为您找到与人口结构对房地产需求的影响相关的共200个结果:
论文摘要:本文针对现行资本结构影响因素研究中忽略宏观经济因素的不足,着重研究利率对资本结构的影响。利用1996年至2006年上市的266家公司的数据检验利率与资本结构的关系。结果表明:利率显著影响我国上市公司资本结构,二者呈负相关关系,利率的变动显著影响资本结构的调整。
论文关键词:利率上市公司资本结构影响
一、文献综述
(一)国外文献当najan和Zingales(1995)以及Demirguc—Kun和Maksimovic(1999)等将研究对象扩展到发展中国家时,结果发现,尽管在多数资本结构模型中宏观经济变量没有起到任何作用,但宏观经济环境的差异对所有模型提出了严峻的考验。近年来,wald(1999)、Booth等(2001)对不同国家企业资本结构的比较研究进一步拓展了资本结构理论的内涵。他们的研究发现,资本结构与一国的制度环境、宏观经济因素、公司特征因素密切相关。利率水平包含了大量宏观经济信息,并且是资金信贷市场中资金使用权的转移价格,企业筹资离不开对市场利率的分析权衡。国外,Kim,Ramaswamy和Sundaresan(1993)以及Longstaf和ISchwartz(1995)都认为,企业的负债率随着无风险利率的增加而增加,主要是因为在风险中性框架内,无风险利率增大,导致违约率下降。Ieland(1998)以及Leland和Tdif(1996)发现,当无风险利率增加时,所有资产的回报率都增大了,违约概率降低了,从而增大了公司的负债能力。Russo等(1999)认为由于利率使负债融资成本增加,所以利率上升使权益融资更有吸引力。实证研究结果得到,对经理无权利的合作社,利率对资本结构有显著影响,因为该类合作社更关心利息费用增加导致的边际利润减少。Bancel(2002)分析欧洲17个国家的公司资本结构的影响因素时得到,利率水平是经理考虑企业负债政策的重要因素,并且通常是利率较低的情况下,企业采用负债融资。Huang,Ju和Ou—Yang(2003)认为,利率的变化影响着企业的负债比率。
(二)国内文献傅元略(1999)注意到了宏观利率对资本结构的影响,他认为:当企业资产收益率高于宏观利率时,企业将倾向于提高负债水平。林孝基(2001)讨论了利率变化对资本结构的影响,认为对于资本成本率大于贷款利率的企业,可以通过低利率的金融环境来增加贷款来获得经营收益率与借款利息率之间的利润差额,从而使企业资本结构产生改变。王文娟(2007)利用回归方法得出结论:实际贷款利率对最优资本结构具有显著影响。严小明(2004)认为,企业的资本结构应随负债利息率的变动而做出相应的调整。蒋振声(2OO1)的研究认为,利率水平与市值资产负债率显著正相关。洪正,王磊(2005)研究认为,债务利率与资产负债率正相关,债务利率代表着债务融资的成本,与资产负债率的正相关关系可能意味着股权融资的成本很低,虽然自1996年以来多次降息,但上市公司的股权融资偏好依然存在。刘锦,易法海(1999)结合我国1996年来先后六次降低利率的实际情况,论证了我国数次降息对资本结构变化的影响是符合理论和实际的。蔡楠和李海菠(2003)得出结论:实际贷款利率与负债率显著负相关。原毅军和孙晓华(2006)利用1995年至2004年我国沪深两市所有上市公司的数据,实证发现实际贷款利率与目标杠杆负相关。
综观国内外文献,可以肯定的是利率显著地影响企业资本结构。但现有文献大多是理论分析,相应的实证分析则很少。中国目前利率形成机制的市场手段越来越受到重视,其行政手段已经开始逐渐淡出。1996年全国统一银行间同业拆借市场联网运行,全国统一的银行间同业拆借市场利率形成1998年9月放开了政策性金融债券市场化发行利率;1998年和1999年两次扩大贷款利率浮动幅度;2002年初,在八个县农村信用社进行了利率市场化试点改革,贷款利率浮动幅度由50%扩大到100%,存款利率最高可上浮50%;2002年9月,农村信用社利率浮动试点范围进一步扩大;2004年1月,央行第三次扩大金融机构贷款利率浮动区间并下调超额准备金存款利率;2004年10月2913,央行上调金融机构存贷款基准利率,并放宽人民币贷款利率浮动区间和允许人民币存款利率下浮。同时,进一步放宽金融机构贷款利率浮动区间。现行资本结构研究中忽略了宏观经济因素,基于此,本文选取包含了大量宏观经济信息的利率水平作为研究对象,研究利率水平对我国上市公司资本结构的影响。中国目前利率的市场化改革已显有成效,所以本文将检验我国市场利率如何影响企业的资本结构,利率变动是否影响企业资本结构调整。
二、研究设计
(一)研究假设马克思的利率决定论认为利率的变化范围在零与平均利润率之间;资本边际生产力利率决定论认为:资本边际生产力大于利息,投资者会继续借贷,扩大投资,资本边际生产力小于利息,投资者将减少借贷,减少投资;储蓄投资均衡利率决定论认为:贷款的需求主要来自于投资,投资量的大小取决于投资预期回报率和利率的关系。当利率降低时,预期回报率大于利率的可能性增大,投资需求也会增大。由以上利率决定论可知利率的高低决定着投资者贷款与投资的多少。现代企业作为社会经济中最主要的投资主体,其投资与筹资的多少受利率的影响。当企业预期投资回报率大于利率,企业通过增加负债来增加投资,以取得利润差额。当企业预期投资回报率小于利率,企业就不会通过增加负债来投资。因此,利率越低,企业增加负债的可能性越大。所以,提出假设:
假设1:利率与上市公司资本结构呈负相关关系
在以往动态模型的资本结构影响因素的实证研究中,并没有考虑宏观经济因素对调整成本和调整速度的影响。对于中国的上市公司,融资能力都较其他公司强,因此企业调整其资本结构,都不会遇到政策上的阻碍,因此更多的考虑的是调整成本,而决定中国上市公司调整成本的最重要的因素是实际贷款利率。王文娟(2007)构建资本结构动态调整模型,利用回归方法得出结论:利率对调整速度的影响在1%的水平上显著,利率与调整速度负关,这说明政府的宏观经济政策会影响到企业对资本结构的调整成本,当政府提高利率时,企业调整资本结构的成本提高,此时调整资本结构所需要的资金规模变大,则调整速度变慢。童勇(2006)研究认为,贷款利率影响公司对资本结构的调整速度,这一点是比较明显的。资金的成本是公司财务所必须考虑的,而债务的成本主要体现为贷款利率的大小。利率的上升必然会影响公司进行债务融资,从而限制了公司调整资本结构的程度和速度。银行间同业拆借利率在我国整个利率体系中起着主导作用,该利率的变化直接导致贷款利率的变化。所以,提出假设:
(二)变量的设定本文所设定的变量见(表1)。
(三)模型的构建资本结构的影响因素有很多,除了利率还有行业、公司规模、盈利能力、成长性、抵押能力、非债务税盾等重要影响因素。因此本文在实证研究中将这些变量作为控制变量纳入模型的构建中。本文拟采用混合数据,即包括时间序列数据和横截面数据。建立多元线性回归模型如下:
在现实中,随着时间与内外部环境的变动,企业会不断地调整它们的资本结构。本文为了验证利率的变动对企业资本结构调整是否存在显著影响,将模型1中的所有变量做一次差分,构建如下模型:
其中,其他变量与此相同。在以上两个模型中,行业(INDUS)作为虚拟控制变量来控制行业对资本结构的影响,所以模型2中不对其作差分。
(四)样本的选取本文选取深、沪两市1996年至2006年的上市公司作为研究样本。样本的选取遵循以下原则:1996年至2006年一直上市的公司,这是为了确保公司财务稳定且公司行为相对成熟;不考虑金融类上市公司,鉴于金融类公司自身特性,研究资本结构问题时一般将之剔除样本之外;剔除ST和类上市公司;剔除无法获取相关数据的公司。基于上述原则,本文共选取深、沪两市266家上市公司作为研究样本,以1996年至2006年为数据窗口,运用截面数据和时问序列数据来编制各变量的混合数据。本文研究所使用的数据均来自CCER数据库。
三、实证检验分析及结论
(一)实证检验分析从(表2)中可以看到,利率与上市公司资本结构之间在l%的水平上显著负相关,说明我国上市公司资本结构会随着利率的提高而显著降低。验证了本文提出的假设1。另外,公司规模、盈利能力、成长性、抵押能力、非债务税盾、行业这些因素也显著地影响企业的资本结构。
从(表3)种可以看到,利率的变动显著地影响着资本结构的调整,显著水平为1%,说明我国上市公司的资本结构会对利率的变动做出较明显的反映。验证了本文提出的假设2。另外,公司规模、盈利能力、成长性、抵押能力、非债务税盾的变动也显著的影响着资本结构的调整,但是行业对资本结构调整的影响不显著,表明不同行业的上市公司在资本结构调整上不存在差异。
(二)研究结论本文重点研究了利率对我国上市公司资本结构的影响,实证研究结果表明,利率是影响我国上市公司资本结构的重要因素,利率与企业资本结构显著负相关。另外,利率的变动显著影响企业资本结构的调整。利率在经济发展中有举足轻重的作用,是政府调节经济的有效工具。当经济萧条时,降低利率,企业负债的可能性增大,投资增加。上市公司作为社会经济中主要的投资主体,其增加投资引起整个社会的需求,从而刺激经济发展。反之,当经济高涨引起严重通货膨胀时,可以提高利率来加以抑止。企业在进行资本结构决策时,要充分考虑利率因素,使企业资本结构处于一个更为合理的水平。当利率发生变动时,企业要随之调整资本结构,从而使企业做出更为合理的筹资,投资决策,提高企业价值。
浏览量:4
下载量:0
时间:
浏览量:3
下载量:0
时间:
一般而言,总债务是居民、企业和政府三部门债务的加总,也有的加上了金融部门债务。居民部门的全部债务都是贷款,没有债券。非金融企业的债务有两部分,除贷款之外还有企业债。金融机构不考虑通货和存款,剩下的主要是金融债,分政策性金融债和其它金融债两部分。政府部门加总了中央政府内债和外债。
中国总债务率攀升速度较快,从1994年的78.6%一路升至2012年的167.4%。不过从跨国比较来看,我国还不算债务水平过高的国家。虽然我国非金融企业债务水平比较高,但居民和政府的债务水平相对偏低,且上升势头较为温和。
我国非金融企业债务占比极高,构成中国债务结构的突出特点。这与我国经济发展模式和金融结构特征密切相关。我国是间接融资占主导地位的国家,绝大多数金融资源配置通过银行中介来完成。由这种金融结构决定,中国企业的负债率必然高悬,在经济平稳增长的时期,银行贷款构成企业主要的负债来源,有成本低、风险小的好处,但若经济出现大幅度波动,经济增长率出现趋势性下降,则企业负债的相当部分就可能形成不良资产,从而损及企业和银行资产负债表的健康。
令人担忧的是,越是在高资本投入时期,债务扩张所能换来的边际产出越是下降。2009和2010年,我国GDP每增加1个百分点,债务需要增加3个百分点。而在此前十年,GDP每增加1个百分点,债务只需增加1.5个百分点左右。由于经济增长是一国偿债的最终保障,随着债务扩张的产出效应下降,整个国家的债务水平自然不断抬升。
可见,如果还是因循“外需不足内需补,消费不足投资补,民间投资不足政府投资补”的增长老路,那么我国整体债务率将不可避免地一路抬升。
本文采用了包括中国在内的11个国家2011年债务结构及总杠杆率的数据。债务结构主要包括居民债务占GDP的比例、非金融企业债务占GDP的比例、金融机构债务占GDP的比例和政府债务占GDP的比例。总杠杆率是总债务占GDP的比例。数据如下:
本文将用债务结构的各个数据构建如下模型:
Y=β1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+u
利用Eviews软件,用最小二乘法进行估计得出如下结果:
模型估计结果为:
Y=35480.98+359.8058X2+17.55605X3-499.7271X4+273.0479X5
模型估计结果说明,在假定其他变量不变的情况下,居民债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会增长359.8058万亿美元;非金融企业债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会增长17.55605万亿美元;金融机构债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会减少499.7271万亿美元;政府债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会增长273.0479万亿美元。
但就统计检验来讲,由表3中数据可得R2=0.25904,说明样本的拟合效果不是很好。针对H0:β2=β3=β4=β5=0,给定显著性水平α=0.05,在F分布表中查出自由度为k-1=4和n-k=6的临界值Fα(4,6)=6.16,大于所得结果,说明回归方程不够显著。
以上不足的原因可能是因为:数据采集时产生了误差;各个国家的金融体系不同,如我国是以银行主导的金融体系,而美国及一些欧洲国家是市场主导的金融体系,这就导致了债务结构的差异化;各个国家的发达程度不同,发达程度可以在一定程度上决定该国的债务水平及债务结构,不同发达程度的国家其这类债务对该国的经济影响也不同。
据此可以看出,居民债务的比例对一国GDP正的影响最大,在中国,自商业银行等金融机构开展各项个人贷款业务以后,我国家庭负债增长非常迅猛,截止2010年12月底,家庭各项贷款余额已达到112586亿元,其中消费信贷75107亿,短期消费性贷款9600亿,中长期消费性贷款65507亿元。居民债务占比越高,表示居民的可利用资金越多,私人投资越大。一国内需是拉动经济增长的重要马车之一,根据所得结果,要保持我国经济长期稳定的增长,政府需要采取措施增加内需,如降低居民贷款利率,减轻税负等,以刺激居民的负债需求,从而推动经济发展。
浏览量:2
下载量:0
时间:
一般而言,总债务是居民、企业和政府三部门债务的加总,也有的加上了金融部门债务。居民部门的全部债务都是贷款,没有债券。非金融企业的债务有两部分,除贷款之外还有企业债。金融机构不考虑通货和存款,剩下的主要是金融债,分政策性金融债和其它金融债两部分。政府部门加总了中央政府内债和外债。
中国总债务率攀升速度较快,从1994年的78.6%一路升至2012年的167.4%。不过从跨国比较来看,我国还不算债务水平过高的国家。虽然我国非金融企业债务水平比较高,但居民和政府的债务水平相对偏低,且上升势头较为温和。
我国非金融企业债务占比极高,构成中国债务结构的突出特点。这与我国经济发展模式和金融结构特征密切相关。我国是间接融资占主导地位的国家,绝大多数金融资源配置通过银行中介来完成。由这种金融结构决定,中国企业的负债率必然高悬,在经济平稳增长的时期,银行贷款构成企业主要的负债来源,有成本低、风险小的好处,但若经济出现大幅度波动,经济增长率出现趋势性下降,则企业负债的相当部分就可能形成不良资产,从而损及企业和银行资产负债表的健康。
令人担忧的是,越是在高资本投入时期,债务扩张所能换来的边际产出越是下降。2009和2010年,我国GDP每增加1个百分点,债务需要增加3个百分点。而在此前十年,GDP每增加1个百分点,债务只需增加1.5个百分点左右。由于经济增长是一国偿债的最终保障,随着债务扩张的产出效应下降,整个国家的债务水平自然不断抬升。
可见,如果还是因循“外需不足内需补,消费不足投资补,民间投资不足政府投资补”的增长老路,那么我国整体债务率将不可避免地一路抬升。
本文采用了包括中国在内的11个国家2011年债务结构及总杠杆率的数据。债务结构主要包括居民债务占GDP的比例、非金融企业债务占GDP的比例、金融机构债务占GDP的比例和政府债务占GDP的比例。总杠杆率是总债务占GDP的比例。数据如下:
本文将用债务结构的各个数据构建如下模型:
Y=β1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+u
利用Eviews软件,用最小二乘法进行估计得出如下结果:
模型估计结果为:
Y=35480.98+359.8058X2+17.55605X3-499.7271X4+273.0479X5
模型估计结果说明,在假定其他变量不变的情况下,居民债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会增长359.8058万亿美元;非金融企业债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会增长17.55605万亿美元;金融机构债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会减少499.7271万亿美元;政府债务占比每增长1%,平均来说该国GDP会增长273.0479万亿美元。
但就统计检验来讲,由表3中数据可得R2=0.25904,说明样本的拟合效果不是很好。针对H0:β2=β3=β4=β5=0,给定显著性水平α=0.05,在F分布表中查出自由度为k-1=4和n-k=6的临界值Fα(4,6)=6.16,大于所得结果,说明回归方程不够显著。
以上不足的原因可能是因为:数据采集时产生了误差;各个国家的金融体系不同,如我国是以银行主导的金融体系,而美国及一些欧洲国家是市场主导的金融体系,这就导致了债务结构的差异化;各个国家的发达程度不同,发达程度可以在一定程度上决定该国的债务水平及债务结构,不同发达程度的国家其这类债务对该国的经济影响也不同。
据此可以看出,居民债务的比例对一国GDP正的影响最大,在中国,自商业银行等金融机构开展各项个人贷款业务以后,我国家庭负债增长非常迅猛,截止2010年12月底,家庭各项贷款余额已达到112586亿元,其中消费信贷75107亿,短期消费性贷款9600亿,中长期消费性贷款65507亿元。居民债务占比越高,表示居民的可利用资金越多,私人投资越大。一国内需是拉动经济增长的重要马车之一,根据所得结果,要保持我国经济长期稳定的增长,政府需要采取措施增加内需,如降低居民贷款利率,减轻税负等,以刺激居民的负债需求,从而推动经济发展。
浏览量:3
下载量:0
时间:
影响国债发行规模的主要因素是财政赤字和国债还本付息。人们长期以来普遍认为国内生产总值(GDP)是影响国债发行规模的主要因素,并且已经有人对此进行了回归建模分析。今天读文网小编要与大家分享:我国国债需求影响因素的实证分析相关论文。具体内容如下,欢迎阅读!
