其他地区的农民大致又是什么状况呢？整个中国北方地区都是这样，农民以小农最多，每至春夏之交，皆感有青黄不接之苦，衣食尚感不足，春季纳粮，如非富农，未有不感困难者。以每亩之收获量而论，除去人工种子肥料等之种种费用外，实余者寥寥，或辄有不足之虞。据马扎亚尔的统计：华北“棉花每亩生产费用，平均为8.72元，每亩收入，平均为13.84元（棉13.46元，芝麻、黄豆等副产物0.38元），故每亩纯利为5.11元；稻子每亩生产费用为8.48元，收入为6.08元，亏损2.40元，晚稻纯利为0.75元，稷黍纯利为1.68元；高粱净亏2.57元；玉米净亏0.33元；菜蔬净亏0.40元”[12]。

1926-1929年，李景汉对北平西郊和河北省定县农村进行了3次调查，共调查了198户农家。1922-1924年，卜凯等人对河北、山西、河南、安徽等六省进行了13次调查，共调查了2370户农家。他们调查的结果是：在这总共2568户农民家庭中，亏损户占60%以上[13]。

显然，粮食生产率始终没有走出低水平徘徊格局。从全国粮食单位面积产出率上看，近代以来，因战乱等种种原因呈下降的趋势，直到30年代日本侵华战争以前才恢复到清代最高水平，何况冀中的亩产量还低于华北及全国的平均水平。这就从根本上限制了农村市场的发展规模和质量。即使这一时期外部市场条件的改善给农民带来一些生计，甚至小小的繁荣，但总的看颇为有限，颇为不充分，而且还有一部分虚假成分，不足以改变个体农民世世代代积贫积弱的状态。前面关于清苑一般农户每年生产储蓄率的计算以及其他地区相关情况的列举，充分表明了这一点。农民个体财产与财富的积累极其薄弱，在正常年景下都不能收支相抵，稍有三长两短，就难以度日。商品生产说到底是产品剩余的产物，近代意义上的商品生产尤其如此。显然，众多农户的普遍贫困是农村市场，大概也是全国市场发展的瓶颈。

直至20世纪中叶，中国没有像工业化以前的英国农村那样，个体农民从物质到精神曾普遍经历了相当一段较为宽松、较为充分发展的时期。在那样的环境下生产者个人财产和财富普遍与持续的积累，社会地位、个人权利也得到了明显的改善——由于没有这样一个前提，所以中国农村既没有普遍出现面向市场、追求利润的经营型农业，也没有产生一批像英国约曼那样的富裕农民阶层，成为现代农业的发起人。即使乡村中一小部分人手里聚积起了一批货币，由于缺乏一系列的社会条件和社会基础，那些货币也难以转化为创造利润的资本。

冀中上等农户的状况究竟如何呢？

清苑11村的统计资料表明，富农中也有负债户，但毕竟是少数，他们中的多数人都有相当比例的剩余，逐年有了一定的积累。个别人丁兴旺的富农户，想方设法增加土地耕作面积，甚至租进土地经营，使用雇工，也有一定的土地投入，出现了扩大再生产的趋势。

对于自耕以外的土地，是出租出去还是雇工经营，人们往往选择后者，他们认为雇工经营比土地出租更有利。人们倾向于选择雇工经济，表明已开始形成比19世纪及其以前更有利于雇佣经济发展的社会条件，而19世纪仍然把出租土地认作地产经营最佳的、也是惟一的选择[14]。不过，大概正是由于那样的社会条件发育还不够充分、不够成熟，当然还有其他一系列的政治与经济缘由，所以从整体上看农业雇佣经济发展的规模和质量是颇为有限的。清苑农村没有出现一批面向市场、有实力、有地位的资本主义农场主，同时也没有形成一大批独立的、自由的雇工队伍。也就是说，20世纪上半叶清苑农村没有形成近代有效率有规模的生产组织，当然农村财力与人力的主体也没有向其集中；恰恰相反，就主要的资金流向而言，依然停留在传统的储存方式中，而集中起来的货币依旧与高利贷结有不解之缘。

一部分富农和地主，尤其是拥有百亩以上田权并兼有比较活跃工副业和商业收入的大户，已经聚集起一定数量的货币。其中一部分成为农村借贷经济的来源，更大部分资金则在地主和富农手里存储起来。值得深思的是，上等农户手中的这些货币并没有转化为开发现代化农业的资本，而是进入了“沉淀状态”——埋入地下。这些资金本来可以用于生产投入，事实上并没有这样做。农业投入的风险成本过高是没有这样做或者说没有普遍这样做的原因之一。一场干旱就会使肥料失去作用，一场战乱会使所有投入化为灰烬，更无完善的法律体系保证投入者切实获得其成果。在这种情况下，没人愿意在生产要素上投入大本钱。

把剩余的资金埋藏起来，只会加深和延长经济的停滞，使急需得到发展的农村和农业不能利用仅有的一点资金。许多急待开发的农业和工副业生产因缺少资金而不能进行，甚至为得到一头牛、一张犁都可能意味着农民全家不得不饿上一年肚皮。生产性资金几近枯竭，一般小农的简单生产都常常难以为继，普遍扩大再生产的前景更是渺茫；同时，剩余资金“沉淀”，丰富的劳动力资源不得不大批闲置。

这样，在20世纪中叶，冀中农村走到了一个十字路口：一方面，在国内外市场诱导下，各级交易市场逐渐扩大，自然经济的平衡性进一步破坏，同时化肥良种等新的生产要素初露头角；另一方面，由于战乱与社会动荡，政府低能腐败，缺乏基本的法律制度等一系列社会经济条件，使大部分农业生产者入不敷出，负债挣扎，少部分上层村民稍有剩余，而资金又远离市场，陷于停滞；劳力浪费、技术陈旧、生产凋敞，广大农民仍然在传统经济社会中徘徊。

【参考文献】

[1]备荒通论·上．皇朝经世文编卷三十九；顾炎武．日知录卷十．

[2]满铁北支事务局调查部．农家经济调查报告：丰润县第2卷．

[3]社会科学杂志，1937,7(2)．

[4]中国农业合作史资料增刊2．解放前无锡保定农村经济专辑，1988.79．

[5]卜凯．中国土地利用．金陵大学出版社，1937.381．

[6]韩德章．河北省深泽县农场经营．社会科学杂志，1934,5(2)．

[7]乌廷玉等．现代中国农村经济的演变．长春：吉林人民出版社，1993.178．

[8]从翰香．近代冀鲁豫乡村．中国社会科学出版社，1995.520、524．

[9]秦含章．中国农业经济问题．376～377．转引自乌廷玉．现代中国农业经济的演变．74．

[10]冯华德，李陵．河北省定县之田赋．政治经济学报，1936,4(3):68．

计量分析论文篇（4）

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计量分析论文篇（5）

首先,根据四部门经济的国民收入构成理论,我们可以得到以下等式:

Y(t)=C(t)+I(t)+G(t)+NX(t)t=1978,1979…2005,2006

其中,Y表示GDP,C表示居民消费,I表示投资,G表示政府购买,NX表示净出口。

我们假设政府购买和净出口额作为外生变量,由系统外部给定,并对系统内部其他变量产生影响。而居民消费和投资这两项指标,又都由当年的GDP决定。根据这些设定,我们分别建立居民消费和投资的方程,如下:

C(t)=a(0)+a(1)Y(t)+u(1)(t),t=1978,1979…2005,2006

I(t)=b(0)+b(1)Y(t)+u(2)(t),t=1978,1979…2005,2006

因此,最后我们得到了如下的联立方程计量经济学模型:

C(t)=a(0)+a(1)Y(t)+u(1)(t)

I(t)=b(0)+b(1)Y(t)+u(2)(t)

Y(t)=C(t)+I(t)+G(t)+NX(t)t=1978,1979…2005,2006

2、模型的识别

由于我们完备的结构式模型为:

C(t)=a(0)+a(1)Y(t)+u(1)(t)

I(t)=b(0)+b(1)Y(t)+u(2)(t)

Y(t)=C(t)+I(t)+G(t)+NX(t)t=1978,1979…2005,2006

结构参数矩阵为:

10–a(1)-a(0)00

01–b(1)-b(0)00

-1-110-1-1

此时,g=3,k=3。

对于第1个方程,有

Β0Γ0=100

-1-1-1

此时,g(1)=2,k(1)=1。

因此,R(Β0Γ0)=2=g-1,所以该方程可以识别。

又因为k(1)=1,则k-k(1)=2>g(1)-1,因此,该方程为过度识别方程。

对于第2个方程,有

Β0Γ0=100

-1-1-1

此时,g(2)=2,k(2)=1。

因此,R(Β0Γ0)=2=g-1,所以该方程可以识别。

又因为k(2)=1,则k-k(2)=2>g(2)-1,因此,该方程为过度识别方程。

而第3个方程,是平衡方程,不存在识别问题。

综合以上结果,该联立计量经济学模型是可以识别的。

2、实证研究

1、数据的选取

我们从《中国统计年鉴》(2007)中,得到如下样本观测值,用来对模型里的参数进行估计(见表1)。

2、参数的估计

我们将数据导入Eviews软件中,并在软件中进行操作,对各个方程的参数进行估计。我们采用两阶段最小二乘法进行估计,得到如下模型:

C(t)=2286.983+0.388730Y(t)+u(1)(t)

I(t)=-1222.740+0.415093Y(t)+u(2)(t)