摘要:根据年度数据建立我国国债发行规模的长期均衡和动态调整模型,对我国国债发行规模与相应经济变量之间的影响关系进行实证分析。我国国债需求量是由财政赤字、国债还本付息额两个因素所决定,我国国债实际发行量向需求量进行调整的速度为0.75,即国债需求量与年初发行量之间的缺口有75%的部分在年度内得到调整。说明我国国债还有一定的发行空间以满足经济快速发展的需要。
关键词:国债,适度规模,动态调整模型
论文正文:
我国国债需求影响因素的实证分析
国债是以国家财政为债务人,以国家财政承担还本付息为前提条件,通过借款或发行有价证券等方式向社会筹集资金的国家信用行为。自从1981年我国政府重新发行国债以来,每年国债发行的规模从数十亿元提高到数千亿元,国债发行累计余额在2000年就已突破1万亿元人民币,目前已超过2万亿元。如此大的国债规模是否适度,国债市场的容量与空间还有多大,是当前财经研究方面的一个热点问题,也是国债研究的中心问题之一。
总体而言,对于国债发行规模的研究,可以分为定性和定量两大类研究方法,定性研究(规范研究)方法提供了很好的思想,但不能得出较为准确的数量结论。现有的几种定量方法(实证研究)试图对国债发行规模进行比较准确的预测,但其方法的采用有待改善,预测的精度有待提高。本文根据年度数据建立我国国债发行规模的长期均衡和动态调整模型,对我国国债发行规模与相应经济变量之间的影响关系进行实证分析。
(一)我国国债的长。期均衡模型
国债规模的大小在客观上受到很多宏观经济因素的制约和影响,根据Granger因果检验的结果,本文得到与国债规模(C),具有长期的协整关系的四个影响因素,即财政赤字(FD)、信贷规模(L)、居民储蓄(S)和国债还本付息(PD)。本文采用这四个因素作为国债规模回归模型中的解释变量,根据1981~2003年的历史数据,运用OLS回归法,建立我国国债的需求模型。
运用Eviews3.1软件,建立回归方程,结果如表1所示:
从回归系数上看,我国国债规模(C)与财政赤字(FD)、信贷规模(L)、居民储蓄(S)和国债还本付息(PD)都呈正相关关系。其中,财政赤字和国债还本付息的系数最大,是影响我国国债规模的决定性因素,说明我国的国债需求很大程度上是为了弥补财政赤字和偿付国债本息,而不是以宏观经济政策为导向的市场主动选择的结果。
从回归效果上看,R2=0.9994,拟合优度较好,财政赤字(FD)、信贷规模(L)、居民储蓄(S)和国债还本付息(PD)高;F值所对应的概率为0.0,说明回归模型整体拟合效果显着;由于模型的观测个数n=23,解释变量个数k=4,水平α=0.05,查表可知D.W.的临界点为d1=0.986,du=1.785,而回归方程D.W.=1.84227,大于1.785,不存在一阶自相关;L、S系数的t检验值较小,所对应的概率分别为0.1724和 0.2041,均大于0.1的显着性水平,说明L、S对模型的解释能力不强。因此,我们要对回归模型进行调整。根据惯例,逐个剔除t检验值较低的变量。经检验,若单独剔除L,会使S的t检验值所对应的概率显着增大,回归方程拟合优度降低;同样,若单独剔除S,会使L的t检验值所对应的概率显着增大,回归方程拟合优度也会降低。因此,应将L、S两变量同时剔除,回归结果见表2所示
表2的回归结果显示,解释变量FD、PD的符号方向与调整前的一致,能较为合理地解释与国债规模的关系;拟合优度R2=0.9987,说明在国债规模的变动中,有99.87%的变动是模型中解释变量的变化所引起的;t检验值所对应的概率均小于0.05的显着性水平,说明各解释变量作为个体对国债规模有较显着的解释能力;F=8289.02,所对应的概率为0.0,说明模型中所有的解释变量作为一个整体与被解释变量B的线性关系显着。
回归方程为:B=44.28+1.028FD+0.99PD(1)
回归方程的两个结论;
1.影响国债发行规模的主要因素是财政赤字和国债还本付息。人们长期以来普遍认为国内生产总值(GDP)是影响国债发行规模的主要因素,并且已经有人对此进行了回归建模分析。但是,这种回归模型的有效性不高,一个重要原因在于:GDP虽然和国债发行规模之间具有较高的正相关性,但二者不是同阶单整,因此不具有长期的协整关系。实际上,我国国债发行规模的确定在很大程度上是由当年的国家预算赤字和到期国债的还本付息决定的,结合本文前面的实证分析,很容易得出真正与国债发行规模有较强因果联系的因素是财政赤字和国债到期还本付息这两个因素。
2.振兴财政与提高“两个比重”刻不容缓。财政赤字和国债还本付息与国债发行规模的因果关系最为紧密,这从侧面说明我国财政对于国债的依赖过于严重,国债的发行很大程度上是用来弥补财政赤字和偿还国债本息,而不是用于国家的长期经济建设。国家财政之所以出现很大的财政赤字,无力偿还到期国债,这一方面与我国目前的财政收入占国内生产总值的比重偏低有关,另一方面也说明我国中央财政实力不是很强,因此振兴财政,提高“两个比重”是很迫切的。
如果假定国债的实际发行量与需求量是一致的,那么上述回归方程就是国债需求函数的均衡方程,否则上述所拟合的回归方程就不能代表需求方程,它只是我国国债发行量的回归方程。因为国债的实际发行量与需求量一致是很偶然的,大多数年份实际发行量和需求量是不一致的,所以必须对上述方程进行动态调整,才能得到我国国债发行规模的实际需求模型。
(二)我国国债适度规模的动态调整模型
动态调整模型也称为局部调整模型,是非均衡模型中最简单的一种,其模型
Bt-Bt-1=θ(Bt*-Bt-1)(2)
其中,B*t是第t期国债需求量或意愿水平,Bt和Bt-1分别是第t期和第t-1期国债实际持有量,θ是调整速度。
假定我国第t期的国债需求量B*t是确定的,并且政府总是打算弥补期初实际持有Bt-1量与这一需求量间的缺口,但由于受国债调整成本及其他一些因素的影响,一国在第t期内不大可能将期初实际水平Bt-1调整到本期需求水平或意愿水平B*t,因而本期的实际水平Bt只是作局部调整,调整速度为θ。均衡模型假定实际持有量就是需求量,即θ=1,那只是这里所讨论模型的一种特殊情况;B*t-Bt-10,表示期初的国债发行量不足以满足该期的需求;B*t-Bt-10,表示期初的国债发行量超过了该期的需求量。根据动态调整模型确定需求函数可以避免用实际持有量代替需求量,但需要得到国债需求的均衡模型。
由于一国的国债实际发行量在一定程度上是国债需求的客观反映,所以根据前文所确定的国债需求的均衡方程(1),我们可以设定我国国债的需求模型具有下列形式
B*t=α0+α1FDt+α2PDt+εt(3)
其中,B*t表示我国国债需求量,这是不可直接观察的;εt是随机扰动项;FDt、PDt分别为财政赤字、国债还本付息额。
假定我国国债的实际发行量与需求量之间满足下列动态调整模型
Bt-Bt-1=θ(B*t-Bt-1)+μt (4)
将关系式(3)代入(4),经整理后可得
Bt=θα0+θα1FDt+θα2PDt+(1-θ)Bt-1+θμtεt(5)
根据国家国债发行的年度数据对模型(5)进行估计,结果见表3所示
由表3可知,回归方程为
Bt=39.98+0.77FDt+0.81PDt+0.25Bt-1(6)
根据以上的回归结果可知,回归模型(5)符合OLS的要求,具有良好的统计属性,具备一定的说服力。因此,本文将回归方程(6)作为模型(5)的最后估计结果。比较模型(6)和(5)得
θα0=39.98 θα1=0.77 θα2=0.81 1-θ=0.25
可解出各个参数值为
θ=0.75 α0=53.31 α1=1.03α2=1.08
将上述参数的估计值代入(3)式,即可得出我国外汇储备的需求模型
B*t=53.31+1.03FDt+1.08PDt(7)
同时,我国国债的动态调整模型为
Bt-Bt-1=0.75(B*t-Bt-1)(8)
由(7)式可以看出,我国国债需求量是由财政赤字、国债还本付息额两个因素所决定,并且都与国债需求量呈正相关。由(8)式可知,θ=0.75,也就是说我国国债实际发行量向需求量进行调整的速度为0.75,即国债需求量与年初发行量之间的缺口有75%的部分在年度内得到调整。这说明我国国债还有一定的发行空间以满足经济快速发展的需要。
根据我国国债需求模型(7)可以算出1990年以来我国国债需求量,再与当年实际发行量相比,可以得出各年度我国国债发行的缺口,如表4所示
本文采用动态调整模型这种非均衡方法间接地估计了我国国债的需求模型,并找出了国债实际发行量与适度规模之间的动态关系。
1.随着我国经济的不断增长、经济开放程度的不断提高,我国国债的发行规模基本是适度的,没有超过国民经济的承受能力。1990年的国债发行缺口是34.02亿元,到2002年这一缺口达到386.48亿元,1990年至2003年的国债发行平均缺口达137.99亿元。这说明我国的国债政策是稳健的,国债发行规模的大幅增加是为了适应国民经济快速发展的需要。我国国债实际发行量与需求量之间存在缺口,除1993年国债实际发行量略高于需求量之外,其他年份国债实际发行量均低于需求量,但缺口数量并不是很大,所以说我国国债的发行规模和我国经济的发展基本上是相适应的,国债规模基本适度。
2.我国国债还有发行的空间,国债政策依然是有潜力的。我国国债规模逐年大幅度增加,一些经济学家和政策制定者们开始担心国债规模扩张给国家财政带来风险。但我们不能据此片面理解控制国债规模,甚至走向淡化国债或消灭国债的极端。中国财政每年出现财政赤字难以避免,作为一个发展中国家,实体经济和金融经济的发展在很大程度上也都依赖于政府的推动,而发行国债是政府推动国民经济发展的一项重要举措。由此可见,我国政府应该按照我国国民经济的发展状况来安排适度的国债规模,及时调整实际发行量和需求量之间的缺口,以保证我国宏观经济正常运行,实现经济的内外均衡。
3.我国国债发行空间并不是很大,所以国债规模也不能盲目扩张,要注意风险的防范。今后一段时间,如果我国能一方面通过优化国债的使用结构,提高具体国债投资项目的经济效益,扩大国债投资对经济总量的乘数效应;另一方面通过财政体制和税收体制改革,控制财政赤字规模的扩大,那么我们更有理由相信:随着我国经济的健康稳定增长,我国政府将有能力保持适度的国债规模,并且完全可以避免因国债规模失去控制而导致的债务危机。
浏览量:2
下载量:0
时间:
国内外学者对人口年龄结构与消费水平关系的研究至今并无定论,而在进行城乡老龄化与消费水平关系分析时,以住的文献也是假设同一省份或地区的城乡老龄化水平相同。
今天读文网小编要与大家分享的是:城乡二元结构下人口老龄化与居民消费关系研究相关论文。具体内容如下,欢迎阅读与参考:
城乡二元结构下人口老龄化与居民消费关系研究
21世纪是人口老龄化的时代,无论是发达国家还是发展中国家都要在人口老龄化不断加深的情况下探求自我发展的道路。自2000年起,我国65岁及以上人口数量达到了总人口数量的7%,年龄中位数超过35岁,正式步入老龄化国家的行列。人口年龄结构的变化造成了整个国家处于“未富先老”的状况下,即人口年龄的老化程度快于经济发展水平。一方面,医疗条件的改善、“计划生育”政策的实施、经济的转型以及社会观念的改变使得我国人口年龄结构在短短的半个世纪经历了从相对年轻型的人口到老年型人口的转变。另一方面,虽然我国经济一直高速增加,但人均GDP还处在一个较低的水平,居民的人均收入及消费水平并不高,尤其是近几年来我国的居民消费水平一直在低位徘徊,并且城乡消费差距也还十分明显。
如图1所示,2000年来,我国居民消费率逐年下滑,虽然这一趋势在2010年之后有所缓解,但是居民消费率一直处在50%以下的水平,这与钱纳里等人提出的标准结构中工业化中期阶段65%的居民消费率还存在较大的差距。从图1中还可以看出我国城乡居民消费水平的差距越来越大,到2012年,城镇居民人均消费为16674元,而农村居民仅为5908元。在影响城乡居民消费水平的因素中,收入是一个重要原因。同时,城乡居民在消费观念、家庭年龄结构等方面也存在差距,尤其是随着城市化的进行,农村人口的大量迁移,使得落后的农村地区反而出现的更高的老龄化水平,并且我国城镇和农村的老龄化水平倒置情况还很严重,这对于居民的养老与城乡社会发展都提出了巨大的挑战。那么,随着我国人口老龄化程度的进一步加深,城乡老龄化水平的不同是否会对城乡居民的消费水平产生影响呢?本文对此进行了研究。
文献综述
关于人口年龄结构与居民消费关系的研究,最主要的理论依据就是莫迪利亚尼等人提出的生命周期假说。根据这一假说,消费者会将一生的预期总收入在不同年龄阶段进行最优配置,以取得跨期效用最大化。
以该理论为基础,国内外学者进行了多方探讨,力求得出老龄化与消费或储蓄之间的关系。Leff(1969)对1964年74个国家的截面数据作进行了经验分析,结果表明人口抚养比和储蓄率存在负相关的关系。然而,随后的Goldberger(1973)以及Ram(1982)则对leff的结论提出了质疑,他们通过实证研究认为抚养比和储蓄率之间不存在显著的关系。Modigliani and Cao(2004)采用我国1953-2000年时间序列数据,对人口老龄化与储蓄率的关系进行计量估计,研究结果认为老龄化是我国出现高储蓄的一个重要原因。舒尔茨(2005)使用16个亚洲国家和地区1952-1992年间的数据,利用动态面板回归的方法检验了人口年龄结构对储蓄率的影响,认为老龄化会对储蓄率产生影响,但其影响是很微弱的。
国内学者方面,王金营、付秀彬(2006)对我国自1978年以来的时间序列数据进行分析,引入标准消费人概念和变量,并证明了人口老龄化对消费水平、消费规模和消费结构均有一定影响,并且老龄化水平的提高会降低未来的消费水平和消费比率。李文星、徐长生、艾春荣(2008)利用动态面板GMM估计方法,对1989-2004年的省际面板数据进行估计,考察我国人口年龄结构变化对居民消费的影响,并发现少年抚养比与居民消费存在负相关的关系,但是老年抚养比对居民消费的影响不显著。
于潇、孙猛(2012)通过对边际消费倾向的测算,认为人口老龄化对消费的影响路径主要是通过改变社会总体消费倾向来实现的,但在人口老龄化发展进程中的不同阶段,会对总消费需求产生不同的影响。毛中根、孙武福、洪涛(2013)通过对1996-2010 年的省际面板数据进行测算,认为老年抚养比的提高是导致居民消费降低的一个重要原因。并且人口老龄化的提高显著降低了城市居民的消费支出,而对农村居民的影响则不显著。
总之,国内外学者对人口年龄结构与消费水平关系的研究至今并无定论,而在进行城乡老龄化与消费水平关系分析时,以住的文献也是假设同一省份或地区的城乡老龄化水平相同。但事实上,城乡老龄化水平并不相同,并且存在倒置现象。因此,本文分别对2000年至2012年的城镇和农村的省际面板数据进行计量分析,重点考察城乡二元结构下,老龄化对城镇和农村居民消费水平有着怎样的影响,并从城乡不同年龄阶段居民的收入水平、家庭结构、消费行为以及老龄化对社会的影响等角度分析上述结论。
(一)数据说明
为了研究在城乡二元结构下老龄化对消费水平的影响,本文采用了2000年到2012年中国30个省、市、自治区的数据建立面板数据模型。所有数据均来源于《中国统计年鉴》以及《中国人口和就业统计年鉴》。由于西藏自治区人口较少,且抽样数据的波动性很大,个别年份还存在数据缺失的情况,这严重影响整体数据的稳定性,因此笔者剔除了该地区的数据。
在这里,模型的建立相对简单,只考虑消费与人口年龄结构和收入的关系,没有考虑财政支出、利率、城市化及各地消费环境等因素的影响。该模型的重点在于研究老龄化对城乡居民消费水平的影响,因此选取的数据包括城乡的老年及少年抚养比以及城乡居民的人均消费和支出。数据处理上,为了同城镇居民的人均可支配收入以及消费这两个变量相匹配,笔者将各地区城市及镇两个部分的老年及少年抚养比整理合并,得到城镇老年抚养比和城镇少年抚养比。该模型的居民收入与消费已扣除价格因素。 (二)计量模型设定
为体现城乡之间的差异,本文分别建立两个动态面板数据模型。基于面板数据的特点,城镇和农村居民消费水平的动态面板数据模型可以表述为:
(1)
(2)
这里,式(1)表示城镇居民消费水平方程,式(2)表示农村居民消费水平方程。其中,i表示经济区域,t表示时间,cons表示实际人均消费,old表示老年抚养比,young 表示少年抚养比,ln(income) 表示实际收入的对数值,对实际收入取对数的意义在于表示实际收入对实际消费支出的弹性,即衡量实际收入变化百分之一的情况下,实际消费量将会变化百分之几,从中也可以看出收入对城乡消费影响的差异。consit-1 和consit-2 表示滞后一期和两期的消费水平,用来衡量棘轮效应的大小,ε表示随机误差项。城镇和农村的方程构造和经济学意义相同。
对于面板数据模型参数的估计选择使用Arellano和Bond(1991)提出的二阶段GMM估计方法。在文献中,一般将他们二人提出的二阶段GMM估计方法称为标准一阶差分GMM估计。本文利用STATA12进行具体估计。
(三)实证结果
2000-2012年城镇与农村地区人口老龄化水平与居民消费关系的检验结果如表1所示。从表1的估计结果可以看出,老龄化对城镇居民和农村居民的消费水平的影响并不相同,老龄化与城镇居民的消费水平负相关,并通过了10%水平上的显著性检验。
同时,老年抚养比增加1个百分点,收入会减少21.49元。而老龄化与农村居民的消费水平的关系不显著。少年抚养比对城镇和农村居民消费存在正向的影响,且都在1%的水平上显著,其中城镇少年抚养比增加1个百分点会促进城镇居民消费提高22.09元,农村少年抚养比增加1个百分点会促进农村居民消费增加15.11元。城乡收入对消费的影响也很显著,其中,城镇居民人均收入每增加1%,平均消费水平会增加27.78元,农村居民人均收入每增加1%,平均消费水平会增长10.49元。此外,城镇和农村居民都会受到上一期和上两期消费水平的影响,其中上一期的影响更为显著,存在明显的棘轮效应。