Y(t)=C(t)+I(t)+G(t)+NX(t)t=1978,1979…2005,2006

3、参数的检验

首先,我们对模型进行经济意义检验。

在本模型中,模型参数估计量的符号、大小、相互关系,都与现实经济运行情况相符,因此,我们认为,本模型能通过经济意义检验。

第二,我们对模型进行统计检验。

通过上面的估计结果,我们可以看到,消费和投资两个方程的R-Squared的值,分别为0.986370、0.992586,因此,两个方程的拟合优度都非常好,可以通过拟合优度检验。我们再看变量的显著性。由上表可以看出,两个方程中变量Y的系数的t值分别为44.16973、59.90907。我们给定一个显著性水平α=0.05,查t分布表中,自由度为,α=0.05的临界值,得到t(α/2)(1)=6.314,小于两个方程变量Y的系数的t值。因此,通过变量的显著性检验。

第三,我们对模型进行计量经济学检验。

我们使用图示检验法,对模型进行异方程性检验。做出散点图如下:

从以上图中可以看出,两幅散点图中,都没有出现明显的散点扩大、缩小或复杂型趋势,即两个方程中的随机干扰项,都没有出现明显的波动变化。因此,我们认为,本模型可以通过异方差性检验。

再来看随机干扰项是否存在序列相关性。从上边三个表中,我们可以看到,三个方程的Durbin-Watsonstat的值分别为0.203004、0.281410。查D.W.分布表,我们可以知道,当n=29,k=2时,按1%的上下界时,dl=1.12,du=1.25。因此,三个D.W.值都小于dl,随机干扰项存在一定的正自相关。可采用广义最小二乘法等方法进行进一步修正。

由于本模型的前两个方程中,解释变量只有Y这一个,因此不会发生多重共线性问题。

最后,我们对模型进行模型预测检验。

我们查找到了本次估计中未使用到的2007年的中国GDP数据,并带入模型进行检验,结果,得出的各项数据,与模型估计的值,比较好得符合。

至此,我们完成了该模型的检验。

3、结论与评价

通过上面的分析,我们最后得到了如下的中国宏观经济的计量经济学模型:

C(t)=2286.983+0.388730Y(t)+u(1)(t)

I(t)=-1222.740+0.415093Y(t)+u(2)(t)

Y(t)=C(t)+I(t)+G(t)+NX(t)t=1978,1979…2005,2006

这个模型,优点是比较简明,在应用它进行经济预测的时候,使用很方便,分析所用的数据也比较容易得到。所不足的是,该模型只能分析和预测宏观经济中最基本的量,不能详细地分析和预测整个经济系统的细节环节。对比如清华大学研制的256个方程联立构成的“中国宏观计量经济学CMET-1”等更为细致专业的模型,本文中使用的模型还是太显简略,还不能用于对国家经济的深入分析预测,尚有很大的改进和细化的空间。

参考文献:

[1]李子奈,潘文卿。计量经济学(第二版),北京:高等教育出版社,2005年。

[2]高鸿业。西方经济学(第四版):宏观部分,北京:中国人民大学出版社,2007年。

计量分析论文篇（6）

文中讨论的ARIMA模型是一类常用的随机时序模型，它是一种精度较高的时序短期预测方法，其基本思想是：某些时间序列是依赖于时间t的一族随机变量，构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性，但整个序列的变化却有一定的规律性，可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析研究，能够更本质地认识时间序列的结构与特征，达到最小方差意义下的最优预测。我国GDP总量的形成是一个复杂的过程，受经济、政策、科技水平、自然等多因素的影响。

GDP总量或人均GDP预测的理论及应用研究非常多。国内外学者对我国GDP的研究方法主要有三种：（1）时间序列方法：研究GDP随时间发展的规律。通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律，建立ARMA、ARCH等模型，将这种规律延伸到未来，从而对该现象的未来作出预测；（2）协整检验的计量经济学模型：通过分析影响GDP发展的本质因素，研究GDP与这些因素的协整关系，建立计量经济学模型；（3）生产函势，并具有很强的非平稳性。

2、数据平稳化。对于含有指数趋势的时间序列，可以通过取对数将指数趋势转化为线性趋势，然后再进行差分以消除线性趋势。取对数过后的GDP依旧存在非平稳性，需要对其进行差分，先进行一阶差分，绘制一阶差分后的时间序列图。

从图中很难看出一阶差分后的序列是否平稳。于是，首先考察序列的样本自相关图，从直观上检验该序列的平稳性；其次，我们对该序列进行ADF单位根检验。从自相关图中发现序列的自相关系数一直都比较小，延迟一阶后始终控制在2倍标准差的范围以内，可以认为该序列在零轴附近波动，具有短期相关性，因而可以直观地判别一阶差分后序列平稳。从单位根检验结果看，由于Tau统计量的P值都小于0.05，可以认为该序列平稳，不存在一个单位根，即有指数趋势的序列，经过取对数、一阶差分后序列平稳。对差分后序列进行纯随机检验，发现延迟各阶的P值显著地小于α（α=0.05），拒绝原假设，即可以认为序列为非白噪声序列。

（二）模型的建立与识别。

从上文分析已知道，序列经过差分后为平稳非白噪声序列，可以对差分后序列拟合ARMA模型。即是对原始序列用ARIMA（p，d，q）模型拟合。考察序列的样本自相关图，自相关图显示延迟1阶之后，自相关系数全部衰减到2倍标准差范围内波动，但序列在延迟4阶后，衰减为小值的过程相当缓慢，该自相关系数可以认为不截尾。再看样本偏自相关图，从图中可以看出，除了延迟一阶的偏自相关系数显著大于2倍标准差之外，其他的偏自相关系数都在2倍标准差范围内做小值随机波动，而且由非零相关系数衰减为小值波动的过程非常突然，所以偏自相关系数可以视为1阶截尾。综合序列自相关系数和偏自相关系数的性质，为拟合模型定阶为AR（1）。

（三）参数估计。利用SAS，用estimate命令可以得到未知参数估计结果及拟合统计量的值。从图中可以看出均值MU显著（t检验统计量的P值小于0.0001），参数也显著（t检验统计量的P值为0.0003）。输出结果显示序列的拟合模型为ARIMA（1，1，0），模型口径为：xt=0.11087+1.47833xt-1-0.47833xt-2+εt

（四）模型检验。确定了拟合模型的口径之后，就要对拟合模型进行必要的检验。

1、模型的显著性检验。模型的显著性检验主要是检验模型的有效性，一个模型是否显著有效主要看它提取的信息是否充分。一个好的拟合模型应该能够提取观察值序列中几乎所有的样本相关信息，换言之，拟合残差项中将不再蕴涵任何相关信息，即残差序列应该为白噪声序列。为考核所建模型的优劣，需要对模型的残差序列进行检验，检验其是否为白噪声序列。若残差序列是白噪声序列，可认为模型合理，适用于预测，否则，意味着残差序列还存在有用的信息没被提取，需要进一步改进模型。

从SAS作出的残差自相关图中可以看出除延迟6阶外，其余的延迟各阶的LB统计量的P值均显著大于α（α=0.05），可知残差通过了白噪声检验，该拟合模型显著成立。即认为残差序列为白噪声序列，拟合模型显著有效。2、参数的显著性检验。参数的显著性检验就是要检验每一个未知参数是否显著非零。准1的条件最小二乘检验结果是t统计量的值为3.85，P值为0.003；均值的条件最小二乘检验结果是t统计量的值为4.7，P值<0.001；结论是由于系数t统计量的P值为0.003，小于α（α=0.01），模型系数在1%的水平以上。显然两参数检验均显著。

（五）模型优化。当一个拟合模型通过了检验，说明在一定的置信水平下，该模型能有效地拟合观察值序列的波动，但这种有效模型并不是唯一的。同一个模型可以构造多个拟合模型，当这些模型都显著有效时，难以选择哪个模型来进行推断，于是引进AIC和SBC信息准则来选择相对最优模型。通过用AIC和SBC准则对多个ARIMA模型的比较，最小信息量检验显示无论是AIC准则还是SBC准则，ARI－MA（1，1，0）模型的AIC函数和SBC函数都是最小的，所以ARIMA（1，1，0）是相对最优模型。

（六）模型预测。用上面拟合的模型可以得到未来8年GDP的预测值。（表1）

二、结果分析本文主要从自身发展规律来分析和预测国内生产总值（GDP），比较准确地预测和判断未来几年内的国内生产总值的状况。从预测结果来看，预测值有个明显的增长趋势，这符合我国GDP发展的现况，因为近年来，我国的经济以较快的速度增长。由前面我国GDP时间序列模型可知，我国GDP的增长与上一期GDP增长有关。

另外，根据我国GDP的单位根检验，发现我国GDP消除指数增长趋势后的序列为一阶单整的，这说明我国GDP时序数据对冲击具有持久的特性，往往具有一个固定的增长趋势，一般不会返回某个特定值。我国GDP增长具有长期可持续性，并且稳定性也在逐步增强。文中我们能做到的也仅限于以GDP的变化为视角，并在这样一个视角下，力图达到对经济运行较为准确的预测。本文有一个没有仔细研究的问题，就是GDP数据的周期性，如果能从这方面详细研究，肯定更能对GDP的发展变化做出更准确地分析。