首先,城镇居民的老年抚养比与消费水平负相关,主要原因在于:
第一,城镇居民退休之后,收入减少,老人们需要动用之前的储蓄来养老,并且老年人自身也往往比较节俭,这会减少他们对自身的消费支出。
第二,城镇地区生活相对富足的老人们有很强的赠送动机。在我国,老人们的代际消费倾向较高,他们往往对自己的消费比较克制,但是对后代则比较慷慨。尤其是在子女购买住房、汽车等耐用消费品上,老一辈的财富积累发挥了重要的作用。这也使得老年人们会自觉减少自己的消费,而主动将储蓄赠予后代。
第三,我国居民的预防性储蓄动机较强。随着“计划生育”政策的实施,少子化成为我国家庭目前面临的主要局面,第六次人口普查数据显示,我国妇女的总和生育率为1.18,其中城市为0.88,镇为1.15,农村为1.44,这与发达国家1.7的总和生育率相差很多。尤其对于城镇地区的老年来说,少子化带来的另一个问题就是今后生活的不确定性增加。从某种程度上来讲,孩子可以看作是居民为老年时老有所依所做的一种投资。但子女数量的减少使这种情况发生了变化,人们不得不为预防未来生活的不确定性而增加储蓄,减少消费。另一方面,从分析结果可以看出,老龄化与城镇居民消费的负相关关系仅通过了10%水平上的显著性检验。
这是由于一方面受传统的养老观念的影响,子女对父母的赡养会一部分地补偿老人退休之后的收入。另一方面,由于老年人来到生命的最后阶段,补偿消费心理比较强,一些年轻时没有体验和享受到的事物,他们希望可以在夕阳阶段得到补偿。因此,这也在一定程度上促进了老年消费水平的提高。
其次,与城镇不同,农村居民的老年抚养比与消费水平之间的关系不显著,主要原因在于,农村地区居民收入来源与城镇不同,他们主要依靠自己的劳动收入。并且一些身体强健的老年还可以继续劳动。表2显示了2012年城镇和农村老年人主要收入来源。其中,农村地区有28.48%的老年人主要依靠自己的劳动获得收入。但是,大部分老年人由于身体机能下降,不再劳动,收入减少,消费也会随之减少。
但另一方面,如表2所示,农村地区超过半数的老年人还要依靠家庭成员的供养,这也会增加其他家庭成员的支出。且家庭成员对老年人不同的赡养方式也会影响家庭的消费水平。同时,由于农村家庭规模相对更大,子女相对较多,这对老人的赡养也更为有利。根据最新统计数据,2012年我国城市平均家庭规模为2.73人/户,这一指标,镇为3.09人/户,而农村则为3.19人/户。另外,由于农村地区的消费物资相对城市较为匮乏,尤其在医疗保健、老年文化娱乐等方面,这不利于农村老年人消费水平的提高。总之,这些方面综合起来使得农村地区老龄化与居民消费的正负关系不明显。
再次,实证结果中还可以看出,城乡的少年抚养比与居民消费都呈正相关关系。这与之前多位学者的研究结论一致。孩子的增加必然会带来家庭消费支出的增长。但是,随着家庭规模的缩小,孩子数量的减少,加上预防性动机的增强,这些都会减少居民消费水平。结论中还可以看出城乡居民收入与消费水平呈显著正相关关系,但需要注意的是,城乡居民人均收入对人均消费影响的绝数值并不相同,城镇是农村的近三倍,并且从实证结果也可以看出,城乡收入的不同在很大程度上影响了城乡消费水平的差异。另外,城乡居民的消费水平还会受到过去消费习惯的影响,棘轮效应比较明显。因此,消费水平的提高还需要一个过程。
另外,老龄化不仅影响了老年人的消费水平,还会影响其他家庭成员的消费,以及全社会的消费预期。在我国,家庭养老仍然是最主要的养老方式,老年人口的增多,必然加大家庭养老支出。而目前,我国老龄化还表现为老龄人口数量大,老龄化速度快以及高龄人口比重不断上升三大特点。预计到2020年,我国80岁以上高龄老人将达到2200万,这将是2012年的四倍以上。由于老年人身体机能以及行为能力大大下降,需要特殊的照顾,这更会增加年轻子女的家庭负担。
子女对老人的赡养在一定程度上会提高老人的消费水平,但是会影响其他家庭成员的消费支出。同时,由于老龄化、高龄化已成为一种趋势,我国城乡居民的预期寿命也在逐年增加,第六次人口普查数据显示,2010年我国人口平均预期寿命已经达到74.83岁,10年间增加了3.43岁。随着人口预期寿命的增长,人们对自己未来的生活也有了更加长远的打算。为了可以在退休之后可以老有所养,老有所依,居民也会自觉增加储蓄,从而减少当期消费。 结论与建议
本文通过对我国城乡居民老龄化与消费水平的计量检验以及对实证结果的分析得出以下结论:
第一,老龄化对城乡居民消费的影响不同,城镇地区老龄化水平与居民消费水平存在显著的负相关,老抚养比的提高会显著降低居民的消费水平;但农村地区老龄化与居民消费水平无显著关联性。
第二,城乡少年抚养比与居民消费存在显著的正相关的关系。
第三,收入是影响城乡居民消费的重要原因,并且城乡居民都会受到过去消费习惯的影响。
针对以上分析结果,笔者认为要在老龄化加深的条件下提高城乡居民的消费水平,需要从以下几个方面入手:
第一,应当首先提高居民收入,尤其是老年人口的收入。其中农村地区老年人的收入亟待提高,并继续扩大新型农村社会养老保险的覆盖范围,城乡养老金的并轨是解决这一问题的有效做法。
第二,应该促进城乡在基础公共服务上的均等化,这包括基础医疗保健、社区养老设施、老年文娱活动等方面,从而提高农村老年人的生活水平。
第三,促进老年人的消费,还应该大力发展银发产业。以老年人的需求为基础,发展包括医疗卫生、老年食品衣着、交通通讯、老年文化娱乐、养老金融服务等多个方面的老年产业,使其成为一个新的经济增长点。通过多方努力,转变传统家庭养老模式,促进形成家庭养老、社区养老以及个人商业养老保险相结合的养老模式,这不仅可以减少家庭负担,也可以有效减少“少子化”所带来的对未来生活不确定性的担忧,促进全社会消费水平的提高。
综上所述,老龄化是全球人口发展的大趋势。在我国城乡二元经济发展不平衡的情况下,老龄化对城乡居民消费水平的影响也不尽相同。但不可否认的是,老龄化正在影响经济发展,以及居民的日常生活。本文在实证分析时,并未考虑城乡消费差距与收入差距之间的关系,这也是之后可以改进的部分。
浏览量:2
下载量:0
时间:
人口年龄结构和人民币实际有效汇率之间确实存在着长期的均衡关系。
今天读文网小编要与大家分享的是:人口结构与人民币实际汇率的实证研究相关论文。具体内容如下,欢迎阅读与参考:
人口结构与人民币实际汇率的实证研究
本文采取多解释变量研究法,不只把人口年龄结构作为实际汇率的解释变量,还加入了经济增长率。主要因为人口年龄结构和实际汇率两者之间的并没有直接传导的关系,因此引进一个对两者联系都比较紧密的经济增长率作为递进的解释变量。
本文的被解释变量是人民币实际有效汇率(REER)。利用中美的消费价格指数为基础计算出人民币实际汇率。
REER=ER*CPIf/CPI
其中ER是中美名义汇率指数,CPI是中国的消费价格指数,CPIf是美国的消费价格指数。本文选取2000年第三季度--2013年第四季度的季度数据作为数据区间,共54个样本。数据来自中国人民银行网站、中国统计年鉴和美国统计局。
本文的解释变量是人口年龄结构和经济增长率。用CHILDREN表示0-14 岁人口占比,LABOR为15-64岁人口占比,OLD为65岁及以上的老年人口占比,经济增长率的选取是由我国的GDP决定的,记为RGDP。
由于CHILDREN+LABOR +OLD=1,三个变量完全共线性,所以仅选取劳动力人口占比和老年人口占比作为人口结构解释变量。在此基础上,为了消除异方差性,将REER、LABOR、OLD和RGDP分别取对数,再通过Eviews软件进行季节性调整,记为如下模型:
LNREER_SA=c+β1LNLABOR_SA+β2LNOLD_SA+β3LNRGDP_SA+ε
(一)单位根检验
由于时间序列具有非平稳性。为了避免出现伪回归现象,因此在进行协整分析之前,需要对时间序列进行单位根检验(ADF 检验)以确定各时间序列的平稳性。
由表1可以看出,LNREER_SA、LNLABOR_SA、LNOLD_SA、LNRGDP
_SA的ADF检验的P值均大于0.05,即时间序列不平稳,存在单位根。进行一阶差分后DLNREER_SA、DLNLABOR_SA、DLNOLD_SA、DLNRGDP_SA的ADF检验的P值均小于0.05,即各序列不存在单位根,时间序列是平稳的。由于被解释变量和解释变量同是一阶单整,因此可进行协整检验。
表1 各序列的ADF平稳性检验结果
变量 ADF检验的P值 结论
LNREER_SA 0.7436 非平稳
DLNREER_SA 0.0000 平稳
LNLABOR_SA 0.7917 非平稳
DLNLABOR_SA 0.0043 平稳
LNOLD_SA 0.9921 非平稳
DLNOLD_SA 0.0002 平稳
LNRGDP_SA 0.2674 非平稳
DLNRGDP_SA 0.0000 平稳
数据来源:笔者通过Eviews 检验所得
(二)协整检验
本文研究的是多个变量之间的协整关系,因此采用Johansen 协整检验方法。如表2所示,迹检验法和最大特征值法均表明在0.05水平下,变量间存在4个协整关系。因此可以认为被解释变量和解释变量之间至少存在一个协整关系。
表 2 Johansen 协整检验结果
Hypothesized No. of CE(s) Trace test Prob.** Max-eigenvalue test Prob.**
None * 0.611900 0.0000 0.0001
At most 1 * 0.471721 0.0001 0.0014
At most 2 * 0.266550 0.0102 0.0356
At most 3 * 0.091447 0.0302 0.0302
Trace test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
Max-eigenvalue test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
数据来源:笔者通过Eviews检验所得。
确定了变量间协整关系的存在,则可以利用Johansen极大似然估计的原理推算出具体的协整方程。
表3 标准化协整系数
DLNREER_SA DLNRGDP_SA DLNOLD_SA DLNLABOR_SA
1.000000 -0.503240 -2.277929 1.386025
由表 3可以得出协整方程:
LNREER_SA=0.503LNGDP_SA+2.278LNOLD_SA-1.386LNLABOR_SA。
结果表明人口年龄结构和人民币实际有效汇率之间确实存在着长期的均衡关系。我国劳动力人口的上升和经济增长率的上升都会使人民币汇率升值,而老年人口的上升则会对人民币汇率产生贬值的影响,其中,人口结构对人民币汇率的升值和贬值的影响更大。劳动人口比率每增加1%,会使人民币实际汇率升值1.4%;老年人口比率每增加1%,会使人民币实际汇率贬值2.28%。
因此,结合我国的国情,我们要充分利用劳动力资源,提高劳动生产率;并且要加大人力资本的投入,注重劳动力人口的综合素质。除此之外,我国也要在一定程度上放宽对人口限制的政策,保证一定程度的人口出生率,以保证劳动力人口的比重。自2000年我国进入老龄化社会之后,老龄化程度不断加深,因此加快和完善我国的社会保障体系也迫在眉睫,这样才能使老年人口的养老问题得到有效的保障。
浏览量:3
下载量:0
时间:
年龄结构的老众童寡,使城镇住房供需平衡难度加大;今天读文网小编要与大家分享的是:人口结构变迁对城镇住房供求结构模式影响相关论文。具体内容如下,欢迎阅读与参考:
人口结构变迁对城镇住房供求结构模式影响
河南是我国的人口第一大省,人力资源是经济社会的第一资源。因此,河南省人口结构的不断变化,必然会对河南社会经济发展的各个方面产生重大的影响。“衣食住行”,是人们生存和发展的基础条件。经过30多年的改革开放,人们在“衣、食、行”三方面已经获得了较大的改善和提高,而在“住”方面却遭遇了较大的障碍。
1998年的房改,是我国住房市场发展的一个分水岭。在此之前,由于住房往往是单位的福利分房,因此关于人口结构对住房影响的研究相对较少;在此之后,房地产市场迅猛发展,使得关于住房相关的研究迅速升温。如何在河南省人口结构变迁与城镇住房供求结构模式之间探寻规律,克服障碍,已经成为社会普遍关注的热点问题。
人口结构主要包括人口规模、家庭规模、年龄结构和城乡人口等四个方面。根据《河南统计年鉴2013》,截止2012年年末:从人口规模来看,全省总人口10543万人,常住人口9406万人;从家庭规模来看,家庭户数2593万户,三人户及以下占42.9%,三人户以上占57.1%;从年龄结构来看,0-14岁1989万人,占21.2%,15-64岁6587万人,占700%,65岁及以上830万人,占8.8%;从城乡人口来看,城镇人口4473万人,乡村人口6070万人,城镇化率424%。和2000年相比,总人口增加1055万人,城镇人口增加2328万人,乡村人口减少1041万人,城镇化率提高19.2个百分点。由此来看,河南省人口结构变迁趋势主要表现在以下四个方面:一是人口规模增速缓慢,但增长量较大,人口增加量达到1055万;二是家庭户数增加,但家庭人口数在不断减少,3至4人的家庭占主体;三是老年人口不断增加,少年儿童数量有所减少;四是城镇人口增长迅猛,达到4473万人。
从河南房地产市场的发展来看,2000年以来取得了巨大成就,为数量庞大的河南人口居住提供了强有力地支撑。2000年,河南房地产企业1020个;全年完成投资额77.87亿元,其中住宅投资额50.37亿元;商品房销售面积509.21万平方米,其中住宅438.41万平方米;商品房销售额64.18亿元,其中住宅销售额50.51亿元。2012年,河南房地产企业5316个;全年完成投资额3035.29亿元,其中住宅投资额2203.06亿元;
商品房销售面积5968.49万平方米,其中住宅5455.50万平方米;商品房销售额2286.67亿元,其中住宅销售额1915.57亿元。由此来看,12年来河南房地产企业个数增加到5.21倍;投资额增加到38.98倍,住宅投资额增加到43.73倍;商品房销售面积增加到11.72倍,其中住宅增加到12.65倍;商品房销售额增加到35.63倍,其中住宅销售额增加到37.92倍。
2.1人口规模的持续增长,为城镇住房需求注入强大动力
2000年年末,河南总人口为9488万人,2012年年末:从人口规模来看,全省总人口10543万人,净增加1055万人,这些增加的人口势必都需要住房,而这就为我省城镇住房需求注入强大动力。根据我国现行的户口迁移政策,只有在城里买房了才能落户城市,才能解决住房、子女入学等棘手问题,真正成为城里人,并被城市所接收,这也正是住房刚性需求的根本原因所在。虽然近年来人口增长每年只有50万人左右,增速放缓,但随着单独二胎的全面放开,以及今后国家计划生育政策的进一步调整,乃至全面放开二胎也亦有可能,这些人口调整政策层面的变化,必定会给河南住房市场的发展带来新的机遇。
2.2家庭规模的分离小型,对城镇住房供给提出新的要求
根据《河南统计年鉴2013》,2012年年末家庭户数2593万户,家庭户人数9003万人,平均每户3.47人。其中一人户264万户,占10.2%;二人户497万户,占19.2%;三人户609万户,占23.5%;四人户614万户,占23.7%;五人户344万户,占13.3%;六人户171万户,占6.6%;七人户及以上92万户,占3.7%。由此来看,近年来河南省家庭变化的趋势是户数不断增加,而家庭户人口数却在不断下降,家庭规模的逐渐分离和小型化的趋势越来越明显。这种家庭规模的变化趋势,必然会对城镇住房供给提出新的要求,如不管房屋的面积大小,三室的房子才能满足家庭的基本需要。
2.3年龄结构的老众童寡,使城镇住房供需平衡难度加大
2012年年末,河南总人口中0-14岁1975万人,占210%,15-59岁6231万人,占66.3%,60岁及以上1197万人,占12.7%;总抚养比为50.9%,其中少儿抚养比317%,老年抚养比19.2%。由此来看,虽然河南省总人口中15-59岁的人口数有6231万人,然而60岁及以上的人口数却超过1000万人,再加上14岁及以下的人口数,使得总抚养比超过50%,这也就意味着一个正常的劳动力要养活一个老人或一个儿童,可见年轻人的生活压力是比较沉重的。年轻人面对的巨大抚养压力,再加上收入水平不高,其虽然对住房有很大的需求欲望,但实际上并没有支付能力,这就严重制约了城镇住房的需求水平。
2.4城镇人口的不断增加,让城镇住房供需矛盾日益严峻
根据《河南统计年鉴2013》,2012年年末河南省城镇人口4473万人,乡村人口6070万人,城镇化率42.4%。和2000年相比,城镇人口增加2328万人,乡村人口减少1041万人,城镇化率提高19.2个百分点。由此来看,自2000年以来,城镇人口增加的2328万人,实际上是城镇住房需求的中流砥柱。因为按照我国现有的法律政策,乡村人口要转为城镇户口必须在城镇拥有住房。如果按新增两个城镇人口增加一套城镇住房来看,城镇人口的增加已经使得1164万套住房花落他家。也正是城镇化趋势的不断加快,使得房地产市场的发展潜力极为广阔。
3.1做好政府规划,满足增加人口和城镇人口的住房需求
河南省总人口的不断增加和城镇人口的迅速增长,是今后我省较长一段时间必须要面对的一个严峻挑战,特别是随着城镇化步伐加快带来的城镇人口增加,更是给社会经济的发展带来了巨大的压力。面对这种挑战和压力,尤为关键的一个方面就是要满足增加人口和城镇人口的住房需求。提供住房就要占用土地,而土地的主要供应者就是各级人民政府。
那么要使得房地产市场有序、健康、科学的发展,各级人民政府就应该着眼大局、高瞻远瞩、面向未来,在充分调研住房需求的基础上进行科学的住房供给规划,既要防止住房供给过量,造成社会资源的巨大浪费;又要防止住房供给不足,造成人民大众一房难求的痛苦窘境。当然,政府进行规划时,一定要考虑群众需求和当地实际,否则就会功亏一篑、得不偿失。比如,近年来很多地方借新农村建设之风,大搞“农民集中上楼”运动,拔苗助长,最后是既费了政府之财,又上了人民之心,负面影响较大。