主要参考文献：

计量分析论文篇（7）

由于人力资源有一种不同于一般资本的特殊性，在日常的活动中，很多情况下要依靠这种资源的主观能动性来发挥应有的作用。不容忽视的是人力资源所处的市场经济环境的诸多影响和客观条件的要求等，即人力资源要维持自身和家庭的正常生存，他们首先会考虑“经济要素”，这也是马斯洛需求层次理论的最底层需求。按《人》中的当期价值理论来说，“从时间涵义来说，当期价值就是指当年价值。”《人》还就为什么选择当年价值进行了论述“（1）人力资源价值具有不确定性，不能历年累加，如果历年累加既无据可查，且计算更趋复杂化。”“（2）时间上定为当年，与现行会计、统计核算制度的年度规定相一致，便于采集数据，便于操作。”也正是基于上述逻辑，《人》认为“当期价值是指人力资源当期投入价值和当期创造的新增价值之和，以此作为人力资源的总价值”。

有一点需要说明的是，对组织的人力资源进行计量和核算不是为计量而计量，而是需要这个计量结果有助于组织正常的人力资源管理工作顺利进行，有助于组织的顺利健康发展，不能仅从当前计量手续与过程的复杂程度上来考虑。而且，采用这个当期价值理论逻辑对组织人力资源进行计量，很容易诱发“短期行为”，也就是经济学上所讲的“道德风险”。当被测主体意识到自己已经进入当期价值理论核算的体系中，逆霍桑效应就会发生。因为计量者只关注当期员工创造的价值，所以员工就会急功近利地处理日常工作事宜。由逆霍桑效应导致的“短期行为”就会发生。这样一来，原本希望通过计量和核算有助于组织的健康发展的措施却引致了人们的“近视效应”。如何有效规避这种计量诱发的“短期行为”是一个很值得深思的问题。

2.如果采用这种计量方法，如何有效解决“人才”的两难困境

《人》文中的当期价值理论是从两个方面来对人力资源进行计量的，即“当期投入价值和当期创造的新增价值之和”。并且“从空间涵义来说，当期价值反映的是一个单位人力资源所实现的经济价值，这与现行核算的单位主体是一致的。所以我们计算的人力资源价值要受单位经济价值和效益的制约，单位创造的经济价值高、效益好，人力资源价值就应大些，单位创造的经济价值低、效率低，人力资源价值就会小一些，这里不论群体价值、个体价值都是如此。”诚如《人》所言一样，人力资源价值的大小要受到“单位经济价值和效益的制约”，那我们在利用当期价值理论进行计量时候如何规避这个问题呢？该理论并没有就此做出必要的说明。组织中的人力资源不是单独存在的，而是与许多非人力资源共同存在的。而且，人在组织中发挥作用是要受到很多环境因素的影响和制约的，比如其他配套物资资源的到位情况以及制度安排等。同时，由于很多项目不可能在一个“当期”就能实现其对组织创造价值的贡献，很多时候甚至仅仅开展的是一些重大项目的准备阶段工作，那么，按“当期价值理论”，该如何对这些人力资源主体进行计量和考评呢？难道他们在“当期”除了成本投入外，没有创造其他任何可以鉴定自身的价值？如果按这种逻辑，或许组织中的很多真正对组织发展有用的“人才”将根据“适者生存”原则，最终选择“孔雀东南飞”。因此，这样的计量对组织的负面影响将是深远的和难以想象的。

3.如果采用这种计量方法并认同“Q=LαKβ”，如何界定“当期”的时间范围

正如《人》中所言，“如何从企业创造的新增价值中把人力资源创造的部分分离出来，这是国内外长期未能解决的问题。”《人》通过构造Q=LαKβ（其中Q为效益或产出，L为人力资源的投入，K为物力资源的投入，α、β均为参数）投入－产出函数，“通过科学的方法与模型解决了这一问题。”关于这一点，愚者又有些疑问。首先，关于Q=LαKβ的构造。这个投入－产出函数与经济学上经典的道格拉斯－柯布生产函数很类似，后来这个经典的生产函数被宏观经济学家通过各种修正与变换用于对经济增长的分析。应该说这个模型用于对经济增长方面的分析，更多地是考虑到诸如科技、制度、人的心理预期等多方面的环境分析后逐步才得到认可。这也从一个侧面说明单纯仅从人力资源L的投入和物力资源K的投入是不能很好地对由于这两种资源所创造的价值Q进行准确计量的。比如工作环境、社会制度、心理状况等都是对L乃至K有很大影响的因素。同时，即使认为这种计量方法不存在理论上的误区，那么，还有一个很关键的问题就是如何界定“当期”的时间范围问题。因为按当期价值理论逻辑，对组织中的人力资源进行计量和核算时考虑的都是“当期投入价值和当期创造的新增价值”，如果一项投入在“当期”没有创造出可以依据会计制度核算的产出，或者这项投入可能跨越多个“当期”甚至最终成为“呆帐和死帐”的时候，那么又将怎样对其进行计量呢？这个“当期”难道仅是为了“便捷”而与会计核算制度相一致的吗？因此，如何合理、有效地界定这个“当期”又是一个很重要的问题。

4.采用这种方法，如何规避组织用于人力资源投入方面的风险

按当期价值理论逻辑，在一个“当期”投入的成本，不论最终能否收回人力资源开发方面的投入，这些投入最终都将作为“当期”人力资源价值来源的一个重要方面。但是，在现代社会中，存在很多这方面投入没有相应回报的事例，比如在“当期”内人力资源主体突然由于各种原因消失、流失等情况。那么这种情况下，这种投入就不能再视作一项人力资源价值了，而是变成了组织的“呆帐或死帐”。因此如何规避这种投入风险，这种理论也没有给出相应的解决思路。

小结

愚以为，在人力资源额本身的计量上，正如T.W.舒尔茨所言，“无论在理论上，还是在实际处理上，如何区分既具有消费功能又具有人力投资功能的支出都是困难重重的。”而且即使不去思考这些人力资源计量方法本身是否科学可行，这些观点首先即忽视了一个基本的理论前提：即人力资源和物质资本是两种性质根本不同的生产要素，即资本非同质。人力资源的使用过程是一个动态和主观能动性发挥的过程。以一个静态的标准去衡量一个动态的劳动过程和分配过程，是很不恰当的。因此，人力资源不能像非人力资源那样可以在静态下以货币加以确定。

的确，目前对人力资源进行有效计量是一个世界范围的难题。同时，对人力资源进行计量和核算又有着其特殊重要的意义：一方面对组织认识自我的情况会有很大帮助，比如有利于对员工进行有效的薪酬设计和激励等；另外，对人力资源管理也有其特殊的含义，因为不论是从未来组织的发展还是从组织对现状的自我核查来说，对人力资源进行准确有效的计量都是很重要的。T.W.舒尔茨建议“就估算人力投资来说，原则上有一种可供选择的方法，就是用它的产量而不是用它的成本来进行计算。”或许到目前只有像T.W.舒尔茨所建议那样进行创新才能找到一种比较完美的计量方法。Rosen等人以T.W.舒尔茨的思路，在提出激励合约选择的两大约束，即参与约束和激励相容约束理论的基础上，建立了人力资源定价的“以产定酬”模式。但其始终没能把产品的价格风险因素纳入到分析的范畴，而简单地把产品价格设置为1，即用产品产量表示产品的价值，把产量作为激励的依据。但“以产定酬”为我们提供了把产品价格风险也加入分析范畴的思路，即建立“以利润定酬”模式。在考虑到这一模式进行分析的复杂性以及可能会引致的短期行为后，可以再次将问题转化，即将某一时点的利润指标转化为某一时期的公司股票市值，并借助BLACK-SCHOLES的期权定价模型，即把企业某一时期的全部股票看作是一种股票期权，从而最终把人力资源的定价转化为企业的股票期权定价问题。当然这种依靠期权定价的模式也有其不足。因此，如何准确、有效地最大程度上规避由于对人力资源计量所诱发的不利影响，仍然是一个难题。

计量分析论文篇（8）

50年代初期，美国质量管理专家提出了质量成本这一概念。70年代以后，质量成本理论在发达国家得到了较为广泛的推广应用。80年代后期，质量成本概念和方法作为ISO9000系列标准的重要组成部分在全球推行。

一、质量成本管理的重要意义

目前质量成本管理已经成为企业全面质量管理的有机组成部分，很多生产者已经认识到了质量成本数据的大部分用途。通过质量成本数据分析，可以评价产品质量和质量管理水平及其对经营业绩的影响，了解产品质量的变动程度和变化趋势，找出影响产品质量的关键因素及薄弱环节，并在此基础上积极进行整改，力求使产品品牌、企业信誉、员工素质、产品质量有实质性的飞跃。另外，利用质量成本的数据信息可以向企业外部相关利益方提供质量保证能力的证据，并可将其作为确定产品价格的重要参考依据。

二、目前企业质量成本统计存在的突出问题及症结

质量成本管理是一个新兴领域，目前多数企业对这项管理活动还比较陌生。由于管理基础薄弱，统计工作制度不健全，数据来源渠道不合理等，导致收集的数据信息缺乏完整性，进而造成统计分析结论与实际偏差较大，指导性不强，甚至误导信息使用者。因此，提高质量成本统计完整性是改善质量成本管理、实现质量成本管理由量变到质变首要解决的问题。近几年，许多企业已经意识到了这一问题，但如何从根本上加以改进却缺乏有效的指导。归结起来，主要有以下几方面症结。