3.2适当调整户型,满足家庭小型化发展趋势的现实要求
根据《河南统计年鉴2013》,2012年年末家庭户数2593万户,其中一人户、二人户、三人户、四人户共1984万户,占76.6%。由此来看,四人户及以下家庭户数占到了总户数的近80%,也就是说五个家庭中只有一个家庭人数是超过四人的,可以看出家庭小型化发展的趋势非常明显。那么这些小型化家庭在住房需求方面,对户型就有了特殊的要求。一般而言,房屋面积在100m2,户型为三室一厅一厨一卫的房子最为合理、舒坦。但现实的情况是,一般在100m2的房子都是两室的,主要是建筑商为了降低自身成本,却带来了巨大的社会成本。因此,政府在房屋建设方面不仅要进行面积的限定,还要进行居室的限定,只有这样才能规范房地产开放商的外部不经济现象,实现整个社会的利益最大化,满足人们的住房舒适度需求。
3.3合理调控房价,满足城乡人口拥有住房的迫切性愿望
住房需求是一种刚性需求,人们普遍认为不管在一个地方是何种职业、薪酬高低,只有在这个地方有了房子,悬着的心才能放心,才能真正成为这里的居民,才能被这里的居民所人口。与此同时,现在年轻人要成家立业,基本上得现有房子才能取来媳妇,才能成家而后立业。但现实的情况是,房价的高高在上,收入的缓慢增长,根本无力应对高昂的房价。比如一般县城的房子每平方米都在3000元左右,地级市在5000左右,省会城市在1万元左右,北上广深在4万元左右。
按100m2房子折算,分别需要30万元、50万元、100万元和400万元。可以想象,这些钱对于普通的进程务工人员甚至是低收入的城镇职工而言,无疑是天文数字。因此,当市场这支“无形的手”让人们难以承受的时候,只有政府动用“有形的手”――政府调控来规范市场,调控房价,让房价控制在人们群众可以接受的范围之内,真正满足城乡人口拥有住房的迫切性愿望。
3.4增加房供渠道,满足各种低收入群体皆有所居的夙愿
1998年的房改以来,房地产市场迅猛发展,很多家庭的住房条件得到了较大的改善。然而近年来由于房地产市场的过于火爆,畸形的抬升了房价,使得很多低收入家庭的住房梦逐渐变得遥远。面对这种情况,党中央国务院高度重视、集思广益、加大投资,提出了保障房、廉租房、棚户区改造等多种渠道的房屋供给,尽量满足低收入家庭的住房梦。
然而,在现实政策的执行过程中,由于保障房和廉租房供给数量有限,以及购买此类住房的诸多限制,实际上只有以少部分低收入家庭的住房梦得到了实现,绝大多数的低收入家庭还处于焦急而漫长的等待之中。因此,党和政府应该继续增加房供渠道,继续增加房供数量,再接再厉,更进一步,最终实现杜甫《茅屋为秋风所破歌》中所云:“安得广厦千万间,大庇天下寒士俱欢颜,风雨不动安如山”之夙愿。
浏览量:2
下载量:0
时间:
寿命预期延长,会增加储蓄率,但在数据统计检验方面并不显著。针对这一现象,Bloom给出的解释为:虽然更长的生命预期会导致预期工作年限的延长,但延长的工作年限所带来的工资收入并不足以弥补更长的生命预期背景下老年人退休后的消费需求。今天读文网小编要与大家分享的是:人口年龄结构与居民消费关系研究评述相关论文。具体内容如下,欢迎阅读与参考:
人口年龄结构与居民消费关系研究评述
近些年来,我国的人口年龄结构发生重大变化,人口年龄结构从高少儿人口抚养比类型迅速转变为高老年人口抚养比的类型,让我国在经济完全发展之前就进入老龄化社会,即我国的老龄化超前于经济发展。而消费是经济增长的主要动力之一,因此研究人口年龄结构与居民消费的关系,有助于明晰我国人口年龄结构将对居民消费产生的影响,为我国的人口政策及经济发展提供理论上的参考。
传统的生命周期理论认为,总储蓄和总消费会部分地取决于人口的年龄分布,当有更多人处于储蓄年龄时储蓄率就会上升,老年人只消费过去积累的储蓄,如果社会上的老年人比例增大,则消费倾向会提高 (F.Modigliani,Brumberg,1954;Ando,Modigliani,1963)。生命周期消费理论为人口年龄结构与居民消费的关系的研究提供了理论依据,此后对于该领域的研究均以生命周期的消费理论为基础展开。模型的优化与数据的选取是该领域研究的两个最主要方向。本文分别从Leff模型优化与相关实证研究、数据选取存在的差异两个方面回顾总结人口年龄结构与消费关系这一问题的研究成果。
(一)Leff模型的提出
F.Modigliani(1954)虽然提出了生命周期理论,并且通过列举当时美国人口年龄结构与储蓄的数据验证了其理论的正确性,但并没有对两者的关系通过实证分析手段进行精确的验证。Leff(1969)是最早用实证分析的方法对生命周期理论进行验证的学者。他的研究着眼于人口年龄结构与总储蓄率的关系,进而人口年龄结构的变化通过利率的传导机制对居民总消费影响。首先,Leff将老少人口抚养比这一概念引入他的实证模型,用这两个指标衡量了社会的老龄化和幼儿化程度,解决了老龄化与幼儿化无法量化的难题。之后他分别对74个国家的宏观经济数据进行检验,又将这74个国家划分为发达国家组与发展中国家组,但无论是将老年抚养比和少儿抚养比分开讨论还是将两者综合讨论,老少抚养率的提高对于储蓄率都有明显的负效应。
(二)Leff模型的发展与早期应用
在Leff之后,也有许多学者(Attfield和Cannon 2003;Higgins 1998;Horioka 1997;Masson 1996等)运用Leff的实证模型进行研究,研究结果也都支持生命周期理论,即当人口中的老龄人群增加时,居民的储蓄率会下降,整体消费水平会上升。
其中Fair和Dominguez(1991) 将每10年划分为一个生命周期,通过对美国经济数据的研究指出,相对于的收入而言,20-30岁之间的劳动力人口比于其他年龄段的人口消费更少。Kelley和Schmidt(1996)应用Leff模型对20世纪60年代、70年代、80年代的88个国家的抚养比与利率之间的关系进行预测。他们的研究发现不同时代背景下老年人抚养比的影响效果也不同,如在80年代较高的抚养比会明显降低总储蓄率,但在60年代与70年代这一影响效果却十分微小,回归结果也并不显著。
日本学者Horioka(1997)运用日本政府调查数据对日本家庭的储蓄率进行了研究,结果发现退休人口的净储蓄率和预防性动机与生命周期理论十分相和,并且人口年龄结构的变化是净储蓄率变动的主导因素。同时他还发现,与欧美国家相比,日本人的预防性动机更加强烈,年轻的日本人更倾向于储蓄而不是消费。
据此他指出,日本人的生活习惯与生命周期理论更加契合。Higgins(1998)对于100多个国家的宏观经济数据进行了研究,也发现了老少人口抚养比与储蓄率之间的负相关关系。但他同时也指出这种负相关关系并不一定表明老人减少家庭资产来补贴消费,储蓄的减少也可能是老年人抚养负担加重的后果。总体上讲,这些研究大多围绕生命周期理论,即较高的老年抚养比和少儿抚养比是否会导致社会总储蓄的降低。
(三)Leff模型的改进
虽然Leff的模型很好的描述了人口年龄结构与储蓄率之间的关系,为之后的研究奠定了良好的理论基础,但不论从理论上还是从模型的设计上仍然存在需要改进的方面。Adams(1971),Goldberger(1973)和Ram(1982)对Leff研究结果的稳健性提出了质疑。其中Adams认为总储蓄率的变动是诸多经济因素的综合体现,抛开各国国情不谈而仅仅考虑老少抚养比这一解释变量是难以得到合理的预期研究成果的;Goldberger则认为居民的储蓄行为拥有较强烈的“棘轮效应”,即储蓄行为不仅要受到当期收入的影响,同时也会受到上一期储蓄水平的影响,显而易见Leff的模型设定没有考虑到这种所谓惯性的存在;Ram则认为Goldberger对于Leff的计量模型修改是合理的,但是当滞后被解释变量被用来作为解释变量时,模型又引入了内生性问题。Ram通过工具变量法对Leff模型中存在的内生性问题进行了修正。结合1977年128个国家的数据,应用改进后的Leff模型最终得出了与Leff相似的结论。
Bloom(2003)对Leff的经验模型再次进行了修改,模型中不仅包含了人口抚养比,同时还加入了人口预期寿命这一变量,他的实证结果表明绝对寿命预期延长,会增加储蓄率,但在数据统计检验方面并不显著。针对这一现象,Bloom给出的解释为:虽然更长的生命预期会导致预期工作年限的延长,但延长的工作年限所带来的工资收入并不足以弥补更长的生命预期背景下老年人退休后的消费需求。
因此,从这方面讲理性的劳动力人口倾向于增加储蓄;然而更长的生命预期可能是医疗水准提高和生产力进步的产物,这必然会刺激老年人对于更优的产品和服务的需求,储蓄也会随着消费的提高而降低。基于上述两种考虑,Bloom认为预期寿命的延长对储蓄的影响可能是不明确的。之后为了研究更长的寿命对储蓄的影响效果,Bloom等学者运用方差分解(Variance Decomposition)的方法分析储蓄的分离效应,通过1960年至1994年68个国家的人口统计数据发现,不论是人口年龄结构还是预期寿命,都对储蓄率有着显著的影响。其结论为,较长的生命预期对总储蓄率的影响效应为正,较高的人口抚养比对于总储蓄率的影响为负。
Bloom(2007)等依然沿用之前的经验模型,但模型中不仅保存了原有的预期寿命和老年人口抚养比,还加入了社会保障体系情况这一变量。他们的研究发现预期寿命与储蓄率之间的关系取决于社会保障体系制度是否完善。当国家拥有完善的养老保障金制度并且工人具有强烈的退休动机时,较长的预期寿命会对储蓄率产生正效应;然而当政府采取公共基金的量入为出抚恤金系统或高相似度的养老金系统时,这种正效应便会消失。
如前文所述的研究中,学者大多利用宏观经济数据进行研究,这类研究也基本符合生命周期理论,而且实证检验的指标大多是显著的。然而,另一些学者利用抽样数据时却发现,人口年龄结构的分布与消费与储蓄之间并不存在关系,或仅仅存在很微弱的相关关系,如Park(1999)和Bosworth(1991)等。Park对当时的美国2000多个家庭进行了连续十年的抽样调查,调查包括家庭的年龄组成、收入、支出、受教育情况、家庭住房状况、社会保障等方面。通过对这些数的据研究,Parker发现人口年龄分布的变动不会对消费和储蓄率发生影响,或轻微影响,这与之前应用总量宏观经济数据研究所获得的结果是不相符的。
针对这一差异很多学者做出了解释。首先,Weil(1994)指出,如果一个家庭中存在两代人之间相互影响的行为,则该行为对于居民消费的影响是非常巨大的。他特别研究了遗产这一关乎两代人之间的经济行为,结果显示,在受到调查的家庭中,那些可以获得或预期会获得丰厚遗产的年轻人具有更高的边际消费倾向。而由于这类两代人之间经济行为所引起的消费变化是无法从宏观经济数据中得到体现的。
其次,Miles(1999)指出可能导致两类数据估计结果差异的另一方面原因是由于家庭抽样调查数据研究经常使用的储蓄率高估了养老金资产的价值。这种高估往往制造出老年人收入提高的假象。此外,Deaton和Paxson(2000)强调家庭抽样调查数据难免存在抽样误差,因为这些数据都是基于家庭,而不是基于个人。虽然家庭抽样数据在样本选择和抽样方法上存在较大争议,但Demery和Duck(2001)通过对上述问题的修正,首先,该方程在采纳数据前先进行了Spearman秩相关系数检验,尽量保证样本数据对于Spearman秩相关系数检验的显著性,这就降低了Weil所提出的两代人之间经济行为的影响程度;其次,数据选取的时限较短,用季度数据代替年度数据来扩充样本容量,这样做的目的是为了削弱过长经济周期所引发的经济坏境与个人决策的不确定性。于是根据1996-2000年的英国家庭抽样调查数据推导出一个符合生命周期模型的短期储蓄年龄分布方程。
Leff模型及其相关改进模型仍然是人口年龄结构与消费关系的主要研究方法。该方法以计量经济模型为基础,科学客观地搭建了人口年龄结构与居民消费之间关系的桥梁。由于计量经济学方法的多样性,从回归分析的结果出发,能引申出许多更加深入的分析结果。通过Leff模型分析人口年龄结构与居民消费的关系已经形成了比较完整的理论体系。但Leff模型发展至今,虽然经过无数次的改良仍然无法得出一个最具有普遍性与通用性的形式,变量与数据的选取仍然是学者们争论的焦点。
从理论上讲,我国2000年以后才步入老龄化社会的行列,而学者们真正意义上定量的研究该问题也仅仅是在上世纪90年代后,研究的方法与角度也大多模仿西方学者的成果。人口年龄结构对居民消费的影响效果虽然不确定,但人口老龄化却是每个新兴经济体在发展过程中都必须面对的一条鸿沟,如何在人口老龄化的背景下处理好二者的关系显得尤为重要。鉴于我国的人口老龄化才刚刚开始,从时效性上讲,对于该问题的研究具有广阔的发展前景。
浏览量:4
下载量:0
时间:
人口老龄化对于社会的分配也产生了一定的影响。现代我国的人均GDP是根据我国国家总人口数进行平均分配的,这样会导致人均国民生产总值会受到一定的影响。人口老龄化会导致人口增多,人均国民生产总值的分配对象对增多,结果可能会有所降低。今天读文网小编要与大家分享的是:人口老龄化对经济发展的影响分析相关论文。具体内容如下,欢迎阅读与参考:
人口老龄化对经济发展的影响分析
人口老龄化问题一直是我国备受关注的话题,对于我国经济的发展具有双面的影响。随着现代化社会的不断推进,我国的人口老龄化现象颇为严重,影响着我国经济的发展水平,对于我国社会的生产发展、社会分配以及社会消费水平等都具有产生了影响。另外,如今的人口老龄化现象给我国社会的发展带来了诸多问题亟待解决。
我国的人口老龄化现象严重,影响着我国经济的发展水平,对于我国综合国力的提升造成了严重的影响。
其一,人口老龄化严重,导致企业生产劳动力减少,劳动力方面成为薄弱性环节,不能够进行更新换代,在工作方法上的创新意识比较薄弱,会对现代化的企业运营产生一定的影响,影响企业的发展与进步。
其二,在城市中,到了退休年纪的人部分可以享受退休待遇,生活能够得到保障[2]。但是在农村等偏远地区,村子里的老人基本生活得不到保障,村里的年轻人都到城市里发展,使得农村人口急剧流失,留下来的都是老人或者儿童。村里的老人的基本生活得不到保障,没有所依靠的对象,对生活造成了严重的影响。
其三,人口老龄化对于我国的财政造成了严重的负担[3]。人口老龄化,随之带来的医学设施、生活必须品、社会公共设施等都会产生一定的支出,我国的经济迎来了挑战,对于财政的分配和发展都造成了一定的负担。
二、人口老龄化对于我国经济发展的影响
1.人口老龄化对于社会生产的影响
人口老龄化对于社会的生产发展具有重要意义。
其一,在社会生产的技能方面,工作时间久的员工工作经验比较丰富,通过自身的经验和阅历,掌握了娴熟的工作技能,有助于提高社会生产的效率,提高生产质量,对于企业的运营和发展具有积极性的影响。
其二,随着现代社会的发展,企业的人才在面临着更新换代,如今的大学毕业生缺乏工作经验,专业技巧不熟悉,很难独自开展工作,这时企业可以通过老员工带领新员工的方法,让新人进行长时间的学习与实践,学习老员工的经验和技巧,为培养新型的工作人才提供重要条件。
其三,人口老龄化严重会使得员工为企业的工作时间延长,退休时间延后。在企业工作的时间长,能够保持高效的工作效率,熟练工作技巧,为企业的发展贡献自己的力量。2013年有关部门对于我国的人口平均寿命进行了评估,发现我国人口的平均寿命在不断提高,也就意味着人们的平均工作时间也在不断提高。人口老龄化现象的产生,能够让老员工的资历不断加深,工作技巧不断积累,有利于企业的运营。
2.人口老龄化对于社会消费水平的影响
在积极方面,人口老龄化刺激了社会消费水平的提高,间接的提高了我国的经济发展水平,对于整个经济发展起到了经济循环发展的作用。如今,我们在市场上经常会看见很多老年人的保健品,而且价格都很高,子女为了体现自己的孝顺,对于保健品的采购量逐年上升,刺激了保健品市场的发展。像我们经常从广告上看到的脑白金、黄金搭档、善存等都是知名的营养品,近几年,像这样的营养品消费市场越发的火爆。
市面上凡是与老年人有关的商品价格不菲,宣传重在展现儿女的孝心,刺激了老年产品市场的发展,消费水平不断提高,对市场经济的发展具有一定的推动作用。另外,由于老年人的年龄不断增长,在医学领域的支出会越来越大,刺激了医学消费市场的快速发展。对于老年人来说,健康尤为重要,要进行定期的身体检查,由于身体不适就医等方面都会花费不小的生活支出,促进了医学经济的发展。在消极方面,如今,我国的老年人的收入都不算很高,收入水平与消费水平是成正比的,除了儿女为老年人买的老年用品外,老年人自身可能会因收入水平而影响消费水平,遏制了消费水平的提高。
3.人口老龄化对社会分配的影响
人口老龄化对于社会的分配也产生了一定的影响。现代我国的人均GDP是根据我国国家总人口数进行平均分配的,这样会导致人均国民生产总值会受到一定的影响。人口老龄化会导致人口增多,人均国民生产总值的分配对象对增多,结果可能会有所降低。苏子和我国城镇化建设的不断推进,农村的年轻人纷纷迁移到城市发展,老人和儿童被留在农村,对于老人而言,缺乏一定的劳动能力,对于农村经济的发展具有消极的影响。
但是进行社会分配时,要用国民生产总量去除以国民的总人数得出的就是国民生产总值,会对结果造成一定的影响。据有关资料显示,2000年至2050年,老年人口增长的比例要高于少儿人口下降的比例,老龄化现象比较严重。我国大力提倡计划生育,以此来减小儿童的增长比例,严格控制我国人口数量,缓解人口基数过大的现象,有效的平衡社会分配现象。虽然我国的人口老龄化现象严重,但是可以相对的降低儿童数量的增长率,使得我国的人口数量维持一定的平衡,提高我国的国民生产总值,增强我国的经济发展水平,为我国经济的快速发展提供动力。