一是对质量成本的内涵存在多种认知偏差。有的认为质量成本是为获得质量所发生的成本，有的认为是质量部门的开支，还有的认为是与产品质量有关的成本。其实这些理解都存在一定的误区，影响了数据归集范围的合理确定。二是对质量成本管理迫切性、重要性认识不足，对统计工作的重视程度不够，错误地认为开展此项工作主要是用来应付质量体系认证和体系考核。三是缺乏闭环管理和必要的监督机制，数据来源可验证性较差，出现偏差时不能及时加以纠正。四是财务会计核算与质量成本统计没有对接，呈现“两张皮”，财务数据信息得不到充分利用，同时财务信息与生产、服务等信息不对称，没有做到有效结合。五是盲目地将质量成本核算纳入会计核算体系，试图对会计核算体系“动大手术”，在会计账簿和内部报表中陷入“数字游戏”，造成统计混乱。六是照搬传统的成本控制方法，往往还按部门或按会计期间下达指标并进行考核，缺乏针对性和科学性，致使有些部门领导心存顾虑，出现主观瞒报情况。七是质量成本统计范畴没有结合行业特点、管理基础、产品质量状况来确定。纳入质量成本统计的产品项目数量不全，覆盖面过窄，降低了统计的完整性；同时有些项目经常变动，缺乏连续性和可比性，弱化了统计分析效果。八是质量管理人员参与质量成本管理力度不够。受专业和工作特点的限制，单纯依靠财务人员进行质量成本管理存在局限性，不能解决系统性问题。

三、提高企业质量成本统计数据完整性的对策

借鉴国外质量成本管理的成功经验，结合以上分析，本文提出以下几方面的改进对策。

1、科学认识质量成本内涵

质量成本的正确表述应为“用货币的语言，以货币的形式表现的质量现实与质量理想状况的差别”。这一方面从经济角度反映了质量问题，另一方面也反映了质量对经济效益的影响。它具有四个基本属性：质量成本是把质量投入与质量损失联系起来考虑的一种观念；研究质量正向投入和负向产出关系的一种质量管理工具；质量成本不是财务会计中的一种成本概念，它属于管理会计的范畴，着重考虑机会成本；质量成本是质量信息的一种载体，是质量分析、控制、改进、评价和证实的工具。2、提高对质量成本管理重要性的认识

各级领导要高度重视质量成本管理工作，将其纳入全面质量管理之中并作为重要的组成部分常抓不懈。

3、加强对质量成本统计完整性的监督与考核力度

建立由质量、计划、检验、生产、采购等部门组成的跨部门专题小组，重点针对部门上报数据的真实性、完整性进行监督检查（按月或按季），并出具审核意见。将审核结果纳入部门年度工作考核范畴，同时制定科学、量化的考核办法。

4、选择切实可行的质量成本数据收集渠道

对于与财务信息紧密结合的统计项目，如预防成本、鉴定成本、外部质量保证成本以及外部故障成本中的维修差旅费等，应由财务部门直接从财务数据中提取；对于难以从会计账簿中提取的项目，如内部故障成本、外部故障成本中的维修材料费等，应由各基层单位填报，同时报送编报说明及相关分析，经专题小组审核会签后上报财务部门汇总。

5、搭建质量成本统计项目与内部财务预算之间的衔接平台

在完善内部财务预算的基础上，明确质量成本项目与财务预算项目之间的对应关系。按照对应关系，直接从财务预算中提取数据，计入相应的质量成本。这样可有效利用财务数据，既简便可行又避免了数据遗漏。

6、细化质量成本统计科目

按新的国家标准将质量成本划分为预防成本、鉴定成本、外部质量保证成本、内部故障成本、外部故障成本五个一级科目，并在确定的一级科目下结合本单位实际情况进一步调整并细化二级及明细科目，确保科目的设置涵盖全部质量成本统计项目，以避免统计漏项。

7、简化纳入质量成本管理的产品项目，按照产品类别进行统计

传统的统计方法往往是按单台套产品进行统计。由于单台套产品数量众多，类别繁杂，一方面不可能覆盖全部产品，造成统计缺乏完整性；另一方面单台套产品发生损失的偶然性和不确定性较大，影响分析效力。因此，按类别进行统计可以杜绝此类问题，提高统计完整性和分析有效性。

8、实行全寿命质量成本法

即纳入质量成本管理的产品类别确定后，将研制、生产、交付、保修、服务全过程所发生的与产品质量有关的费用均统计到质量成本中，并对其全寿命周期进行质量成本跟踪管理。此法与传统的统计方法相比有显著的进步。传统统计方法注重期间（按年度统计较常见），而全寿命质量成本法注重产品类别，要求质量成本数据的归集、分析按产品类别或项目进行（如×××类产品质量成本分析报告，报告期间×××年至×××年），直至保修期结束。该办法有利于连续、完整地考察产品质量损失情况，掌握产品质量损失动态变动规律，更好地做到持续改进。

9、尝试将质量成本统计工作职责由财务部门划归生产管理部门

财务部门由于受专业和工作特点的限制，对内外部损失数据信息的完整性无法进行有效把关。而生产管理部门熟悉产品情况，如果尝试将质量成本统计工作职责划归生产管理部门，由其负责收集、统计并把关，财务部门、质量部门密切配合，效果会更好。

计量分析论文篇（9）

【摘要】西方国家尤其是美国，在老龄经济学研究上积累了丰富的研究成果，对我们具有一定的借鉴意义。笔者翻阅了大量国外老龄经济学文献，重点对计量标准和经济状况两个方面的研究进行综述，以飨国内学者。【关键词】计量标准、经济状况AnalysisonEconomicsofAging：MeasurementandEconomicStatus【KeyWords】Measurement，EconomicStatus前言目前我国老龄经济学研究还处于起步阶段，我们对老龄经济学的理论、方法和数据的收集，以及研究中碰到的难题和结症等问题还没有充分的熟悉，老龄经济学的研究远远不能满足社会经济发展和政府决策的需要，因此，加强老龄经济学的研究迫在眉睫。在过去半个多世纪里，西方国家尤其是美国，在老龄经济学研究上积累了丰富的研究成果，笔者将其中具有代表性的研究成果介绍给国内学者。一、老人经济福利的计量我们做研究，首先要搞清楚所使用的计量单位和概念问题。克雷斯托对老龄经济学研究中碰到的计量问题进行了细致的梳理。他认为，从已经公开发表的研究成果来看，对老年人以及比较老年人与其他年龄人口所拥有的经济资源的估计量存在很大的差异，这种差异主要是由于选择使用的概念和方法的不同造成的。必须考虑的计量问题包括：计量收入积蓄的层面概念，即是用个人、家庭还是用家庭户为计量单位。分析单位和对“老年人”单位的界定，即老年人为户主的平均家庭户收入与只有老年人的平均家庭户收入是不同的。调查数据来源的选择。按家庭或家庭户规模、资产对老人经济福利的贡献，以及实物收入，对在可使用的调查数据中，一些收入类型的低进行调整。集中趋势计量单位的选择，即用平均数还是用中位数。横截面视角对纵向视角，即用横截面数据还是用纵向数据。1.分析单位和收入概念美国大多数消费收入和资产统计基于普查局调查的数据，如每十年一次的人口普查和SIPP调查等，在分析这些数据时，分析单位可以是家庭户、家庭或个人。这同样适用于分析老年人收入时所使用的概念，例如，个人层面的分析可以侧重于个人收入、家庭收入或家庭户收入的分析。由于相对少量的老年人家庭包括非家庭成员，家庭户和家庭收入计量非常相似。许多研究使用家庭户作为分析单位，比较老年人为户主和非老年人为户主的家庭户资产，因为，在这种分析中，以老人为户主的家庭户权数是相同的，不管这样的家庭户是否包含一个、两个或更多的老人。与有配偶老人相比，关于独居老人的数据被大大地加权。而那些住在非老人户主家庭户中的老人则没有被体现出来，因此，这样的数据在统计上不能代表老年人口。家庭户收入作为简明扼要的计量单位仅仅反映部分情况：关于个人收入的信息同样重要，因为，用家庭户或家庭为计量单位的关于“经济资源共享”假设充其量只是对复杂现实的粗略估计。为了比较不同老年亚群体以及老年人群与其他年轻人群的经济福利，我们必须根据不同家庭户收入差异和消费这些收入的人数的差异，确定可以比较的家庭生活水平。通常按照未调整的家庭户收入，用户主的年龄对家庭户进行比较：这种比较非凡指出，老年户主家庭户显然不如非老人户主的家庭户富有。2.贫困计量一些研究者认为，试图按照一个绝对的、不随时间和收入分配的变化而变化的计量标准测量贫困是不适当的，而且会夸大老年人经济改善情况。他们建议使用一个相对计量标准，如收入中位数的50%为贫困线。另外，官方的贫困统计以现金为基础，没有反映实物补助的变化，因而可能低估了改善情况。争论的结果建议贫困计量标准使用更宽泛的收入概念，例如在收入中包括医疗补助等【3】。由于许多老年人聚集在接近按官方定义的贫困线区域四周，有关低于贫困线的老人和非老年人的比例变化趋势的研究，为我们提供了一个过分乐观的老年人经济状况改善的画面。尽管研究者对使用官方贫困线尚存在相当大的不满，但对于使用一个恰当的贫困概念还没有达成共识。然而研究结果证实，在现有的贫困标准框架内，运用不同的贫困线进行比较为我们提供了更广阔的视野。3、资产对经济福利的贡献像现金收入一样，对资产的所有权代表着对经济资源的支配权，即使这些资产在即定的年份没有兑现成现金的收入。有研究者采用几种方法来分析资产对经济福利的贡献，非凡是探讨了资产的全部或部分净值，因为它是在个人晚年生活中可以分配的年收入。住宅资产受到非凡的关注，因为它是一种相对固定的资产。住宅资产提供居住资源，在西方国家它的价值可以被折算为“估算的房租”。显然，在比较经济福利时，完全忽视住宅资产是说不过去的。莱德勒【4】也将财富纳入分年龄别的经济福利比较之中。考虑到在计量方法上缺少共识，他提供了几种可供选择的估计方法，其中一些方法将财富定义为全部净价值，其它仅按金融资产概念来定义财富。调整后的收入概念包括非财产收入加上1/3财富。通过这种方法，将资产适当考虑进来后，老年人的经济状况相对改善了。这反映了这样一种事实：老年人的财富远远超过了非老年人，不管其净值或金融资产是否被用来定义财富概念。4、其它概念问题在计量经济福利当中，老年医疗保险是一个有争议的问题，另一个分析问题是集中趋势计量方法的选择，因为晚年收入存在偏态分布，平均数受到高收入人口分布的影响很强。一些分析家认为，分年龄组进行比较时，应当主要使用中位数而不是平均数作为比较的基础。假使老年人收入分布不均匀，集中趋势的任何单个计量方法都不足以为比较不同群体收入提供根据。因此，必须用其它有关收入分布的信息补充集中趋势的计量分析的不足。二、经济状况在过去几十年里，老年人的经济福利一直是公众争论的焦点。赫德【5】认为，抱着众多目的，分析老年人经济状况的研究结果发现，测量经济福利比只测量收入统计数据效果要好，用这种计量方法能确定老年人的经济状况是否得到改善，是否比非老年人的经济状况改善得更快，是否比非老年人的经济地位更高。这些研究最终的社会目标是评价非老年人对老年人的转移支付是否充足，以及是否有现实的政策意义。1、收入的来源克拉克、克瑞普斯和斯潘格勒【6】认为，在美国，随着社会保障制度的健全，社会保障金已经成为老年人收入最主要的来源，但随着社会保障受益人其它收入的增加，社会保障金在收入中所占的份额急剧下降。舒尔兹【7】分析了1996年65+老人的收入来源构成：社会保障是主要来源，占40%，资产收入占18%，养老金占19%，工资占20%。西方学者指出老年人通常是通货膨胀的受害者。舒尔兹列举了老年人可能受到通货膨胀不利影响五个主要方面。没有随通货膨胀调整的资产价值会贬值。转移支付的收入或其它收入的调整滞后于通货膨胀，其实际收入会减少。工资水平的调整滞后于通货膨胀，实际工资会减少。实际税收负担的增加。假如通货膨胀针对构成老年人预算支出的大部分项目，非凡是用于计量和调整各种收入来源的指数不能准确反映老年人购买模式，那么老年群体也会受到不同程度的影响。2、收入趋势赫德认为，没有一项的调查或研究能够得到对家庭户规模和收入进行调整后的令人满足的收入结构。他首次运用一种规模调整方法，然后将这种调整方法应用于某一个年份，假定调整的结果具有稳定性，把这两种方法合并，就可以看出完全调整后的收入趋势。表1显示税前货币收入的年增长率和1984年按照官方贫困指数进行调整以后的家庭户规模的收入水平。在这种按比例测量中，给一个非老年人的权数为1.024，两个非老年人的权数为1.322，三个人的权数为1.568等等。给老年人的权数比非老年人少些，规模调整后的收入等于家庭户收入除以家庭户权数。这种按比例测量体现了家庭户消费的实际规模收益假设：两个人的非老人家庭户比一个人的家庭户只需要29%多些收入。这种测量得到的收入数量更接近人均家庭户收入，而不是人均收入。老年家庭平均人数比非老年家庭平均人数少，因而，相对于非老年人来说，规模调整将提高老年人的收入数量。1984年未做规模调整的非老人对老人的收入比为0.67，规模调整后的比率为0.87。平均家庭规模一直在下降，但非老人比老人家庭规模下降得更快，因而，规模调整后会出现非老年人收入比老年人增加很多。例如，从1979到984年，规模调整使得非老年人年收入增长率增加0.9%，而老年人只有0.3%。不管使用调整的还是未调整的计量方法，老年人比非老年人有更高的收入增长率。表1还表明，对规模进行调整后，在大多数情况下，收入增长伴随着年龄增长，部分原因是存在较富有的同批年轻老年人效应，部分原因是社会保障的增加。表1：平均家庭收入的增长年收入增长1984年收入1967-19791979-1984未调整65岁以下1.0-0.427，46465+1.53.418，279调整65岁以下1.70.516，29365+2.23.714，16065-691.83.816，49670-742.14.214，40175-793.03.112，61780-842.93.311，46985+2.75.511，825来源：见参考文献【8】3、收入分配舒尔兹分析了美国老年人家庭的总货币收入情况，另外，还分析了1998年不同年龄户主的中位数家庭收入，45-54岁为61，833美元，55-64岁为52，577美元，65-74岁为34，719美元，75+岁为27，717美元，可见，中位数收入变化还是很大的。尽管美国的社会保障是老年人收入重要来源，并且通过社会保障累进制减少了收入不平等，但老年人的收入分配比非老年人更加不平等。表2显示了收入的吉尼系数和将收入划分为五组中最高一组收入所占的百分比。表2：收入分配

克雷斯托分析了老年人收入不平等现象，早年经济机会和经济资源是导致晚年经济不平等的因素，猜测退休后影响经济福利的要素与猜测退休前影响经济福的利要素是一样的。福切斯【9】认为，65岁以上的收入状况比65岁以下的要平等得多，65岁以上的收入差距减少的主要原因是社会保障金的作用越来越重要，而劳动性收入明显减小，前者的分配比后者更平等。经验研究结果取决于所使用的方法。例如，克雷斯托和希尔用吉尼系数比较1984年SIPP调查中不同年龄组的不平等状况，使用的收入概念是家庭户收入，并对家庭户规模、低和资产等数据进行了调整。结果显示，65-74岁的收入不平等比之前的任何年龄组都高，而75+岁最高。克雷斯托和希尔提醒说，这种分析没有告诉我们退休前处于有利经济地位的人和退休后处于有利的地位的人是不是同样的人。这样的分析则需要使用纵向数据而不是横截面数据。他们还认为，生命事件如健康状况变化或丧偶可能引起老人经济状况的改变，未来研究老年人经济状况一个主要的挑战，是深入理解这种事件的财政金融影响以及退休计划项目能否为避免这些影响提供保护的程度。受教育程度也是研究老年人经济状况一个社会经济指标。一项研究表明，与中青年相比，受教育程度更好地解释了65岁以上人的经济资源的变化情况【10】。4、贫困老年人贫困一直是老龄研究的一个重点和热点，因为贫困问题给老年人造成很大的麻烦，老年人陷入贫困的时间比非老年人更持久，解决的办法也很有限。在美国65岁以上的老人中，收入低于官方贫困线的人数从1959年的550万下降到1976年330万，比例从35.2%下降到15.0%，老年家庭的贫困率下降得尤为显著，从27%下降到8%。莱德勒认为，伴随者收入增加，老年人贫困率急剧下降。美国普查局1988年的一项研究表明，假如考虑非货币收入等因素，贫困率会显著降低。美国劳动统计署【11】在1998年做了一项研究表明：用一般通用的方法计算1995年美国65岁以上老人贫困比例为10.5%，用美国科学院建议的方法计算为24.2%，两个结果相差很大。女性丧偶老人的贫困率也下降了，但比起总人口和其他老年人的贫困率还是高，原因很复杂。一种解释认为，不同收入水平的死亡率存在差异，贫困家庭丈夫比富有家庭的丈夫死得早，经常的情况是贫困家庭的女性丧偶老人继续遭受贫困。另一种解释是，当丈夫死后，一些收入来源中断了，一些财富减少了。第三种解释是，死亡率与财富水平有影响，丈夫死亡时财富构成的变化为女性丧偶老人的高贫困率提供一些解释。由于横截面的贫困数据存在同批人效应，目前还不清楚贫困究竟在多大程度上是由于作为个人年老时花费的资产造成的。5、财富赫德认为，尽管收入实际上是计量老年人经济状况唯一使用的标准，但生命周期理论告诉我们，至少对于老年人来说，财富却是测量消费机会更好的计量标准。基于收入的代际比较要改成用财富来比较不是件轻易的事情，因为在职人员大部分财富是观察不到的未来的收入。由于预期寿命的变化，我们甚至不能直接比较不同年龄的退休老人的财富。尽管存在这些问题，但财富数据对收入数据是一种有意义的替代和补充。表3【12】给出了老人平均可遗赠财富。需要说明的是，SCF以家庭为单位，SIPP以家庭户为单位。财富包括金融资产、不动产、住宅资产、所有净负债。不包括养老金和社会保障财富，人生保险和家庭户耐用消费品的现金价值。SCF不包括在小企业和农场的汽车和股票面值。SCF样本规模为3，824，SIPP为18，700，包括所有年龄。表3：老年人平均可遗赠财富1983年没有1983年有补1984年SIPP补充的SCF充的SCF平均数90，800118，700250，000中位数59，50051，00051，900注释：SCF：theSurveyofConsumerFinances.SIPP：theSurveyofIncomeandProgramParticipation.如前所述，单独的收入数据只能部分地理解老年人经济资源的拥有量，财富也是一项极为重要的资源。所以，有必要研究老年人的财富分配。由于财富分配比收入分配的偏态分布更严重，在分析中忽视老年人持有的财富会低估晚年生活实际的经济不平等程度。三、评论老龄经济学是一门交叉科学，需要有经济学、人口学、统计学等多种学科背景，并将其融会贯通，国外学者做得很好，这是需要我们学习的。另外，国外老龄经济学研究非常重视数据的开发和经验分析。虽然在美国已经有了几项大型的老龄经济调查，但仍然不能满足研究的需要，有些分析和比较受到数据的限制，无法再深入下去或者搁浅。这是我们今后研究需要注重的。再次，从美国的研究来看，老龄经济学研究和数据开发的政策意义还没有完全展示出来，还有很大的伸展空间。这对我们也是一个很好的启示。