人口老龄化现象是影响我国经济发展的重要因素,在我国经济发展中扮演着双刃剑的角色。随着现代化社会的不断发展,人们的生活水平不断提高,需求量在不断的增加,导致我国的财政支出逐年增加,对于我国的市场经济造成了一定的影响。另外老龄化现象的严重也促进了我国消费水平的增长,刺激了我国经济的发展,有利于我国总行和国力的不断提升。
浏览量:2
下载量:0
时间:
美国人口咨询局定义迁移为:所谓迁移,就是人们以半永久性或永久性居住为目的,并进行距离较长的地理迁移。今天读文网小编要与大家分享的是:影响我国人口迁移统计数据质量的原因分析相关论文。具体内容如下,欢迎阅读与参考:
影响我国人口迁移统计数据质量的原因分析
现阶段,我国主要存在两种人口统计数据来源途径。其中一种为统计人口普查与抽样调查。可靠详实的人口统计数据,是对人口形势与科学决策进行正确判断的前提与基础;另一种则是日常统计工作报表,像计划生育部门的节育与生育统计、公安部门人口户籍变动统计等。由于统计制度的健全与完善,极大的提高了我国人口统计数据质量与统计水平,然而,也存在我国人口统计数据不准确与不可靠现象,本文主要对影响我国人口迁移统计数据质量的原因进行分析,并提出相应的解决对策。
1.1模糊的人口迁移概念
所谓人口迁移,其实就是人口在一定时间、空间内所发生的大规模移动现象,基于人口迁移有着较为复杂的界定,时期与职能部门的不同,对迁移人口界定也存在一定差异性,期称谓也较为杂乱。
多样的称谓。现阶段,我国很多关于人口迁移的文献与研究文案中都有关于迁移的文学术语,常见的人口迁移包括:暂时性迁移、非户籍迁移、流动人口、永久性迁移、户籍迁移以及暂住人口等,这些称谓都可以从一定角度对人口迁移进行定义,而且各定义间具有相互融合现象,像户籍迁移与永久性迁移其实就有着某种交集,而两者又具有一定差异性,根据人口学定义,移居迁入地一年以上为永久性迁移。
不统一的人口迁移时间限定。根据全国性人口普查,我国在1987年的1%人口抽样调查,并未对迁移实施时间限定,而全国人口普查在1990年限定迁移时间为迁移原住地超过1年,之后的中国人口普查中,更改一年的迁移时间至半年。此外,在某一地区的公安部门明文规定,离开原居住地超过3日就被定位迁移性人口,出发于自身工作需求,计生部门紧紧统计到达现住地或离开原住地超过30日的外迁人口。
分散的人口迁移空间限定。人口抽样调查和人口普查中,对我国迁移人口来源地进行全面调查,1990年全国性人口普查、人口抽样调查,人口来源地进行细化调查,使其细化到县、区、市,近年来,我国人口普查进一步细化,开始对乡镇街道一级进行普查,跨县迁移是对县市区一级进行统计,而在调查现住地方面仍然比较混乱。1995年人口抽样调查与1990年人口普查,调查现住地是细化至县市区一级,近年来,我国人口普查调查中,也对乡镇街道一节进行了细化调查。全国户籍管理中,相关公安机关只要有户口变动,那么就会有登记。
因此,对于户籍人口迁移来源地和现住地,都可以进行基层户籍登记地的细化。针对暂住人口的等级,可细化其来源至市级、县级,不存在现住地统计信息。计划生育部门流动人口管理系统中,并没有涉及到区、县内的迁移,对于跨县迁移需要达到乡镇街道一级的细化,对于现住地的调查也可达到乡镇街道一级的细化。
1.2人口迁移不统一数据采集内容
通常全国人口普查与人口抽样调查均为专门组织的调查活动,由于该调查本身极具特殊特性,且对人口资料的搜集相对也比较全面,所?项目比较多。自我国展开1%人口抽样调查之时,对人口迁移资料进行搜集的过程是不断发展变化的过程,这个过程既表现在选取调查项目中,同时还在调查内容方面体现出来。虽然人口计生部门和公安部门从其工作职责出发,他们所调查的人口迁移信息要比1%人口抽样调查和人口普查信息小很多,然而,相对来说,在涉及我国人口迁移统计内容及项目方面,公安部门要比计生部门少,这种不统一的人口迁移统计数据采集内容,最终会导致人口迁移统计数据质量差。
2.1对人口迁移概念予以明确
因为不断完善的国外覆盖全国社保体系,也未受限于户籍制度,因此,国外在定义人口迁移时较为纯粹,比如,美国人口咨询局定义迁移为:所谓迁移,就是人们以半永久性或永久性居住为目的,并进行距离较长的地理迁移。要求对人口迁移予以界定时,要尽可能的与国际相接轨,另一方面,要尽量从人口学角度对迁移目的属性、空间属性与时间属性进行考虑,而且还要考虑到迁移后的户籍制度。根据现阶段我国人口有着多样的迁移称谓,必须进一步规范于统计实践中,因为各人口迁移称谓使用频率,可以定义为:在不同地区间的人口移动或者流转,都被叫做人口迁移。
根据我国户籍制度,对我国几次较大规模人口迁移普查与调查进行借鉴,有效结合目前计生部门和公安部门人口迁移调查,主要参照系为流入地或者迁入地居住时间,对有迁移行为的人口进行具体分类,见表1。
2.2对采集人口迁移数据进行进一步规范
1%人口抽样调查和全国人口普查最终目的表明这类调查中有着极为丰富的人口迁移调查内容,而且所设置的调查项目也比较合理科学,可以满足研究与管理人口迁移工作之需。然而,很多必要人口迁移资料仍然不足,像人口迁移过程中迂回迁移与回迁的信息资料、流动儿童与留守儿童基本信息等。所以,计生部门和公安部门在采集人口迁移数据时,除了对自身工作之需予以考虑外,还要尽量接轨于统计部门所收集的资料,实现数据共享。
2.3形成数据采集“一张网”,实现数据共享机制
计生部门和公安部门作为可以实施采集人口迁移数据的重要部门,对现代信息技术予以充分利用的前提下,一方面相关部门采集数据一盘棋,另一方面还要实现部门“一张网”模式。这样既可以在一定空间与时间内搜集人口迁移的数据资料,将其制作为全国人口迁移强度与规模的面板数据,又能够保证人口数据采集质量。这样方便了对我国人口迁移因果关系的探讨和对内在机制的理解。根据人口抽样调查和全国人口普查资料,对相关数据库予以补充与完善。此外,通过数据库资料也能对抽样调查与人口普查中数据资料进行检验和修正。具体操作过程中,应该依照管理之需与工作职责,做好明确分工。
总之,只有对人口迁移概念予以明确,同时进一步规范采集人口迁移数据,通过此类提高我国人口迁移统计数据质量的解决对策,才能不断提高我国人口迁移统计数据质量。
浏览量:3
下载量:0
时间:
从2005年以后,我国城镇建成区面积与城镇人口间的异速增长系数开始超过均衡的监界值,并呈逐年增长的态势。这表明,从2005年以后我国城镇化发展过程中土地城镇化与人口城镇化之间的不协调问题越来越严重,土地城镇化增长的速度超过城镇人口增长对其产生的需求,表现为人口城镇化滞后型的模式。实证研究结果与近年来我国城镇化发展过程中出现的问题相符合。
今天读文网小编要与大家分享的是:我国人口与土地城镇化的协调性测定与影响因素研究相关论文。具体内容如下,欢迎阅读与参考:
我国人口与土地城镇化的协调性测定与影响因素研究
2008年金融危机之后,我国经济发展方式面临重大结构性调整,推动经济增长的引擎需要由依靠外需转为依靠内需。城镇化作为国家扩大内需的重要战略手段,其发展的可持续性关乎中国未来经济能否长期健康发展。城镇化,一方面是指城市面积的对外扩张和城镇化量的增加,即土地城镇化进程;另一方面,城镇化也指人口不断向城镇集中,城镇定居人口数量和规模的增加,即人口城镇化。土地镇化和人口城镇化作为城镇化的两个重要方面,能否协调发展,决定着我国城镇化发展的可持续性。当前,国内外对我国人口城镇化与土地城镇化的协调性关系进行了大量的研究。
例如:孙海鸣(2005)指出,我国不合理的行政规划造成了中小城市过多,大城市偏少,而中小城市由于经济发展水平低,对人口的吸纳能力有限,使得我国人口城镇化发展滞后[1];周飞舟(2006)认为,当前我国的财税体系使得地方政府不得不依靠“土地财政”来支持地方政府日益增长的财政支出,从而造成了土地城镇化快于人口城镇化的问题[2];郑有国(2011)指出,中国改革开放以来秉持的地方政府投资驱动型的经济增长方式,使得地方政府为了提高经济增长速度不得不以廉价的土地作为吸引投资的筹码,从而造成了以工业园区发展为代表的土地城镇化的过热势头[3];姚士谋(2012)、李子联(2013)分别从中央对地方政府的考核制度、土地制度和户籍制度等方面分析了我国土地镇化与人口城镇化失衡的原因[4-5]。
综上所述,现有的研究大多基于理论和经验的判断,缺少实证研究的支持,学理分析不足。鉴于此,本文首先通过构建异速生长模型对我国人口城镇化与土地城镇化的协调性进行实证分析;其次,从外在和内在的制度机制角度,探寻造成人口城镇化与土地城镇化协调性失衡的原因;最后,根据前文的分析提出相应的结论和对策建议。
二、我国人口与土地镇化协调性模型设定
我们引用异速生长模型(allometric growth mode),分析当前我国人口城镇化与土地城镇化之间的协调性关系[6]。异速生长是指系统的某个局部与整体的几何测度关系:一个局部的相对增长率与系统或其另外一个局部的相对增长率有恒定的比值。
Naroll和Bertalanffgy(1973)最早将异速生长模型用于研究城乡人口变化的对数线性关系[6]。自20世纪90年代初,我国学者引入异速增长模型,用于研究城镇化体系及体系中两要素相互之间的关系。异速生长模型的数学表达式为:
其中:y为子系统的某种测定或整体的局部;x为整体的另一个局部或整体与子系统的某种测定;参数b为标度因子,或称为异速生长系数,是y与x各自增长率的比值。运用数学变换可以将上述异速生长模型转换为幂函数形式:y(t)=ax(t)b,当y(t)表示城镇建成区面积的时间序列,x(t)表示城镇人口数量的时间序列,转变后的异速生长模型就是两个时间序列变量的动态关系评价模型。根据遍历性公理,也可将时间序列的动态评价模型转变成空间评价模型:y(k)=ax(k)b,此时y(k)和x(k)分别表示在同一时期内k个不同城镇的建成区面积与城镇人口数量的序列。
异速生长模型的关键问题是判定异速生长系数b的值。关于b值的确定,理论界早有研究,在计算方法上学术界已达成共识,认为异速生长系数值取决于城镇建成区面积与城镇人口数量二者维数的商。Nordbeck(1995)在早期的研究中认为,城镇面积是二维变量,城镇人口数量是三维变量,得出异速生长系数b的临界值为2/3。当b=2/3时,城镇面积的增长速度与人口增长速度相等,此时的人口城镇化与土地城镇化最为协调;当b>2/3时,为正异速增长情形,此时,城镇面积的增长速度快于城镇人口的增长速度,土地城镇化与人口城镇化不协调,表现为人口城镇化滞后型;当b<2/3时,为负异速增长情形,此时,城镇人口的增长速度快于城镇建成区面积的扩张速度,土地城镇化与人口城镇化同样处于不协调状态,表现为土地城镇化滞后型。
随着研究的进一步深入,后来的学者将分形概念引入模型,认为异速生长系数b的值等于城镇面积与城镇人口二者分形维数的商(White and Engelen(1993)[7],Batty(1998))[8]。根据分形概念确定的b的临界值为085。同样,当b=085时,城镇面积的增长与城镇人口需求的增长相一致,土地城镇化与人口城镇化协调发展;反之,则表现为人口城镇化滞后型(b>085)或土地城镇化滞后型(b<085)。根据多个不同国家的研究结论表明:异速生长系数b的临界值为085要优于2/3。从数值上看082大于2/3小于1,以其为标准既不会过窄,也不会过宽。因此,本文选择085作为异速生长系数b的临界值,以其作为判断我国土地城镇化与人口城镇化之间协调性关系的标准。具体判断标准见表1:
(一)总体人口与土地城镇化协调性的实证分析
运用2001-2012年间,我国576个县级以上城镇的建成区面积和城区人口数据,构建我国土地城镇化与人口城镇化之间的异速生长模型,对土地城镇化与人口城镇化之间的协调性进行实证研究。
2001-2012年,我国576个县级以上城镇总体的建成区面积与城镇人口数量的异速生长系数b的回归结果,如表2所示。从表2可以明显看出,2005年之前,我国各年的异速增长系数均小于本文设定的临界值085,为负异速性增长。从理论上讲,这表明2005年之前,我国城镇建成区面积扩张的速度小于城镇人口增长对城镇面积的需求,城市用地偏少。从异数生长系数的具体数值上看,2005年之前,我国城镇建成区面积与城镇人口虽然处于负异速增长的不协调状态,但在此期间的b值与临界值085比较接近,说明这一时期内我国整体上建成区面积与城镇人口规模之间保持适当的比例。
从2005年以后,我国城镇建成区面积与城镇人口间的异速增长系数开始超过均衡的监界值,并呈逐年增长的态势。这表明,从2005年以后我国城镇化发展过程中土地城镇化与人口城镇化之间的不协调问题越来越严重,土地城镇化增长的速度超过城镇人口增长对其产生的需求,表现为人口城镇化滞后型的模式。实证研究结果与近年来我国城镇化发展过程中出现的问题相符合。
当前,我国城镇化发展过程中对土地资源的利用过于粗放,新城区和开发区建设缺少合理的土地利用规划,盲目建设现象严重,导致大量新城区建成后处于长期闲置状态,人口入住率极低,各地均出现了所谓的空城或鬼城现象。从实证研究结果可以看出,近十年来,我国城镇总体的异速生长系数呈震荡上升的趋势,在未来的新型城镇化发展过程中必须要合理解决好我国土地城镇化快于人口城镇化的不协调问题,否则城镇化的发展将走向不可持续发展的道路。
(二)不同规模城市的人口与土地城镇化的协调性分析
按照城市的人口数量对我国县级以上城市进行分类,市区非农业人口在200万以上的为超大城市,市区非农业人口在100-200万之间的为特大城市;市区非农业人口在50-100万之间的为大城市;20-50万之间的为中等城市;20万以下的为小城市。我们将各年不同规模城市作为整体,分别对各不同规模城市的人口和建成区面积,按照异速生长模型设定的幂函数形式进行拟合,得到不同规模城市历年的异速生长系数值,如图1所示。从图1中可以看出,我国不同规模城市之间的异速生长系数差异明显,表现在以下几个方面:
1人口在200万以上的超大城市,在2007年之间异速生长系数一直高于临界值085,呈正异速生长。说明在此之前我国超大城市土地城镇化的扩张幅度大于人口增加的需求;同时,从2004年开始,超大城市的异速生长系数由递增转为递减,说明随着人口不断向超大城市的流动,城市的面积扩张与人口增长逐渐趋于协调。但是,自2007年之后,随着人口进一步流入超大城市,这些城市的异速生长系数与临界值的差距开始拉大,城市面积的扩张越来越不能满足人口增长的需求。
2特大城市的异速增长系数在此期间一直处于递增的状态。在2002年之前,我国特大城市的异速生长系数在临界值以下,但是,在2003年后,异速生长系数始终处于临界值的上方。更值得注意的一个特点是,2003年之后,特大城市的异速生长系数的平均值达到了1064,突破了1,说明我国特大城市建成区面积超需求扩张问题十分严重,土地城镇化与人口城镇化严重失衡。
3大城市的异速生长系数在2006年之前均超过了1,表明2006年之前,我国大城市的建成区面积扩张迅速,超过了大城市城区人口的增长速度,并且土地与人口之间关系的失衡十分严重。2007年开始,大城市的异速生长系数逐渐向临界值回归,城市面积扩张与人口增长之间的失衡关系得到缓解。
4人口在20万到50万之间的中等城市的异速生长系数在样本期间内一直处于递增态势,并且除2002年之外,全部都处于异速生长系速临界值的上方。说明中等城市的土地城镇化扩张的速度一直高于人口城镇化的速度。从具体数值上看,中等城市的异速生长系数在2005年之后一直维持在1以上,突破了城市用地超需求扩张的合理范围,土地城镇化过快,表现为严重的人口滞后型城镇化。
5小城市异速生长系数呈震荡上升的趋势。人口在20万以下的小城市大多数是县级城市,与地级以上的大中型城市相比,县级城市的建成区面积发展缓慢,异速生长系数长期处于临界值以下,并且在2005年之前一直低于08,突破了异速生长系数的下限。说明在此之前,我国县级城市的建成区面积扩张严重,不能满足不断增加的城镇人口的需求,表现为严重的土地城镇化滞后型。
从2002年开始,县级城市的异速生长系数开始增长,到2006年左右,基本接近临界值水平,土地城镇化不能满足人口城镇化的状况得到了缓解,二者处于相对协调的状态。但是,从2008年开始,县级城市的异速生长系数超过了临界值,并一直处于其上方,县级城市开始出现了土地城镇化快于人口城镇化的现象。
总体来说,我国不同规模城市均存在土地城镇化快于人口城镇化的现象。其中,值得关注的有两个方面:一是超大城市由于其独特的政治、经济和区位优势吸引着大量人口的流入。近年来,土地城镇化过快的现象发生了一定的逆转。人口的过度拥入,导致超大城市出现了土地滞后型的城镇化。二是特大城市与中小城市过快的土地城镇化。近年来,100万以上人口的特大城市开始了城市建设的快速扩张期,新城区、开发区大量上马,在拉动地方经济增长的同时,也使得特大城市的建成区面积与城镇人口数量之间关系的失衡越来越严重。作为地区型中心城市,特大城市虽然对区域内的比较有吸引力,但对区域外人口的吸引力远不如超大城市。
因此,大规模的城市建设后,能否得到足够人口的填充,将是特大城市城镇可持续发展面临的问题。更值得关注的是中小城镇土地城镇化过快的问题。为了拉动地方经济增长,增加政府财政收入,近年来,地方中小城市也开始了大规模的造城运动。在我国当前的政府主导型资源配置体系下,中小城市对人口的吸引力是极为有限的,在中小城市的发展中如果不能合理协调城市建设与人口增长的关系,结果必然会造成土地资源的浪费和城镇化的泡沫,影响城镇化的可持续长远发展。
(三)不同区域人口与土地城镇化的协调性分析
按照所处的地理位置和经济发展状况,通常将我国区域划分为东部、中部、西部三大部分。从经济发展角度,我国东、中、西部地区经济发展差距明显,东部地区的人均GDP已经达到或接近中等发达国家水平,而中西部部分省份的经济发展仍十分落后。在城镇化发展方面,东、中、西部同样存在着明显的差距。2012年,东部地区平均城镇化率已经达到61%,中部和西部地区分别只有47%和43%。