参考文献Crystal，Stephen.EconomicStatusoftheElderly.InR.H.BinstockL.K.George，Handbookofagingandthesocialscience.AcademicPress.1996.Rainwater，L.Whatmoneybuys：Inequalityandthesocialmeaningsofincome.NewYork：BasicBooks.1974.【3】U.S.BureauoftheCensus.Measuringtheeffectofbenefitsandtaxesonincomeandpoverty：1986.Washington，DC：GovernmentPrintingOffice.1988.【4】Radner，D.Theeconomicstatusoftheaged.SocialSecurityBulletin.1992;55：3-23.【5】Hurd，MichaelD.Researchontheelderly：EconomicStatus，Retirement，andConsumptionandSaving.JournalofEconomicLiterature1990;28：565-637.【6】Clark，RobertL.;Kreps，JuanitaandSpengler，JosephJ.EconomicsofAging：ASurvey.JournalofEconomicLiterature1978;16：919-962.【7】Schulz，JamesH.TheEconomicsofAging.AuburnHouse.2001.【8】Radner，D.MoneyIncomeofAgedandNonagedFamilyUnita，1967-84.SocialSecurityBulletin.1987;50：9-28.【9】Fuchs，V.R.Thoughmuchistaken：Reflectionsonaging，health，andmedicalcare.MilbankMemorialFundQuarterly：HealthandSociety，1984;62：143-166.【10】Crystal，S.，Shea，D.Krishnaswami，S.Educationalattainment，occupationalstatus，andeconomicwell-beingamongtheelderly.Journalofgerontology：socialscience，1992;47：S213-S221.【11】Garner，T.，K.Short，S.Shipp，C.NelsonandG.Paulin.ExperimentalPovertyMeasurementforthe1990s.MonthlyLaborReview.1998，March：39-61.【12】Radner，D.TheWealthoftheAgedandNonaged，1984.LipseyandTice.1989：645-684.

计量分析论文篇（10）

二、常见的统计数据质量问题及分析

（一）、数据虚假

这是最常见的统计数据质量问题，也是危害最为严重的数据质量问题。这类统计数据完全是虚构的杜撰的，毫无事实根据。造成统计数据虚假的因素多种多样，比如，有意虚报，瞒报统计数据资料，指标制定不严密，统计制度不完善，不配套等。

（二）、拼凑的数据

这种数据是把不同地点，不同条件，不同性质的数据在收集、加工、传递过程中，人为地拼凑成同一时间、地点、条件和性质下的同一数据。这种东拼西凑的数据，虽然分别有事实根据，但是从整体上看数据是不符合事实的，其性质与数据虚构相同。

（三）、指标数值背离指标原意

这是由于对指标的理解不准确，或者是因为指标含义模糊，指标计算的随意性大等原因造成的数据质量问题，表现为收集整理的统计数据不是所要求的统计内容，数据与指标原意出现走样，面目全非。

（四）、数据的逻辑性错误

这是指统计资料的排列不合逻辑，各个数据、项目之间相互矛盾。例如，企业卷烟库存商品中主要的组成部分是省产烟、省外烟、国外烟，如果企业报送的统计资料中，卷烟库存商品总金额显著下降，而省产烟库存金额大幅度上升，省外烟和国外烟库存金额只是持平或只有小幅度的下降，这就存在矛盾，表明数据有逻辑性错误。

（五）、数据的非同一性

它是指同一个指标在不同时期的统计范围、口径、内容、方法、单位和价格上有差别而造成的数据的不可比性。例如，2003年的统计资料中不含税价在30元以上的卷烟为一类卷烟，而在2004年的统计资料中，不含税价50元以上的卷烟为一类卷烟，如果在此基础上来比较两年的一类卷烟的销售量，而得出一类卷烟销售量大幅度下降的结论显然是不合理的。

（六）、数据不完整

这里指调查单位出现遗漏，所列项目的资料没有搜集齐全，不符合统计资料完整性的要求。数据不完整，就不可能反映研究对象的全貌和正确认识现象总体特征，最终也就难以对现象变化的规律性做出明确的判断，甚至会得出错误的结论。

（七）、统计手段和统计分析落后

目前许多企业统计工作仍处于手工状态，很原始！即使采用计算机也仅仅是减少工作量去做一些汇总、指标计算，并没真正引用先进的计算机技术和网络技术。所做的统计分析也局限于事后分析，即对统计数据进行单纯的讲解说明；不能利用网络技术实行信息共享等方式进行事前分析和预测。换句话说，“统计预测”这一职能根本没有发挥作用，缺乏对信息的收集、综合和系统化。

此外，常见的统计数据问题还有计算错误、笔误等。

可见，统计数据质量问题既可能是来自于设计阶段，也可能是来自于统计资料的整理阶段。

三、统计数据质量控制方法

（一）、统计数据质量控制的原则应当是全过程的、全员参加的、以预防为主的数据质量控制。

首先，统计数据质量控制要贯穿于统计工作的全过程。每进行一步，都要对已完成的工作进行检查、对已发生的差错及时进行纠正，做到层层把关，防止差错流入下一个工作环节，以保证统计数据的质量。其次，参加统计数据质量管理和控制的人员应当是全面的。全体统计工作者都要树立数据质量意识，各个主要的工作环节都要落实专人负责。统计数据质量的好坏，是许多工作和许多统计工作环节质量的综合反映，牵涉到统计工作的所有部门和人员，因此，提高数据质量需要依靠所有统计工作者的共同努力，决不是单纯靠某一个部门或少数人所能搞得好、抓得了的。只有人人关心数据质量，大家都对数据质量高度负责，产生优质的统计数据才有坚实的群众基础。因而，统计数据质量控制要求把差错消灭在它的形成过程中，做到防检结合，以防为主。这就要求有关人员在质量控制中具有超前意识，抛弃那种出现了统计数据问题才想办法解决问题的被动的局面。

实行全员性的质量控制，就要把统计数据质量目标及其关键交给广大统计工作者，落实到每个工作岗位，使每个岗位都有明确的工作质量标准，做到合理分工、职责明确，职责越明确，数据质量控制就越有保证。

（二）、统计设计阶段的质量控制

统计设计是统计工作的首要环节，统计数据质量的好坏，首先决定于这个过程，它是提高统计数据质量的前提。如果设计过程的工作质量不好，就会给统计数据质量留下许多后遗症。设计过程的质量控制需要抓好以下几项工作：

1、正确规定统计数据质量标准。数据质量标准是指根据不同的统计目的对统计数据精度所提出的要求。满足统计目的精度的统计数据就是准确的，高质量的统计数据。首先要作充分的调查，系统地收集市场和用户对统计数据的反映和实际使用效果的情况；其次要分析研究过去统计数据的主要质量问题，找准统计数据质量控制的主攻方向；最后要进行反复论证，考虑到统计工作中实际能够达到的水平。

2、合理设计统计指标体系及其计算方法。

统计指标设计得是否合理，也是影响统计数据质量的因素之一。采用统计报表搜集资料，首先要实行标准化管理，制定的指标要符合统计制度的规定，范围要全，分组要准，指标涵义的解释和计算方法要精确；其次要对统计报表的设计、颁发、填制、汇总的全过程实行全面质量管理。

（三）、资料整理鉴别阶段的质量控制

统计资料整理鉴别阶段出现的差错是统计数据质量问题的重要方面。如果资料不准确，就会影响结论的正确。因此，要特别注意审查资料的可靠性和适用性，要弄清楚统计指标的口径范围、计算方法和时期时点。对于口径不一致或不完整的资料，需要进行调整、补充；对于相互比较的资料，必须要注意有无可比性；一旦发现数据有严重的质量问题，应进行核实，避免有质量问题的资料进入汇总处理阶段。总之，对搜集到的资料，经过鉴别推敲、核实审定、使之准确无误，才能使统计数据的质量得到保证。

（四）、人为错误的质量控制

1、尽可能采用计算机处理统计资料，同时提高统计分析水平。

计算机作为当今社会不可缺少的高科技产物已渗透到我们生活、工作中的各个环节。运用计算机整理、汇总统计资料，速度快、效果好，其优越性是手工整理无可比拟的。现在国内大部分著名企业基本上实行网络化、全球化，利用网络资源了解世界先进行业信息，采用科学先进的统计分析方法和手段，进行横向、纵向对比，找差距挖潜力，努力赶超世界先进企业。要能够写出有一定深度的统计分析预测报告，系统、全面、科学地去挖掘利用网络资源和从市场取得的第一手资料，完善整个分析、预测手段方法和过程。但是，也应重视计算机处理数据的质量问题，提高计算机数据处理的关键在于提高录入数据的可靠性。

2、统计工作者本身应提高自身素质。

统计人员没有深厚的专业知识和丰富的实际工作经验，没有跟上时代及时进行知识更新，不善于统计调查获取第一手资料，写不出有一定深度关于本企业某一方面对决策层有参考价值的统计分析报告。因此，对统计人员应该加强培训工作，企业内部应建立配套的培训机制，对每一层次统计岗位实施针对性的培训，必要时到企业外请有关专家学者授课，或到相关先进单位进行考察学习，做到取长补短。统计工作者本身也应该努力学习统计知识，钻研业务，不断提高统计业务素质和水平，杜绝因业务不熟悉而造成的数据质量问题。

3、加强对统计人员的职业道德培训。

目前，上级部门下达计划和各类政绩考核对统计数据干扰不可低估。有些地方，以是否完成计划和各类数据的高低作为考核地方政绩的依据，导致很多下级部门所报的统计数据高于计划数或持平，这并不是计划部门的计划多么精确合理，而是说明某些统计对象或统计部门受某种利益的驱动而使统计数据的质量得不到保障。当然，数据不真实、不准确的原因是多方面的，其中统计人员的思想道德对统计数据的影响是很大的。这就要求我们加强对统计人员的思想品德和职业道德教育，要求每一个统计工作者必须坚持实事求是的工作作风，认真对待每一个统计数据，如实地反映情况。

4、加大统计执法力度，保证源头数据的准确性。

计量分析论文篇（11）

国内学者对我国居民收入不平等问题的研究主要开始于80年代后期，并大致分为两个阶段（刘磊，2000）：80年代后期到90年代初期为第一阶段，其中最具代表性的工作是基于S.Kuznets曲线的“公有制经济收入差异倒U曲线”假说及其“阶梯形变异”论的提出（陈宗胜，1991），从而开始了国内学者对收入不平等问题的广泛研究。第二阶段是90年代初到现在，在这个阶段中，随着中国经济改革实践中收入不平等问题的加剧，学者们越来越关注不平等问题的研究，并出现了大量的研究文献。从研究的视角看，大致可以分为以下几个方面：(1)这一期间较为主要的研究是赵人伟、李实、Riskin等中外学者组成的“中国居民收入分配课题组”，在两次对居民住户进行抽样调查的基础上，采用统计分析方法对中国收入不平等的状况及其变化和主要影响因素进行了多个侧面的实证分析，并提出了相应的经济解释（赵人伟等，1994;1999）；(2)基于S.Kuznets“倒U型曲线”理论对中国当前收入不平等问题的研究（李子奈，1995；郭熙保，2002）；(3)从收入来源的角度分析各分项收入对收入不平等的影响（陈宗胜，1997；曾国安，2000）；(4)分析在体制转轨时期，由于各种寻租活动所导致的非正常收入对城乡居民收入差别的影响程度（陈宗胜，2001）；(5)政府对城镇居民收入不平等的影响（汪丽华，1995；王诚，1999）等等。

此外，对收入不平等问题研究的时间序基本上集中在1995年以前。但是在1995年以后，我国经济进入了新一轮经济周期的调整，居民收入不平等问题出现了新的变化。因此，有必要对其做进一步的分析研究。另外，在现有的研究文献中，虽然有从收入来源角度分析各分项收入对收入不平等的影响的研究，但是这种分析基本上没有涉及转移性收入对收入不平等影响的分析。基于此，本文将转移性收入纳入分析框架，选取了1993～2001年期间的各省相关数据，并运用GE(GeneralizedEntropy)指数进行相应的分解，以分析转移性收入对我国居民收入不平等问题的影响。

一、关于转移性收入的含义

由于本文的数据主要是来源于《中国统计年鉴》，因此，我们对转移性收入的理解，也将依照年鉴中对此的界定。从《中国统计年鉴(1993)》上的统计数据来看，城镇居民转移性收入主要由以下几部分组成：“离退休金”、“价格补贴”、“赡养收入”、“赠送收入”、“亲友搭伙费”、“记帐补贴”、“出售财物收入”、“其他”。

其中，“离退休金”、“价格补贴”和“其他”（其中的“抚恤和社会福利救济”部分）可视为是属于政府转移性的支付。(1)“离退休金”是居民转移性收入中的主要组成部分，从若干年份的统计年鉴来看，其所占份额在60%～70%之间。但由于支付对象的不同，“离退休金”又可分为“行政事业单位离退休金”和“国有、集体企业离退休金”两部分，其中，“行政事业单位离退休金”由国家财政对国家行政事业单位离退休人员进行支出，“国有、集体企业离退休金”由（国有、集体）企业对企业内部离退休职工进行转移性支付。如果考虑到国有企业、集体企业与政府财政的关系，“国有、集体企业离退休金”可视为间接性的政府转移性支出。事实上，在国家财政中尚有一部分支出用于补助国有、集体企业由于效益滑坡而无法支付其企业职工的离退休金。(2)“价格补贴”，从年鉴上的数据来看，主要是来自国家财政的“政策性补贴”中对城镇居民的“肉食品价格补贴”部分，但是随着近几年相关农产品的价格下跌，基本上呈每年下降的趋势：1993年，中央财政中用于“肉食品价格补贴”的金额达29.86亿，2000年则只有19.39亿。(3)国家财政用于“抚恤和社会福利救济”主要包括：“抚恤支出”、“离退休费”、“社会救济福利费”、“救灾支出”。

除了上述的属于政府转移性支付的部分，剩余的“赡养收入”、“赠送收入”、“亲友搭伙费”、“记帐补贴”基本上是发生在居民家庭内部的收入转移。这样，年鉴中的转移性收入概念与我们通常所理解的政府进行收入再分配的转移性收入概念有出入，但是，从年鉴上的人均转移性收入数据来看，政府转移支付部分仍占居主导地位。因而并不影响我们对此的分析。

二、研究方法及数据说明

（一）研究方法

本文对转移性收入的分析主要分为两部分，一是按区域分解的不平等分析，二是按收入来源分解的不平等分析。

(1)GE指数计算。考虑到区域分解的分析需要，我们采用广义熵（GeneralizedEntropy，简称GE指数），Shorrocks(1980;1984)对收入不平等程度进行衡量。GE指数的表达式如下：

附图

在(1)式中，y[,i]是第i个样本的收入，u是总样本的平均收入值，f(y[,i])是第i个样本人口占总样本人口的比重。

至于参数c，其取任何值，GE都是可区域分解的。当c=1时，GE指数便是Theil指数。无论c=1还是c=0，两种不平等指数的计算结果基本上是相同的，因此，为了简单处理，在本文的分析中，我们只取c=0。

(2)区域分解方法。Zhang和Kanbur(1999,2000)根据GE指数，在对样本进行分组的基础上，将GE指数分解成组内不平等和组与组之间不平等。其表达式如下：

附图

k是外生给定的组数，用g标明。I[,g]表示为第g组的不平等（GE指数值），u[,g]是第g组的平均值，e[,g]是长度n[,g]的一个向量，n[,g]是第g组的人口数。如果n表示为所有组的总人口数，那么f[,g]=(n[,g]/n)。在(2)式中，W[,g]I[,g]表示组内不平等程度，[W[,g]I[,g]/I(y)]×100%表示第g组的不平等程度对总体不平等程度的贡献率。I(u[,1]e[,1]…,u[,k]e[,k])表示总不平等程度的组间不平等部分，[I(u[,1]e[,1],…,u[,k]e[,k])/I(y)]×100%表示组间不平等程度对总体不平等程度的贡献率。

(3)分项收入分解方法。只要不平等指数能设计成按分项收入进行加权相加的形式，该指数便能按收入来源进行不平等分解，比如Gini指数、Theil指数等等(Shorrocks,1982)。在Shorrocks的文章中，同时也提出了基本的不平等指数——用方差形式设计的不平等指数，并提出了以该指数进行分项收入不平等分解的方法（其计算结果与Theil指数的分解结果近似）。为了计算的简便，在本文的分析中将采用该分解方法。在该方法中，各分项收入贡献率的计算公式如下：

S(Y[K],Y)=[cov(Y[K],Y)/σ[2](Y)]×100%(3)>

Y[K]表示第K项收入，Y表示总收入；cov(Y[K],Y)为各样本的第K项收入与总收入的协方差值，σ[2](Y)是总收入的样本方差值，S(Y[K],Y)是第K项收入不平等对总收入不平等的贡献率。

（二）有关数据说明

从1993年以后，《中国统计年鉴》开始对农村居民和城镇居民的“人均转移性收入”项进行统计。因此，我们分析的样本数据年份是1993～2001年。

就每一年份而言，我们的样本数据包括每一个省份的农村居民和城镇居民的人均纯收入和各分项收入。农村居民的样本数据为“人均纯收入”、“人均工资性收入”、“人均家庭经营收入”、“人均转移性收入”和“人均财产性收入”。城镇居民的样本数据为“人均可支配收入”、“人均工资性收入”、“人均转移性收入”、“人均财产性收入”（只限于1997～2001年）和“人均其他收入”。

由于缺乏数据的一致性，并不被包括在样本集中。另外，由于重庆被列为直辖市，年鉴中重庆市的数据从1997年开始单独统计，不再列入四川省。考虑到前后数据的一致性，我们通过依人口比重进行加权平均处理，将1997年以后重庆市的各项数据与四川省的各项数据归并，列入到四川省。这样，在我们的样本集中共有29个省市自治区，每一年总共有290个样本数据。

三、转移性收入对居民收入不平等的影响

本文从两方面分析转移性收入对居民收入不平等的影响。首先，采用GE指数区域分解的方法，分别考察在包含转移性收入的居民人均纯收入和不包含转移性收入的居民人均纯收入两个样本数据集下，比较两者在总区域不平等（全国居民收入不平等）、农村区域内不平等（农村居民收入不平等）、城镇区域内不平等（城镇居民收入不平等）、以及农村—城镇区域间不平等（城乡居民收入不平等）的差别，从而分析转移性收入对居民收入不平等的影响。其次，采用GE指数收入来源分解方法，分析在总区域内各分项收入不平等对总收入不平等的贡献率，然后通过转移性收入和其他分项收入的比较，分析转移性收入对收入不平等的影响。