为此,本文将分析我国不同区域间土地城镇化与人口城镇化之间的协调关系。以《2001-2012年中国城市建设统计年鉴》中不同区域的县及县级以上城市作为样本,共计663个样本。其中,东部地区265个样本,中部地区234个样本,西部地区164个样本。通过构建异速生长模型,分别对各年不同区域城市的人口和建成区面积,按照异速生长模型设定的幂函数形式进行拟合,得到的实证结果,如表3所示:
从表3可以看出:东部地区城市历年的异速增长系数最高,始终处于均衡的临界值085以上,说明东部地区城市面积扩张超过了人口增长的需要,土地城镇化的速度高于人口城镇化的速度;中部地区在2003年之前城市的异速增长系数在08以下,建成区面积不能满足城镇人口增长的需求,2003年之后情况有所改观,土地城镇化与人口城镇化之间的关系处于基本协调的状态,但从2005年之后,中部地区城市建成区面积扩张速度开始加快,土地城镇化高于人口城镇化的失衡问题开始突显;西部地区的城市建设也落后于中东部地区。从实证研究的结果看,自2009年以来,西部地区土地城镇化速度加快,人口城镇化开始滞后于土地城镇化的发展。
从前文的实证研究结果可以看出:当前,我国不论从总体上还是分区域亦或是从不同城市规模角度看,土地城镇化与人口城镇化失衡问题都十分严重,而失衡最主要的表现就是城市建设面积的扩张速度过快,超过了城镇人口增长引起的土地需求增加,即土地城镇化的速度快于人口城镇化的速度。
(一)外在制度的影响
二元土地制度是对农村和城市土地所有权的不同规定,即农村土地属于村民集体所有,城市土地全部为国家所有,不同的土地权属决定了不同的土地市场。现有的法律规定,农业用地要想转为非农用地进入市场进行流转,必须先将土地的所有权性质由集体所有制转为国家所有制,地方政府作为土地所有权转换的唯一权利人,垄断了非农用地的供给,占有了土地转换过程中的绝大部分价差收益。二元土地制度的存在,强化了地方政府在城市空间扩张上的动力,成为土地城镇化过快发展的主要原因之一。
1994年,中国的分税制改革削弱了地方政府的财权,增加了地方政府的事权,财权与事权的不对等使得地方政府的预算内收入难以支撑大量的行政和建设支出,使得地方政府只有依靠国有土地使用权转让收益来维持政府运转。当前,中央对地方政府的考核仍是以GDP作为标准,地方政府为了推动经济增长,需要大量的投入,而现有的财税体系,使得地方政府只能依靠土地作为财政收入的来源,土地的城镇化运动,不仅解决了政府拉动经济增长的资金来源问题;同时,大规模的造城运动带来的一系列投资也带动了经济的增长,对地方政府而言可谓一举两得。
二元土地制度和以分税制为主要形式的现有财税体系,是影响土地城镇化过快的制度因素,但并不能够解释人口城镇化滞后于土地城镇化的现象。当前的研究成果,对于人口城镇化滞后原因的制度解释主要是从户籍制度方面进行。建国初期我国实行了以重工业为主导的工业发展模式,重工业是资本密集型产业,对劳动力的吸纳能力有限,在这一背景下为了解决大量的剩余劳动力问题,国家实行了严格的城乡二元户籍制度,限制大城市的发展和人口向城市的流动,并在1958年颁布实施了《中华人民共和国户口登记条例》。该条例的实行,使得居民的户口与其所能接受的科教、卫生、医疗、就业等紧密联系在一起。人为的城乡二元户籍制度,使得农村居民不能与城市居民享受同等的社会福利,导致农村剩余劳动力在向城市转移的过程中没有基本的居住、子女就学、医疗等基础的社会保障支持,严重影响了农村居民向城镇的转移,使得人口城镇化速度进展缓慢。
(二)内在机制的影响
探寻土地城镇化快于人口城镇化的内在机制还需从拉动中国经济增长的模式切入。改革开放三十多年以来,中国经济增长方式一直表现为投资驱动型,三十多年间资本累积的速度不断加快。根据相关统计资料显示,从1978年到2012年,中国的资本形成率由382%迅速上升到506%,资本积累的速度约是同期全球平均水平的两倍。投资增长带来的资本积累增加的前提是要保持较高的资本边际收益水平,这也是维持投资驱动型经济增长模式的必要条件。
在最终产品市场竞争激烈的情况下,为了保持较高的资本边际收益水平,政府只能通过对生产的上游资源的控制,人为压低资本、土地等生产要素的价格以降低企业的生产成本,达到提高资本边际收益的目的。
随着我国交通基础设施的不断完善,工业投资对原材料产地的依赖程度逐步降低,使得工业投资的区域替代性增强,各地方政府争夺投资资本的竞争日趋激烈,一些地方政府为了吸引投资,大幅降低工业用地的出让价格,有些地方甚至不惜以零地价或负地价的形式向投资商提供土地。政府对工业用地的低价供应,是对资本积累的补贴,造成了全国各地区不断出现各类开发区、工业园区和新城区,重复建设问题严重,土地城镇化速度越来越高。
为了弥补工业用地出让方面的财政收入损失,地方政府采取了不断抬高住宅用地的价格策略,形成了中国独有的低工业用地价格、高住宅用地价格的土地价格双轨制。近年来,各大城市不断出现的“地王”现象,就是对这一问题的最好证明。住宅用地价格的不断攀升,导致了房价的不断上涨,结果是农村居民迁入城市的成本增加,严重阻碍了人口城镇化的速度。
运用异速生长模型对我国人口城镇化与土地城镇化的协调性进行实证测定的结果表明:自2005年后,我国总体的人口城镇化与土地城镇化的协调性出现失衡,表现为人口城镇化滞后于土地城镇化;对不同规模城市人口城镇化与土地城镇化协调性的实证研究结果表明,近十年来,土地城镇化过快的现象开始由大城市向中小城市蔓延;从不同区域看,东部地区人口城镇化滞后于土地城镇化问题最严重,其次为中部地区和西部地区。
造成我国人口城镇化与土地城镇化失衡的原因,除了现行的土地制度、户籍制度、财税制度等外在的制度因素外,我国地方政府投资驱动型的经济发展模式也是其中的重要因素。基于前文的研究结果,提出以下对策建议:
1现有的土地制度、户籍制度和财税体制在制度层面上造成了我国人口城镇化与土地城镇化发展的失衡,需要中央在统筹全局的基础上对现有制度进行适当的调整和改革。其中,土地制度上,要限制地方政府的征地权,保障农民的土地财产权益;户籍制度的改革,要保障人口城镇化过程中公共福利的均等化;财税体制的改革,要给予地方政府更多的财权,避免地方政府的土地城镇化冲动。
2限制超大城市,合理发展中小城市。
前文的研究表明,超大城市已出现人口城镇化快于土地城镇化的问题,超大城市由于拥有较多的政治、经济特权吸引着人口不断地流入,“大城市病”已开始显现。因此,应对大城市的发展加以限制,给予中小城市更多的权利,鼓励中小城市发展,使人口流动向中小城市转移。在缓解超大城市人口压力的同时,也解决了中小城市人口城镇化滞后于土地城镇化的问题。
3人口城镇化滞后于土地城镇化的一个重要原因是城镇化发展的资金缺口较大。
我国城镇化发展以政府为主导,由于缺少资金,不得不以土地出让金作为筹资的源泉,带来的后果则是土地城镇化的过度发展;同时,由于缺少资金,导致地方政府不得不减少在公共福利和社会保障方面的支出,造成了人口城镇化的滞后。因此,为了缓解城镇化建设中的资金缺口,要在政府主导下,充分调动民间资金和民营企业参于到城镇化建设中来。国外城镇化发展历程证明,公私合营的PPP模式,对于加快城镇化进程中公共基础设施建设具有重要作用。在我国,引入民间资本参与城镇化建设,不仅可以缓解政府对土地财政的过度依赖,而且对于合理引导民间资本流动,减少对资本市场冲击以及促进民营经济发展都有积极意义。
浏览量:2
下载量:0
时间:
汉字在发展演变过程中,有些构件已经不能体现构形理据了,就演变成了记号,有些汉字形体的构形理据只是部分消失,形成了半记号字,有些汉字形体的构形理据全部消失,就成了记号字。在汉字的发展过程中,因某方面的原因,有相当一部分形体失去了构形理据,遂成了记号字、半记号字,汉字形体结构的发展呈现出记号化的趋势。
今天读文网小编要与大家分享的是:论汉字构形理据对汉字形体结构的影响相关论文。具体内容如下,希望能够够帮助到大家:
论汉字构形理据对汉字形体结构的影响
汉字的构形理据,指的是汉字采用某种形体结构的理由和根据,构形“体现了何种造字意图、带来了哪些意义信息”,在汉字的形、音、义三要素中,只有形体属于文字本身,汉字的音义来源于汉语。汉字是记录汉语的表意文字,汉字的构形理据探寻的是汉字字形与它所代表的词或语素的联系。
文字是由图画发展而来的,汉字始于象形,其特点是直接描摹客观事物的形体,字形是词所反映的客观物象的简略轮廓和线条,汉字构形物象性强,个体特征鲜明。建立在物象基础之上的文字符号直接与该事物联系起来,间接表示与该事物关联的某词某义,王贵元先生说:“通过对商代文字构形的分析,可以发现早期汉字是字形直接表示事物、间接表示词的音义。”在这一阶段,汉字的构形理据主要体现在形体本身的象形性和形体之间的组合,汉字构形的理据是物象。
随着汉字的发展,汉字构形的理据转化为词的音义,通过会意、音义结构体现出来,声符和意符参与整个字的构成,声符和意符的功能在参与整个字的构成中体现出来,形声成为主要的结构方式,汉字构形的系统系增强。形声构形方式的产生,并逐步发展成主要的结构方式,为汉字的进一步抽象和简化提供了条件。
1 物象构形阶段汉字的构形情况
物象构形阶段的汉字采用按物绘形的方法构形,物象性强,个性特征明显,其形体与构形系统的特点具体表现在:
(1)基础构件表形,构件数量多,变体数量也多。象形文字的构件具有浓厚的象物性,依物象之形表意,构件的形体、位置,因物象而异,形体呈现多样性。基础构件规范性差,没有定形、定量,基础构件数量就多。赵诚先生说:“根据汉字发展的大势看,愈古老的系统,形体差别愈丰富,分类愈多,特殊而例外的现象愈复杂。与此相应,规范性就要弱得多。”
(2)构件组合关系的平面性,字形结构的象形性。以物象为基础绘制的字形各组成构件都处在同一平面上,成图形性平面结构,各构件分不出组合的先后层次,同处在同一平面上。构件的组合是根据具体物象的实际位置关系来体现构意的,字形结构的象形性很浓。
以物象为基础的汉字,图画色彩浓,具象性强,构形的随意性强,构形的系统性差。王贵元先生说:“物象的画面性和饱满完整性与字形的线条性和择要性是造成同一物象多种字形的根本原因,所以,是字形表现的对象决定着构形系统的面貌。在字形以物象为表象的时代,其构形系统必然呈现象形和一物多形之态,也就是说,象形和一物多形的构形系统状态就是其成熟的状态。”
2 音义构形阶段汉字的构形情况
(1)基础构件音义符号化,构件形体固定化。音义构形阶段,汉字构形的理据为词的音义,这时构件形体表示的是音和义,就是构件独立成字时,所记录的词的音和义,构件成为词的音义的载体,这些构件就成了意符和声符,构件大多来源于原初的象形字。构件以自己独立成字时的音和义参与构形,而不是物象,构件的直观物象性就逐渐淡化了,在书写便利的驱动下,形体与原来的客观物象越拉越远,汉字形体逐渐演化,形体的符号性逐渐增强,隶变之后,象形性消失了,构件就完全成了音义符号――声符、意符。
到了音义构形阶段,构件是原初独立成字的象形文字,这些象形文字以它们独立成字时所记录的词的音义来参与构形、体现构意。而在物象为基础的构形阶段,一物多形十分普遍,构件的写法不固定,变体数量多,构件的形体往往随着所构之字的不同而有所变化,到了音义构形阶段,这些作为音义构件的象形文字的形体逐渐固定下来。构件形体的固定化有一个过程;这一过程,王贵元先生称之为定形、定量、定位和定向。定形指的是同物象形体的单一化、固定化,定量指的是单字形体构件及其数量固定化,定位指的是构件在被构字中上下左右等位置的固定,定向指的是构件在被构字中方向的固定。
构件形体固定化的过程,就是构件形体象形性消失的过程,隶变之后,部分构件成了固定的部首。
(2)会义、音义组合的层次性,形声成为主要的构形方式。会义组合指的是意符和意符的组合,音义指的是声符和意符的组合,构件以所记录的词的音义来参与构意,表形构件变成了音义化符号,图形式的平面组合结构方式,逐渐变为层次组合的结构方式。随着基础构件固定化的过程,构件的符号化增强,基础构件相对减少,构件构字的频率逐渐提高,层次组合方式的出现,所需要的构件数量相对减少。
音义结合的形声字,声符与所记录的词的读音联系起来,意符与所记录的词的意义联系起来,既实现了构形的理据性,延续了汉字表意的特点,明确了汉字是汉语的词的符号,增强了汉字记录汉语的明晰性,又简化了汉字的构形方式,实现了造字的便捷,具有极大的优越性。形声结构产生以后,汉字的孳乳分化,选择了形声化的方向,形声字的数量急剧增加,它在整个汉字系统中的比重也相应加大,形声字逐渐成为汉字主体。据统计,甲骨文中的形声字约占20%,到了金文就增长到了50%以上,到了《说文解字》所收的小篆中,形声字已占到了80%以上,到了《康熙字典》,形声字约占90%,形声逐渐成为主要的构形方式。
汉字在发展演变过程中,有些构件已经不能体现构形理据了,就演变成了记号,有些汉字形体的构形理据只是部分消失,形成了半记号字,有些汉字形体的构形理据全部消失,就成了记号字。在汉字的发展过程中,因某方面的原因,有相当一部分形体失去了构形理据,遂成了记号字、半记号字,汉字形体结构的发展呈现出记号化的趋势。
1 物象构形理据的消失而导致汉字形体的记号化
原初汉字是象形的,构形理据为物象,随着汉字形体的演变,尤其是隶变之后,汉字形体由“随体诘诎”的线条变成了“平直方折”的笔画,汉字不再象形,形义联系淡化,这些象形字就成为了记号字。例如:日、月、水、木、刀、弓、车、舟……,这些字现在已看不出物象了,象物性丧失,变成了记号字。
2 音义构形理据的消失而导致汉字形体的记号化
汉字的构形理据转换为词的音义后,汉字以会义、音义结构为主,但随着词的音义的发展,或者汉字形体的简化、讹变等原因,构形理据遭到不同程度的破坏,形成了记号字、半记号字。
(1)字形变化而导致构形理据的消失。随着形体的演变,尤其是隶变,汉字形体在线条化、笔画化过程中,许多形声字、会意字的构件发生变化,而导致构件理据完全消失或部分消失而成为记号字、半记号字。如:《说文》:“更,改也。从攴,丙声。”“更”,原本是一个形声字,隶变之后,构件粘连而失去理据成为记号字。《说文》:“春,从?从日,屯声”。“春”,原本是一个形声字,隶变之后,保留了构件“日”,具有表义功能,构件“?”和“屯”粘连成为记号,“春”成为半记号字。《说文》:“年,谷熟也。从禾,千声。”“年”,原来是一个形声字,隶变之后,构件粘连而成为了记号字。汉字简化也导致了汉字构形理据的消失而形成了记号字、半记号字。简化,或直接减省繁体字的某些笔画、构件,或通过简单的符号代替原来的声符、意符等方法,简化了大批的汉字,亦形成了不少的记号字、半记号字。如:“鸡”,原为从鸟奚声的形声字,经过简化,声符“奚”变为记号“又”,“鸟”仍为意符,整个字变成了半记号字。“?”,小篆由“聿”和“者”构成的形声字,“聿”是意符,“者”是音符,隶变之后,“者”简省为“曰”而成为一个记号,“?”成为一个半记号字,“?”通过草书楷化而又简化成“书”,“书”就是一个记号字了。
(2)语音变化而导致构形理据的消失。对于形声字来说,字音的理据来源于声符的读音,随着语音的演变,汉字所记录的词的读音和声符的读音都在发生变化,这种变化不总是同步的,就使得许多形声字的声符失去了表音功能而成为记号。如:“辈”,从“非”得声,“辈”和“非”上古都属于帮母,随着语音的演变,“帮”组声母分轻唇、重唇,“辈”为重唇,“非”为轻唇,“非”作为声符就失去表音功能而成为记号;《说文》:“刻,镂也。从刀,亥声。”现在,声符“亥”已失去了表音功能,“刻”成了半记号字;《说文》:“溺,从水,弱声。”声符“弱”已失去了表音功能,“溺”成了半记号字。
在汉字发展和使用过程中,汉字构形理据不可避免地不断弱化甚至丧失,但汉字是据意构形的,追求形义的统一贯穿于汉字发展的全过程,构形理据的弱化、丧失的同时,也就伴随着理据的重构,推动着汉字形体结构的变化,于此产生了大量的古今字、异体字等。
1 词义理据的重构
(1)意符的增加。物象构形理据的消失,导致汉字形体的记号化,而一少部分早期的物象字增加了意符或声符,改造成了形声字,使形义关系得到重新统一,实现了理据重构。“果”,原为象形字,上部为物象之形,随着形体的演变,失去了物象之形,于是新增意符“艹”而成形声字“?”,后又求书写的便利简化为“果”。“云”,原为象形字,后加意符“雨”成为形声字“?”。“止”表脚趾意,原为象形字,后加意符“足”而成为形声字“趾”。
词义的引申,导致字形与所记录的词义之间的联系变得疏远,构形理据弱化,增加新的意符,重构理据,后加意符而成的形声字有一部分为亦声字。“取”加意符“女”而成“娶”,“竟”加意符“土”而成“境”,“介”加意符“田”而成“界”,“慈”加意符而成“?”。
文字假借,导致字形与所记录的词义之间的联系丧失,增加意符,重构理据。“吴公”、“仓庚”等,加意符而成“蜈蚣”、“仓庚”;“辟”加意符而成“僻”、“避”、“壁”等。
(2)意符的换用。由于文字的假借或词义的引申,字形与所记录的词义之间关系疏远甚至丧失,更换意符,重构理据。“没”更换意符而成“殁”,“佩”更换意符而成“?”,“振”换意符而成“赈”。
2 词音理据的重构
(1)声符的增加。增加声符,使字与所记录词的读音有联系。“网”加声符而成“罔”;“食”加声符而成“饲”;“?”,甲骨文是象形字,后来加声符“奚”而成“?”;“?”,甲骨文为象形字,后来加声符“凡”而成“?”。
(2)声符的换用。随着语言的演变,声符不再表音,更换声符,重构理据。形声字“?”,声符“?”随着语音的演变,不能表示“?”字实际读音,而换成“乃”以表实际读音。“?”与“?”,“?”与“踪”等都属于声符的换用而重构理据。
浏览量:5
下载量:0
时间:
3D打印技术专业以工学结合为办学的主导方向,以学生为中心,以能力为本位,融学历教育与职业资格考证为一体、理论教学与实践教学一体化的运行机制。培养“一懂两会”(懂冲塑模具设计、会进行冲塑模具制造、会经营管理)的专业人才。以下是读文网小编为大家精心准备的:浅谈3D打印制造技术发展趋势及对我国结构转型的影响相关论文。内容仅供参考,欢迎阅读!