（一）从区域分解角度的分析

根据区域分解的方法，可将样本数据分为农村和城镇两组，由此，总区域不平等可分解为农村区域内的不平等、城镇区域内的不平等以及农村—城镇区域间的不平等（Zhang和Kanbur,1999;2000）。

运用GE指数的计算方法及区域分解的方法［公式(1)和公式(2)］，我们得到两组数据：包含转移性收入条件下居民人均纯收入的不平等（GE值）和不包含转移性收入条件下居民人均纯收入的不平等（GE值），分别列于表1和表2。比较上述两组数据，可以得到如下结论。

*

(1)无论是考虑转移性收入因素，还是不考虑转移性收入因素对收入分配不平等的影响，我国居民收入不平等程度（总区域不平等）最大的是体现在农村—城镇区域间，再次是农村区域内，然后是城镇区域内。这一点也可用区域贡献率进行数字说明：［根据公式(2)中的贡献率计算方法］在包含转移性收入条件下，农村—城镇区域间不平等、农村区域内不平等、城镇区域内不平等对总区域不平等的贡献率分别（平均）为69.67%、24.78%、5.54%（各年的平均值）；在不包含转移性收入条件下，相应的区域贡献率平均值则分别为60.47%、32.03%、15.38%。

(2)在两组数据中，各区域的不平等曲线的变动轨迹以及变动的幅度基本上相同，这表明转移性收入并未能改善收入的不平等曲线，尤其是总区域的不平等曲线和农村—城镇区域间的不平等曲线，说明政府的转移性支付没能起到缓和收入分配不平等的作用。

(3)从农村区域内和城镇区域内的不平等程度看，两组条件下的GE值比较相近，差异不大，但是总区域和农村—城镇区域间的两组条件下的GE值却相差较大。通过简均计算可发现，在包含转移性收入的条件下，农村区域内、城镇区域内、农村—城镇区域间及总区域的不平等程度(GE)，要比不包含转移性收入条件下的收入不平等(GE)分别高出0.22%、-3.39%、48.97%、29.53%。这就是说，这种转移性收入尽管在一定程度上降低了城镇居民的收入不平等程度（降低的程度很有限，仅为3.39%），但却使农村区域内、总区域和农村—城镇区域间的不平等程度提高，尤其是明显提高了总区域和农村—城镇区域间的收入不平等程度，分别提高了29.53%和48.97%。

(4)1998～2001年，总区域和农村—城镇区域间的GE指数出现加速上升，分别上升了30.

83%和40.4%，农村区域内和城镇区域内的GE指数上升则相对微弱，分别上升了11.92%和7.21%。另外，由计算可得1998～2001年各区域贡献率的变化情况：1998年，农村—城镇区域间不平等、农村区域内不平等和城镇区域内不平等对总区域不平等的贡献率分别为68.13%、25.73%和6.14%；2001年，则分别为73.11%、21.53%、5.36%。在这4年中，农村—城镇区域间不平等对总区域不平等的贡献率逐年上升，农村区域贡献率、城镇区域贡献率则是逐年下降。可见，农村—城镇区域间的收入不平等不但构成了影响总区域不平等的主要因素，而且是1998～2000年期间总区域不平等出现明显上升趋势的主要因素。

以上分析首先表明，我国居民收入不平等程度从不同区域角度考察的结果差异较大。其次，从1997年以后，我国居民的收入不平等问题出现了新的变化，无论是总区域、农村区域内、城镇区域内、还是农村—城镇区域间的GE指数都呈上升态势，其中，农村—城镇区域间不平等成为我国居民收入不平等程度上升的主导因素。再次，我国的转移性收入不仅没有使收入的不平等程度得到缓和，相反是加剧了农村—城镇区域间和总区域间的收入不平等程度，也就是说，是加剧了城乡之间和全国居民的收入不平等程度。

（二）从收入来源分解角度的分析

在上文的分析中，我们可以看到，转移性收入在各区域对总收入不平等的影响主要表现在对城镇—农村区域间的影响，进而影响了总区域的总收入不平等。因此，根据公式(3)，接下来的部分，我们采用按收入来源进行分解的方法，分析1993～2000年期间影响总区域收入不平等变动的收入因素，尤其是转移性收入部分。

为了使城镇和农村数据具有同一性和可比性，我们将样本中的收入来源分为：劳动收入、转移性收入和其他收入。其中，在城镇样本中，劳动收入只指工资性收入，其他收入则包括财产性收入和其他（年鉴中）未计收入；在农村样本中，劳动收入则包括工资性收入和家庭经营收入两部分，其他收入只指财产性收入。这样，样本集中总共有174个样本。

表3列出了上述3项分项收入对总区域不平等的贡献率。根据图表中的相关数据和曲线中，可以得出：(1)从贡献率比重来看，在1993～2000年整个时间序列段中，劳动收入构成了总区域收入不平等的主要影响因素，而转移性收入和其他收入对收入不平等的贡献率则相对较低；(2)但是从贡献率的变动趋势看，结论却不同。这一期间的劳动收入贡献率呈单调下降趋势，而转移性收入和其他收入的贡献率却呈上升态势，转移性收入的上升态势尤其显著。转移性收入的贡献率从1993年的21.1%，增长到2001年的32.27%，增幅近52.94%，而与工资性收入的贡献率差距则从1993年的3.2:1，缩小到1.6:1。尤其是1997年以后，转移性收入贡献率的上升速度明显加快，这段时间恰好与农村—城镇区域间的收入不平等和总区域间的收入不平等出现新的上升趋势的时间段相吻合。这表明，1997年以后我国农村—城镇区域间收入不平等，进而导致的总区域收入不平等程度的加剧，与转移性收入的不平等程度上升密切相关。

表3各项分收入对总区域不平等的贡献率

*

*四、进一步的分析和政策启示

首先，转移性收入之所以没能起到降低城镇区域内收入不平等和农村区域内收入不平等的作用，一定程度上与各地区的转移性收入取决于地方的财政状况有关。由于不同地区的经济发展水平不同，地方财政的差距也比较大，因此，经济较发达的地区，地方财政相对充裕，居民人均转移性收入就比较高，反之则相反。以2001年的样本数据为例，在农村居民人均转移性收入中，最高的是福建省，人均为270.07元，最低的是新疆，人均21.22元，两者相差近12.7倍。在城镇居民的人均转移性收入中，最高的是上海市，人均达4791.53元，最低的是山东省，人均为918.25元，两者相差近5.2倍。

其次，转移性收入之所以加剧农村—城镇区域间的收入不平等，进而导致总区域的收入不平等，其原因除了各省市地区的财政状况差异所造成的转移支付差异外，根本原因在于城乡分割的，或者说歧视性的收入再分配制度。实践表明，由于长期存在的城乡分割局面，城镇居民与农村居民在政府转移性支付的分享方面存在着较大的差别。农村居民往往享受不到城镇居民在就业、教育、住房、医疗等方面的待遇。农村居民收入中一部分来自于国家财政的转移收入，仅仅是极少数在全民或集体单位就业的职工所享有的由国家支付的一部分抚恤金、困难补助和救济金等（国家统计局农调总队课题组，1995）。这种将户籍身份和所有制特征作为能否获得政府转移性支付的制度，是加剧城乡居民收入不平等的重要制度障碍。在整个农村—城镇样本范围内，（2001年）人均转移性收入最高的是上海地区的城镇居民转移性收入，人均为4791.53元，最低的是新疆自治区的农村居民转移性收入，人均仅为21.22元，两者相差近226倍。远远超过农村内12.7倍、城镇内5.2倍的最高比率。

此外，从收入来源分解的分析中，我们揭示了转移性收入对不平等贡献率的变化，是导致90年代后期我国城乡居民收入不平等程度加剧的重要原因。实际上，分项收入对收入不平等贡献率的变化在很大程度上要受居民收入结构变化的影响。表4描述了农村居民和城镇居民人均转移性收入占人均纯收入的比重的变化。城镇居民人均转移性收入占人均纯收入的比重从1996年开始显著上升，由1996年的16.71%上升到2001年的23.57%，增幅达41.05%。表明政府对城镇居民转移支付力度的加强，有效地改变了城镇居民的收入结构。而农村居民的人均转移性收入比重基本上未随时间变动而变动。因此，城镇居民人均转移性收入比重与农村居民转移性收入比重的差距由1996年的4.5倍增加到2001年的6.5倍，这导致了人均转移性收入对农村—城镇区域间居民收入不平等贡献率的上升，从而导致对总区域范围内居民收入不平等贡献率的上升。

概括起来，转移性收入对我国居民收入不平等问题的影响主要是来自两个方面：一是省、市自治区之间

经济发展水平的差异所导致的转移性收入支付的差异；二是城乡分割的收入再分配制度导致的城乡转移性收入分配的不平等，即城镇居民能享受到较多的政府转移性支付，而广大农民则基本上享受不到政府的转移性支付。

要改变这种状况，一是要加强政府转移支付的力度，尤其是要加强中央财政对经济欠发达地区的转移支付力度，以不断缩小东西部地区的居民收入水平差异；二是要彻底消除城乡分割的收入再分配制度，调整国民收入的再分配结构，加大政府对农村居民的转移支付力度，建立城乡一体化的居民最低生活保障制度，使农村居民能与城镇居民一样，享受相同的政府转移支付待遇。

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