随着社会的发展不断加快,人们的生活生产水平越来越高,使得传统的工业时代的离散型制造技术已越来越跟不上人们的生产要求,现代制造业主要是以智能型和环保为主要的发展目标,而以新型新信息技术外主导的科学革命正逐渐受到人们的关注和重视。作为其中的重要组成部分,3D 打印制造技术能够带动整个制造业的变革,甚至会对整个世界制造业的生产方式产生影响,将会从根本上改变人们的经济活动和社会活动,为制造业带来了新的发展趋势,并且还会对我国结构转型产生很大的影响。因此就我国目前的状况来看,为了促进我国制造业的发展,应注意开展3D 打印制造技术的研究开发,分析3D 打印制造技术所带来新的产业化机制,培养3D 打印制造技术的劳动力和创新性领导人才,从而为我国的制造技术带来新的发展,促进我国制造业的生产方式。
作为第三次工业革命的重要组成部分,3D 打印制造技术不仅能够推动新业态、新技术的发展,同时还能够影响制造业的生产方式,引领未来世界上制造业的发展趋势,因此世界各国对其的发展都给予了高度的重视。
1.1 世界各国都十分重视3D 打印制造技术的研发和发展
针对3D 打印制造技术的研发,仅仅是美国就在2009 年到2012 年这3 年的时间里,一共投入10 多亿美元进行这方面的研究,同时为了全面提高美国制造业在世界中的竞争力,共成立了15 个制造创新中心、600 个国家实验室,来推动3D 打印制造技术的研发,使得美国的3D 打印制造技术处于世界领先位置。同时欧洲对3D 打印制造技术这一新兴技术的研究也十分重视,为了能够更好地进行研究,有些国家甚至是跨国之间组成联盟。
1.2 3D 打印制造技术涉及领域不断扩大并形成了完整的产业链
随着3D 打印制造技术的不断发展,使得3D 打印制造技术的应用范围不断扩大,目前已经逐渐应用到生物制造、汽车、航空航天、电子等各个行业之中,并且随着3D 打印制造技术的研发过程中多学科之间的深度融合,使得其应用范围将会进一步的扩大。同时随着信息、材料和生物领域技术的快速发展,目前3D 打印制造技术已经形成了一套完整的产业链,并形成了一定的产业规模和市场销售, 3D 打印制造技术制造产品已经逐渐由一些高端领域向办公、个人消费等大众化领域渗透,据美国相关部门的统计,仅仅2010 年3D 打印制造技术的全球产业规模就达到了20 亿美元左右,并呈现着逐渐增长的态势。随着对3D 打印制造技术的研发不断深入,其应用范围将会不断增大,同时其产业规模的增长也会越来越快。
我国对3D 打印制造技术的研发起步较晚,与国际发达国家产局明显,但我国对3D 打印制造技术已越来越重视,在将近20 年的时间里,我国建成了多个国家重点实验室,已经形成3D 打印制造技术的初步研发基础。其中我国自主研发的各项相关技术已经在我国制造业中获得了广泛的应用,例如西北工业大学和北京航空航天大学进行联合,就利用激光烧结成型技术制造出了钛合金飞机大型结构件,并在我国飞机中进行了成功试用等。证明我国已研发了3D打印制造技术的相关工艺和装备,代表着我国重大装备高性能关键金属构件制造技术和增材制造技术在国际社会中已经有了一定的竞争力。
尽管我国在3D 打印制造技术上已取得了较快较好的发展,但是总体上所面临的挑战使得我国3D 打印制造技术还面临以下方面的问题:(1)是在材料成形机理、装备开发和关键技术等方面没有自主的技术创新,大量的关键技术和核心零部件还有待研发。(2)由于我国对3D 打印制造技术的研发起步较晚,还没有引起相关部门和企业的重视,因此对3D 打印制造技术的研究重视度不高,产业资金投入资金缺乏,严重限制了我国3D 打印技术研发工作的进行。(3)我国各个研究机构联系不够,没有形成开放式的创新体系,使得创新资源不能有效地集中,缺乏技术交流平台。(4)由于受我国传统制造技术的影响,使得3D 打印制造技术的发展在我国缺乏强大的市场刺激,各领域对3D 打印制造技术的需求并不像国际社会中那么迫切。
尽管我国在3D 打印制造技术研究开发和应用方面与国外还存在一定的差距,但是为了推动我国3D 打印制造技术的发展,掌握产业发展的主动权,我国工业和信息化部积极推动3D 打印技术的产业化,并对今后的发展探索了新的产业化模式。我国目前的制造业还保留着传统的制造技术,使得生产效率受到了严重的限制,为了改变这一现状,我国多所学校和企业中的科研机构联合亚洲制造业协会成立了“中国3D 打印制造技术产业联盟”,以推进我国3D 打印技术的产业化,同时促进产业的可持续创新发展。除了积极发展3D 打印制造技术,我国还注意培养相关技术人才,加强人才队伍的建设,从而促进3D 打印制造技术的持续发展,为其产业化发展创造良好的基础。
3.1 传统的制造技术逐渐被替代
3D 打印制造技术主要具有方便快捷、产品便宜、绿色环保等优点,随着3D 打印制造技术的不断发展,使得我国传统制造业中廉价的劳动力毫无优势。同时对我国一些微小企业来说,还主要依靠传统的制造技术,大量依靠模仿生产缺乏独立自主的创新技术,随着制造业数字化进程加快,势必会被淘汰。
3.2 对优化我国制造业结果具有重要作用
我国的传统制造业,主要是依靠低端的制造技术以及强大的生产力,从而完成利润微薄、工作量大的生产化模式,受传统工业发展的制约,我国面临着产业低级、产业结构转型进程慢等挑战。为了改变这种不利局面,我国必须进行结构产业转型,3D 打印制造技术的产业化可以为推动我国结构转型的调整步伐,对完成我国工业现代化,提升国家制造业水平具有重要的作用,因此尽管3D 打印制造技术会给我国经济带来一些挑战,但是为了实现高端制造业、优化产业结构,就需要我国贯彻发展3D 打印制造技术。
在3D 打印制造技术中,我们逐步意识到自身与国外社会之间的差距, 3D 打印制造技术是新兴信息技术中重要的组成部分,在研发和开展3D 打印制造技术中,注意企业创新意识的培养,加强各研究机构的技术交流,并注意探索分析3D 打印制造技术成果产业化新机制,从而能够促进产业链和价值链的相融合和发展,提高3D 打印制造技术在我国的发展进程,促进3D 打印制造技术产业的可持续发展。文章主要描述了我国3D 打印制造技术的发展现状及发展趋势,同时对3D 打印制造技术对我国结构转型的影响进行了分析,希望会对今后这方面的研究有一定的借鉴作用和参考价值。
浏览量:3
下载量:0
时间:
信贷是体现一定经济关系的不同所有者之间的货币借贷行为。广义的信贷是指金融机构存款、贷款、结算的总称。狭义的信贷一般指银行或信用社的贷款。信贷不是指信用贷款。以下是读文网小编为大家精心准备的:信贷合同结构对小微企业的影响及其对中小银行的启示相关论文。内容仅供参考,欢迎阅读!
摘 要:该文主要从信贷合同结构出发,探究在不同的合同结构类型下,小微企业贷款所产生的风险和收益以及对中小商业银行的发展所产生的影响。首先通过实地考察了解到国内目前主要实行的是连带责任型合同结构,然后通过文献分析法对国外研究人员在实验当中使用的新型合同结构——权益责任型结构合同进行了分析,发现权益责任型结构合同相比其他类型合同而言,可以更好的促进贷款方相互合作、相互监督的积极性,使得贷款方能在保证不违约的基础上,承担合理的风险以获取更多的收益,这意味着作为主要贷款的中小银行同时可以承担更低的违约风险。
目前国内中小企业融资难的老问题随着经济新常态的出现愈加严峻。一方面,中国的中小企业对GDP的贡献超过60%,对税收的贡献超过50%,提供了近70%的进出口贸易额,创造了80%左右的城镇就业岗位以及拥有66%的专利发明、74%的技术创新和82%的新产品开发。然而规模以上的小企业至少80%拿不到银行贷款,规模以下的小企业和微型企业95%以上的拿不到银行贷款。解决中小企业贷款融资难的问题无疑对于企业、社会和国家部门都有着积极的作用。
另一方面,对于中国的金融机构特别是商业银行部门,由于利率市场化即将到来、互联网金融的爆发式发展、金融脱媒等各种因素的影响,商业银行部门的贷款业务将从以前的大中型企业逐步下沉到中小微企业,怎么样能使小微企业贷款业务的风险降到最低对于商业银行来说也是至关重要的。这两方面的原因使得本文具有很强的现实意义。
小额信贷在发展中国家的社会经济发展过程中起到了很大的作用,成功的帮助微小企业融得资金,促进了当地社会经济的快速发展,使得很多人摆脱了贫穷。然而在辉煌的背后却存在着一个不可回避的问题:根据相关研究机构调查,那些受小额信贷支持的大多数企业只能勉强维持发展,而很少有企业能做大做强。不同的合同结构对于中小企业的投资和收益的影响是不一样的,目前发展中国家小额信贷合同结构主要是连带责任制,那么问题的产生会不会与这个原因有关系吗?同时,为小微企业提供贷款的主要是中小商业银行,银行和企业之间签订什么结构形式的信贷合同不仅影响小微企业的经营,也将对中小商业银行的发展带来影响。
连带责任型贷款合同相较于传统的个人责任型合同而言有着一定的优势,贷款人难以准确把握项目的风险状况,在此情形下,小额信贷机构实行连带责任贷款技术,潜在的借款人自愿组成小组,相互之间承担连带责任。潜在的借款人有激励去鉴别他人的信贷项目,从而解决了借款项目区分的问题。潜在的借款人能有效地识别项目信贷风险(聂强,2010),在信贷风险和监管成本方面要好于个人责任型。
连带责任制信贷合同理念最早是在1976年由孟加拉国吉大港大学经济学教授尤努斯提出的,他创立了格莱明银行模式(GB),该模式采取的形式是:在小组中采取”2+2+1”顺序进行贷款,即在同一小组里的五个人不能同时获得贷款,而是先贷给小组中的两个人,若这两个人还贷正常,三至四周后再贷给另两个人,最后再贷给小组长。小组中若有一个成员无法还款,则整个小组从此就失去了借款的资格,因此小组成员要互相帮助。这一模式为解决农村信贷资金供给不足以及贫困问题提供了重要的思路。
在有效的乡村社会背景下,成员之间彼此了解,采用连带责任结构合同,可以促使借款人相互选择、相互监督,导致还款率的普遍上升。但是,这种小额信贷合同的结构也许阻碍了高风险但是高收益回报的投资。在指定条件下,当同伴的投资项目失败的时候,连带责任制将迫使成员承担成本,但如果同伴的投资项目成功的时候成员却又得不到来自同伴的补偿转移,这使得联保小组成员的投资非常小心,甚至不敢承担合理的风险,最终不可避免的使得投资的收益降低,进一步导致小组还款违约率的上升。
为了更好的了解中小城市的中小企业贷款情况,探索出适合我国国情的具有中国特色的小额信贷的发展道路,笔者实地深入到内蒙古自治区乌兰察布北方最大的皮革产业基地集宁皮草城,对其中2000家商户进行了问卷调查。在有效样本500家商户中,贷款经营的商户达到60%,其中大部分涉及到联保贷款。其中联保贷款商户普遍反应的问题是:虽然通过联保贷款在银行可以更容易获得贷款,但是在经营的过程当中,资金的使用方向往往在周转方面,而在扩大经营方面很少,其中的原因主要是来自其他联保商户的压力。而导致这一原因很大程度上是由于联保商户之间的信息不对称性。
信息不对称是影响中小企业融资难的最重要因素之一。中小企业普遍存在经营活动的透明度差、财务信息公开性和真实性差、信息披露机制不健全的情况,导致了与银行和其他金融机构间存在严重的信息不对称。由于债权人面临着信息不对称带来的严重信贷风险, 完善贷款合同是解决中小企业融资问题的有效途径之一(石星宇,2004)。
当然,连带责任制贷款合同除了导致联保商户之间过度谨慎,若整体行业形势不佳,还有可能使得联保商户集体违约。Besley and Coate(1995)最早给出了横向监督机制引发社会制裁的理论观点,他们认为,通过引发社会制裁(social sanction),横向监督机制有利于提升还款率。他们的分析表明,连带责任贷款技术对于偿还率既具有正面效应,又具有负面效应。正面效应体现在,项目成功的小组成员可以偿还项目失败的小组成员的贷款;负面效应产生于整个小组合谋而集体违约。
针对上述问题,该文接下来将通过国外有关人员实验探索新型的贷款合同结构,期望能够对目前主流的小额信贷合同结构的改善提供思路。Greg Fischer(2013)模型中涉及到的合同形式:个体责任型(individual liability)、连带责任型(joint liability)和权益类合同型(equity)。其中合同方式处在两种类型的信息条件下,一种是完全信息:所有的行动和结果都是可以观察到的;另一种是不完全信息:个人只能知道他的同伴是否能够赚到足够的钱去偿还他的债务。接下来,将对作者涉及到的实验进行一个介绍。
实验假定:经济环境中,有两个人做定期投资,他们的初始资金由自有财富和外来融资构成。每个投资阶段,她们分别将资金分配在无风险回报较小和有风险回报较高这两种项目上。同时二人都是风险厌恶型,不可以储蓄和不能进入正式保险市场。
实验的基本结构:实验的受试者全部为女性,来自印度东南部的一个叫Chennai的城市。在实验的初始阶段,每个人都要做一个投资选择来测试自己风险偏好。每个受试者在给定八种彩票中选择,每种彩票所产生的高收益或低收益的概率相同都为50%。每一次测试的时间段包括两到五轮实验。t=1:给每个受试者贷款价值40卢比的筹码,在每一轮结束的时候,要偿还这笔贷款。t=2:每个受试者用这些筹码从八张彩票选项中作出投资决定。每份彩票的价值(成本)值40卢比,即每个受试者只能选择一种彩票。t=3:实现收益。t=4:当她们获得收入后,她们可以在贷款合同所规定的转移量的范围内给她们的搭档提供收入转移。t=5:当收入转移结束后,将收回每个受试者们40卢比的贷款。此处假定不存在故意违约,如果贷款者可以偿还贷款,那么她一定要偿还。如果实验继续的话,每个受试者将和同样的搭档从t=1这个环节开始,那些偿还了贷款的受试者将得到新的贷款筹码继续投资,而那些在上一轮中不能偿还贷款的将待定不能继续获得贷款投资了,并计分为0,直到实验结束(在每一段实验结束时,受试者们都要完成一个调查,关于她们的职业、贷款和偿还经历)。
作者通过256个受试者和450个实验期得到3443个观察值。其中:个体责任贷款,不能给她的搭档提供收入转移。主要作用是给衡量其他合同形式和非正式保险形式的影响提供一个基准;连带责任型(JL),这种合同方式是目前大多数小额信贷的主要特征。当且仅当受试者和她的同伴都能偿还40卢比的贷款时,她们才能继续试验;权益类型(E):在这种方式中投资收入将被均分给受试者和她的同伴。
得出结论:在信息的不完全情况下,合作更不容易维持。连带责任对风险承担的影响取决于信息环境。根据企业融资的非对称信息理论,金融市场上的资金使用者在企业经营方面比资金的提供者掌握更多的信息。这样,他们就有可能利用这种信息优势在事先谈判、合同签订或事后资金的使用过程中损害资金提供者的利益,使资金的提供者承担过多的风险,即逆向选择。而权益类合同相对于其他的合同形式可以增加预期回报,同时产生的违约率也是最低的,逐渐超越了连带责任贷款技术,可谓风险共担,收益共享。
在一定的前提条件下,权益责任型合同的小额信贷要比目前主流的个体责任型和联带责任型小额信贷更能降低企业的违约率和提高企业的收益率。利用新型合同的优势,一方面,能有效的缓解小微企业和银行之间的信息不对称性,使企业的获取贷款的能力更强,而且促进了企业的风险投资,使得收益率提高,同时进一步抑制了企业的违约可能性;另一方面,对于主要为小微企业提供贷款的中小银行而言,贷款的风险可以进一步下降,不良贷款的形成率大大下降,为中小银行的健康发展起到一定的促进作用。
鉴于此,首先银行应该积极应用的贷款合同,在信息不对称难以消除的情况下,在贷款合同中设计一个双赢选择的合同即权益责任型合同。其次可以考虑使债务契约和股票契约两者结合,使得债务资本化。最后在银行监管上应树立柔性理念,可实行区域性主办银行模式。主办银行模式指银行同时作为企业的融资人和重要股东, 与企业形成长期紧密的交易关系, 并具有监督企业经营活动的作用。主办银行制度可以更好地解决银企之间信息的对称性问题。
浏览量:2
下载量:0
时间:
摘 要:以我国中部地区的湖北省为例,利用灰色理论的GM(1,1)预测模型对湖北省2014-2060年人口老龄化发展趋势进行预测,结果表明未来47年湖北省老龄化程度将逐渐加深,到2060年老龄化系数将达25.56%。利用灰色关联度模型对湖北省人口老龄化的7个影响因素进行关联分析,结果发现老龄化系数与城镇人口比重、卫生技术人员数、高级中等学校招生数等有较强的关联度,人均地区生产总值和城镇职工基本养老保险金支出与老龄化系数的关联度较小。最后根据GM(1,1)模型预测结果和关联度分析,对湖北省老龄化问题提出相关建议。
关键词:人口老龄化;GM(1,1)模型;灰色关联度
人口老龄化是指总人口中因年轻人口数量减少、年长人口数量增加而导致的老年人口比例相应增长的动态。国际上通常看法是,当一个国家或地区60岁以上老年人口占人口总数的10%,或65岁以上老年人口占人口总数的7%,即意味着这个国家或地区的人口处于老龄化社会。我国的计划生育政策等原因使人口出生率不断下降,人口老龄化速度快于世界平均水平,产生“未富先老”现象。2002年湖北省老龄化系数(65岁及以上人口占总人口的比重)是8.81%,从此迈入老龄化社会。2010年第六次人口普查数据显示,湖北省60岁以上人口占比13.93%,居全国第9,这一占比高出全国平均水平约0.61%。2013年湖北省65岁以上人口占比9.91%,居全国第10,比全国平均水平高约023%。老龄化社会给经济产业结构转型、老龄产业的发展带来机遇的同时,又给湖北的社会保障体系建设、劳动力供给和社会化养老服务体系的构建带来巨大挑战。
国内诸多学者和研究者对中国人口老龄化问题有所研究,探讨了人口老龄化的地区差异,老龄化的影响因素及其对经济发展的影响等方面的问题。王金营,梁俊香(2008)从未来人口发展面临的问题出发,对社会保障的战略设计和体系构建面临的诸多矛盾给予了分析,认为我国应该从长期的角度去构建具有中国特色的完善的能应对未来所面临的诸多问题的社会保障体系。袁俊等(2007)从时空角度描述了中国农村人口老龄化的分异特征,揭示农村人口老龄化程度区域差异扩大的内在机制和影响人口老龄化程度的主要因素。张冬敏(2010)以人口扰动为切入点,分析了陕西省人口年龄结构的非正常波动,并构建人口扰动模型,测定人口波动规律,判断人口老龄化进程与人口扰动的关系。侯大强(2012)对湖北省人口老龄化现状进行了分析,并建立了Leslie模型对湖北省的人口发展趋势进行了预测。胡芬(2011)利用灰色―线性回归组合模型预测了湖北省老龄人口。在人口老龄化对经济发展的影响方面,叶宁,尹文耀(2006)研究了人口发展趋势对社会经济的影响,并提出各项应对措施。杨雪,侯力(2011)研究了我国人口老龄化对经济社会的宏观和微观影响。姚从容,李建民(2008)对人口老龄化与经济发展水平进行了国际比较,并得出对我国的启示。
本文在老龄化问题相关研究基础上,利用灰色预测理论对湖北省老龄化人口进行预测和分析,并运用灰色关联度对湖北省人口老龄化的影响因素进行关联度分析,最后根据老龄化人口与老龄化系数预测结果及老龄化系数的影响因素分析,提出应对老龄化问题的政策建议。
2013年湖北省常住人口为5799万人,城镇人口有3161.03万人,占全省常住人口的54.51%;乡村人口有2637.97万人,占全省常住人口的45.49%;出生率为11.08%,死亡率为6.15%,自然增长率为4.93%;从湖北省人口年龄结构上看,0-14岁的有866.37万人,占14.94%;15-64岁的有4357.95万人,占7515%;65岁及以上的有574.68万人,占9.91%。2013年湖北总抚养比达33.07%,少年儿童抚养比1989%,老年人口抚养比13.18%。湖北省人口结构有以下几个特点:
第一,湖北省人口自然增长率呈阶段性缓慢增长趋势。2001-2004年湖北省人口自然增长率分别为244%、2.21%、2.32%、2.40%,保持在2.21%―244%范围内,作为人口增长的第一个阶段;2005-2009年湖北省人口自然增长率分别为3.05%、313%、323%、271%、3.48%,在2.71%―3.48%范围内,作为人口增长的第二个阶段;2010-2013年湖北省人口自然增长率分别为4.34%、4.38%、4.88%、493%,保持在434%―4.93%范围内,作为人口增长的第三个阶段。
第二,人口结构中少年儿童系数比大体呈现下降趋势。2001年湖北省少年儿童系数为22.43%,而到了2012年和2013年分别为14.09%和14.95%,在12年的时间里系数下降了7.48个百分点。
第三,人口结构中老年人口系数大体呈上升趋势,人口老龄化趋势较为明显。湖北省2001年的老年人口系数为6.73%,2012年和2013年分别为10.76%和9.91%,2013年比2001年提高了3.18%。2001年湖北省老年人口抚养比为9.51%,而到2013年已经达到13.18%,与2001年相比提高了3.67个百分点。老年人口抚养比增加,少年儿童系数减少,承担养老的子女减少,这将会给社会养老方式和社会保障带来更大的挑战。
2.1 灰色GM(1,1)模型介绍
灰色系统理论的GM(1,1)模型适用于贫信息的不确定性问题的预测,抗噪声能力强,优于传统预测方法,该模型已广泛应用于社会、经济、生态、工程预测控制等领域。灰色GM(1,1)建模过程如下:
(1)设一组原始数据为X(0)=x(0)(1),x(0)(2),…,x(0)(n),对X(0)作一次累加,得到生成数列为X(1)=x(1)(1),x(1)(2),…,x(1)(n),其中,x(1)(k)=∑ki=1x(0)(i);k=1,2,…,n。
(2)生成X(1)的邻均值等权数列,且Z(1)=z(1)(k)/k=1,2,…n,其中,z(1)(k)=0.5x(1)(k)+0.5x(1)(k-1)(k=1,2,…,n)。
(3)根据灰色理论对X(1)建立关于t的白化形式的一阶一元微分方程GM(1,1):dx(1)dt+ax(1)=u(a,u表示待解参数),设Φ=[a,u]T,用最小二乘法求解,则Φ��=[,]T=(BTB)-1BTY。
令Y=x(0)(2)x(0)(3)x(0)(n),B=-z(1)(2)1-z(1)(3)1-z(1)(n)1
(4)解出Φ后,即可得到白化形式的微分方程的解:(1)(k+1)=x(0)(1)-e-k+。
(5)将上述结果累积还原,即可得到预设值:
(0)(k+1)=(1)(k+1)-(1)(k)=(1-e)x(0)(1)-e-k
2.2 老龄化人口预测及趋势特征分析
根据《2014年湖北统计年鉴》、《中国统计年鉴》(2002-2014)整理了2001-2013年湖北省常住人口数、65岁以上的人口数以及老龄化系数的数据(见表1),对湖北省2014-2060年的老年人口总数及老龄化系数进行了预测,预测结果见表2。
由以上预测分析,可知湖北省人口老龄化速度较稳,根据GM(1,1)模型预测结果,2014年65岁以上人口达619.66万人,老龄化系数为10.71%。到2060年湖北省老龄化系数将达到25.57%,65岁以上人口超过全省总人口的1/4,老龄化人口将达到1601.58万人,老龄化程度相当严重。湖北省未来50年人口结构向老年型转变已是不可逆转的趋势。2060年湖北省65岁以上人口比2014年增加了981.92万人,年均增加21.35万人,年均增长率为2.09%。从表2中的预测数据可以看出湖北省老龄化系数逐年增加,增速稳定,2011-2020年这十年的老龄化系数增速为1868%,2021-2030、2031-2040、2041-2050、2051-2060这四个十年的增速均约为18.56%。2015-2060年每年的同比增速保持在1.91%。湖北省人口老龄化发展有区域差异,经济较发达地区的人口老龄化程度低于全省平均水平,而经济欠发达地区的人口老龄化程度高于全省平均水平。此外,湖北省人口老龄化发展出现城乡倒置现象,大城市的老龄化系数反而比中小城市低,农村老龄化程度高于城市。
3.1 灰色关联分析
灰色关联分析是通过灰色关联度来分析和确定系统因素间的影响程度或因素对系统主行为的贡献测度的一种方法。灰色关联分析的基本思想是根据序列曲线几何形状的相似程度来判断其联系是否紧密,曲线越接近,相应序列之间的关联度越大,反之越小。灰色关联分析的具体步骤如下:
(1)确定参考数列和比较数列。参考数列是反映系统行为特征的数据序列,比较数列是影响系统行为的因素组成的数据序列。
(2)对参考数列和比较数列进行无量纲化处理。初值化:矩阵中的每个数均除以第一个数得到的新矩阵。均值化:矩阵中的每个数均除以矩阵所有元素的平均值得到的新矩阵。区间相对值化。
(3)求参考数列与比较数列的灰色关联度系数ξ(Xi)。参考数列X0,比较数列X1、X2、X3…,比较数列相对于参考数列在曲线各点的关联度系数ξ(i)η(k)=
minminX�洌�0)(k)-X(0)(k)+ρmaxmax|X�洌�0)(k)-X(0)(k)||X�洌�0)(k)-X(0)(k)|+ρmaxmax|X�洌�0)(k)-X(0)(k)|
称为关联系数,其中ρ为分辨系数,0<ρ<1,第二级最小差记为Δmin,两级最大差记为Δmax。Xi曲线上的每个点与X0曲线上每个点的绝对差值记为Δoi(k)。因此关联度系数ξ(Xi)也可简化为下列公式:
r(x0(k),xi(k))=miniminkΔoi(k)+ρmaximaxkΔoi(k)Δoi(k)+ρmaximaxkΔoi(k)
(4)求关联度。r=1n∑nk=1η(k)称为X�洌�0)(k)与X(0)(k)的关联度。
(5)排关联序。因素间的关联程度主要用关联度的大小次序描述,而不仅是关联度的大小,将m个子序列对同一母序列的关联度按大小顺序排列,便组成了关联序。
3.2 湖北省人口老龄化影响因子关联度分析
通过文献研究及数据的可获得性,选取以下7个变量,分别用X1,X2,…,X7表示,其中,X1为少年儿童系数(%);X2为人均地区生产总值(元);X3为城镇恩格尔系数(%);X4为城镇职工基本养老保险金支出(万元);X5为卫生技术人员数(人);X6为高级中等学校招生数(人);X7为城镇人口比重;X0是参考数列,表示65岁以上的人口比(老龄化系数)。2001-2013年湖北省上述各影响因素及X0的原始数据见表3。通过MATLAB软件编程计算X0与X1,X2,…,X7各个因素的灰色关联度值的大小,结果见表4。
按照灰色关联度大小对7个影响因素进行排序,其关联序为X7>X3>X5>X6>X1>X2>X4。从排序结果可以看出,城镇人口比重与人口老龄化系数的关联度最大,为0.94,相比于农村,城镇有较完善的医疗保障体系和较好的生活环境,老年人死亡率较低,这便促使湖北省人口年龄结构向老龄化方向转变。城镇恩格尔系数与人口老龄化系数也有较强的关联度,为093,城镇恩格尔系数比农村恩格尔系数小,即城镇人口的食品支出占总支出的比例较小,一般认为,恩格尔系数越小,地方越富有。城镇条件优越,生活交通较为便利,广大居民的精神生活得到充实,用于陶冶情操的文化艺术、健身等方面的支出稳步增长,从而人们的平均寿命延长,必将加剧湖北老龄化进程。卫生技术人员数与老龄化系数有较强关联度,为0.92,医疗卫生条件越好,老年人死亡率自然会降低。高级中等学校招生数与老龄化系数的关联度为0.91,地方受教育程度越高,受教育人数越多越普及,人们综合素质得以提升,懂得更多健康之道,人们更加长寿。少年儿童系数与老龄化系数的关联度较高,为0.87,少年儿童系数的大小对老龄化系数起决定性作用。从关联度排序可以看出人口老龄化与人均地区生产总值和城镇职工基本养老保险金支出的关联度较小,分别为0.78和0.71,说明湖北省人口老龄化超前于经济发展水平,未富先老。 4 结论与建议
通过灰色GM(1,1)模型预测了湖北省未来47年的65岁以上人口数和老龄化系数,预测结果显示,2060年湖北省65岁以上人口将达1601.58万人,老龄化系数将达到25.57%,届时湖北省老龄化程度相当严重。根据灰色关联度计算结果可知,湖北省老龄化系数与城镇人口比重关联度最大,为0.94;城镇恩格尔系数、卫生技术人员数、高级中等学校招生数、少年儿童系数分别与老龄化系数有较强的关联度,而人均地区生产总值和城镇职工基本养老保险金支出与老龄化系数的关联度相对其他因素而言较小。根据灰色预测模型和灰色关联度的研究结果,本文提出以下几项建议,供相关部门参考。
第一,建立完善的以社区服务和村镇卫生院为主的全民基本医疗保障制度。根据灰色关联度计算结果可知,老龄化系数与卫生技术人员数有较高的关联度,说明卫生医疗保障是人口老龄化的一个重要的影响因素,随着人口老龄化的加剧,65岁以上人口增多,意味着医疗保障的费用将增加,极有可能造成老年人“看病难”、“看病贵”等现象。我国应该借鉴国外先进经验,构建国家卫生服务系统,建立覆盖广、效益高、费用低的较公平的医疗保障体系。
第二,建立健全城乡一体化产业格局,促进城镇化健康发展。根据灰色关联度模型计算结果可知,老龄化系数与城镇人口比重的关联度最大,城镇化率对于人口老龄化来说是一个非常重要的因素。因此,完善城镇化发展、推进城乡一体化进程的工作十分紧要,关键要开辟农民增收渠道,减小城乡居民收入差距,积极推进公共资源均衡配置,建立城乡一体化的公共服务体系。
第三,大力发展老龄产业。制定政策,将老龄服务业列入现代服务业重点发展项目,创新老龄产业融资方式,鼓励民营资本和外资兴办老龄产业,多渠道筹集老龄产业发展资金,建设一支为老服务的职业化日常看护、医疗保健、心理辅导服务队伍,鼓励和号召志愿者参与到为老年人服务的过程中来。关注老年人的身体健康和精神需求,满足老年人的消费需求,要提前布局与养老服务相关的产业链,发掘与老年人相关的物质和精神方面的产业。
第四,健全老年社会保障制度。灰色关联度计算结果表明,老龄化系数与人均地区生产总值的关联度相对于其他因素较小,可知湖北省老龄化有“人口老龄化超前于经济发展,未富先老”的现象。应提前做好应对老龄化和高龄化问题的准备,除了政府发力外,还应充分发挥个人与家庭、市场、非营利机构的积极性,健全养老、医疗等制度。以人口结构变化趋势为依据,制定短期、中长期的社会养老保障体系,加快实现老有所养的目标。
第五,延迟退休,挖掘老年人力资源。湖北省已经进入老龄化社会是不争的事实,全国的人口老龄化也在逐渐加重,这必然使得老年抚养比增加,加重社会和家庭的财政负担。因此,延迟老年人的退休时间,让有能力的老年人为社会建设继续添砖加瓦,贡献力量,这不失为一个好办法。有研究表明,“老有所为”是应对我国人口老龄化客观的要求,它可以消除劳动力的不足担忧,也是我国社会建设的重要力量。延缓退休,可以增加社会劳动力,帮助更多老年人实现社会价值,同时减少家庭、社会、政府的财政压力。
[1]毛凤藻.湖北省2010年人口普查资料[M].北京:中国统计出版社,2010:19572175.
[2]张恺梯,郭平.中国人口老龄化与老年人状况蓝皮书[M].北京:中国社会出版社,2010:56.
[3]王金营,梁俊香.未来人口发展失衡引发社会保障制度的战略思考[J].河北大学学报(哲学社会科学版),2008,(6).
[4]袁俊,吴殿廷,吴铮争.中国农村人口老龄化的空间差异及其影响因素分析[J].中国人口科学,2007,(3).
[5]张冬敏.人口扰动下的陕西省人口老龄化发展趋势研究[J].人口与发展,2010,(5).
[6]侯大强.基于Leslie模型的湖北省人口老龄化预测及分析[D].武汉:武汉理工大学,2012:72.
[7]胡芬.灰色―线性回归组合模型在湖北省老龄人口预测中的应用[J].长江大学学报(自然科学版),2011,(5):1112.
[8]叶宁,尹文耀.我国人口发展趋势及对社会经济的影响[J].武汉大学学报(哲学社会科学版),2006,(11).
[9]杨雪,侯力.我国人口老龄化对经济社会的宏观和微观影响研究[J].人口学刊,2011,(4).
[10]姚从容,李建民.人口老龄化与经济发展水平:国际比较及其启示[J].人口与发展,2008,(2).
[11]邬沧萍,杨庆芳.“老有所为”是我国积极应对人口老龄化的客观要求[J].人口与发展,2011,(6).
相关文章:
浏览量:3
下载量:0
时间: