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计量分析论文篇1
到1990年12月，FASB了一份讨论备忘录——《现值会计计量》（PresentValueBasedMeasurementsinAccounting），确定了该项目的三个阶段：
a、决定项目欲达到的程度和目的；
b、识别哪些领域需要制定新的强制性会计文告；
c、制定新的FASB财务会计概念公告。
FASB在1990年12月到1999年12月间共了32份财务会计准则公告，其中15份涉及确认和计量问题，11份涉及现值技术的应用。在这个过程中，委员会逐渐认识到过去的FASB第5辑概念公告《企业财务报表项目的确认和计量》并没有回答使用现值进行会计计量的条件和方法等方面的问题。
第5辑概念公告提出了5类可以在财务报表中使用的计量属性，它们是：历史成本（历史收入）、现行成本、现行市价、可实现（结清）净值、未来现金流量的现值（或折现值）。其中现行成本、现行市价和可实现净值3种属性主要用于初次确认时的计量和以后各期的新起点计量；历史成本计量属性主要用于初次确认和以后各期的摊销或分配；而现值计量属性主要是作为一种摊销方法，在某项资产或负债得到确认并按照历史成本、现行成本或现行市价进行了计量之后使用。
1996年2月，FASB在1990年讨论备忘录的基础上了一份题为《以现值为基础的计量：对讨论意见和技术问题的一个分析》（TheFASBProjectonPresentValueBasedMeasurements，anAnalysisofDeliberationsandTechniques）的特别报告，分析了使用期望现金流量法（ExpectedCashFlowApproach）计算现值时面临的一些技术问题和利用利息法进行摊销时所带来的一些问题。
1997年6月，FASB了一份财务会计概念公告的征求意见稿——《在会计计量中使用现金流量信息》（UsingCashFlowInformationinAccountingMeasurements）。经过广泛地征求意见和辩论，FASB在1999年3月了第二份征求意见稿——《在会计计量中使用现金流量信息和现值》（UsingCashFlowInformationandPresentValueinAccountingMeasurements）。第二稿与第一稿相比，在一些重大问题和立场上都做出了修正，包括会计计量中使用现值技术的目的和企业资信状况在负债计量中的作用等。
除美国外，其他国家和国际组织也在积极地考虑现金流量信息和现值技术在会计计量中的应用问题。例如1997年4月，英国会计准则委员会（UKASB）发表了一个工作稿——《财务报告中的折现》（DiscountinginFinancialReporting）。“G4＋l”集团（指美国、澳大利亚、加拿大、英国的准则制定机构和国际会计准则委员会）的一个工作小组就现值问题也进行了多次讨论。在国际会计准则第37号《准备、或有负债和或有资产》中，现值技术得到了更广泛的应用。1998年，国际会计准则委员会把现值计量纳入工作计划，目前还拟单独就“新现”制定一项会计准则。不过，在这个过程中，只有FASB才把现值在会计计量中的目标和理论基础上升到概念框架的高度，并进行了长达10年的探索和研究。
今年2月，FASB正式发表第七辑财务会计概念公告《在会计计量中使用现金流量信息和现值》，其结论适用于那些以未来现金流量为基础对资产和负债进行初始确认时的计量、新起点计量和后续的摊配技术；显然，对于那些以实际收到或支付的现金或其他资产的可观察市价为基础的会计计量，应以现金、资产或市场观察值为基础，而不是对未来现金流量的估计。这辑公告可以被看作是原先第5辑公告在会计计量问题上的补充和完善，不对第5辑公告构成否定和替代关系。
二、现全流量、现值和公允价值
会计师在进行会计计量时，必须解决计量目的和计量属性的选择问题。按照传统的会计惯例，会计计量通常是采用某种可观察的由市场决定的金额，比如实际收到或支付的现金、现行成本或现行市价。但当会计师无法获得这种可观察的市场金额的信息时，只能转而使用未来现金流量的估计值来计量某项资产或负债。由于未来现金流量通常发生在未来的较长或较短、单个或多个的期间里，那么计量时应该对这些现金流量进行折现处理还是只做简单的算术加总？第7辑概念公告认为，在会计计量中使用现值的目的是为了尽可能地捕捉和反映各种不同类型的未来现金流量之间的经济差异。在不使用现值计量的情况下，投资者看不出明天的1000元现金流量和10年后的1000元现金流量之间有什么重要区别。由于现值计量能够区分出那些容易被人误认为相似的不同的现金流量，所以与未折现的现金流量相比，以未来预计现金流量的现值为基础的会计计量能够提供与决策更相关的信息。
从数学上讲，任何一种现金流量和利率的结合都可以用来计算现值。然而，现值本身不是会计计量的目的。仅仅使用某个随意的利率对一系列现金流量进行折现，得到的现值只能为财务报表的使用者提供非常有限甚至是误导的信息。为了使财务报告能够提供具有决策相关性的信息，现值必须能够反映被计量资产或负债的某些可观察的计量属性。第7辑公告把这种属性称为公允价值，它是指在当前的非强迫或非清算的交易中，自愿双方之间进行资产（或负债）的买卖（或发生与清偿）的价格。
近年来，FASB已经把公允价值作为大多数会计计量的目的，包括初始确认时的计量和以后期间所进行的新起点计量。“虽然1984年的第5辑概念公告没有明确使用公允价值这个术语，但公告所界定的一些计量属性在实质上和公允价值是一致的。例如在初始确认时，只要没有相反的证据，支付或收到的现金或其等价物的数额（历史成本或收入）通常被假设为公允价值的近似数；现行成本和现行市价也都在公允价值的定义之内；只有可实现净值和现值，该照第5辑概念公告的定义，不符合公允价值的定义。
公告指出，在初次确认和新起点计量中使用现值的唯一目的是估计公允价值。换言之，现值计量应该能捕捉到形成市场价格（如果有的话）即公允价值的各种要素，这些能够捕捉到不同资产（即不同类型的未来现金）的经济差异的要素包括五个方面：（1）对未来现金流量的估计，或者在更复杂的情况下，是对一系列在不同时点发生的未来现金流量的估计；（2）对这些现金流量的金额和时点的各种可能变动的预期；（3）用无风险利率表示的货币时间价值；（4）内含于资产或负债价格中的不确定性；（5）其他难以识别的因素，例如变现困难和市场的不完善。
一个不应忽视的问题是，企业管理当局对未来现金流量现值的最优估计与其公允价值并不一定是相同的。这是因为企业管理当局进行预期的基点与真实市场（如果有的话）中的其他市场交易人是不完全一致的，换言之，特定的企业相对其他交易人常常具有特定的比较优势或比较劣势，这种比较优势或比较劣势的存在，会导致企业管理当局对未来现金流量现值的最优估计与其公允价值产生差异。比如企业管理当局对该项资产（或负债）的使用（或清偿）具有同其他市场交易人不同的打算和意图，或者管理当局具有不同的风险管理策略，或者掌握某些特定的信息、商业秘密和程序，能够在未来实现与其他市场交易人预期所不同的现金流量，等等。显然，在这些情况下，如果企业使用公允价值来计量资产或负债，那么它的比较优势和比较劣势可以在资产实现或债务清偿时体现在企业盈利之中。反之，如果企业使用非公允价值的计量属性，那么它的比较优势和劣势将直接体现在资产或债务的初始确认之中。
有人认为，用企业管理当局对未来现金流量的最优估计而不是公允价值计量资产和负债，更符合财务报告的第二目标（即提供对估计现金流量前景有用的信息）。他们的理由是管理当局对最可能的未来现金流入（出）量的估计比公允价值更有助于投资者预测未来现金流量。然而，持这种主张的人没有看到，由企业管理当局做出的最优估计并没有传递有关未来现金流量在不确定性方面的信息，而这正是财务报告的第二目标中非常关键的一个因素。这种计量排除了不确定性、市场参与者承担不确定性的价格（风险收益）以及市场参与者用来评价未来现金流量的假设。
作为一种价格的公允价值，它为现金流量和利率在现值计量的过程中提供了一个意义明晰的目标。相反，其他所有可供选择的计量属性在估计现金流量和利率方面都或多或少地存在随意和武断的因素。例如，有些人可能认为资产盈利率对债务的成本累计计量是合适的，另外一些人则可能主张使用增量借款利率或内含利率。到底孰是孰非，我们很难找到一个理论基础来判断。支持这些备选方案的人常常以企业管理当局打算如何使用一项资产或处置一项负债的意图为基础来判断一种计量目标的可接受性。然而，一个单位在现行交易中必须按照市场价格来取得一项资产或结算一项负债，而不论其管理当局的意图和期望如何。
当然，采用公允价值作为现值计量的目标并不排斥使用建立在管理当局的期望基础之上的那些信息和假设。从实务操作的角度看，企业在会计计量中使用现金流量时通常并不清楚其他市场参与者在评估该资产或负债所使用的假设。在这种情况下，只要没有相反的证据表明其他市场参与者会采用相反的假设，那么采用企业自己对未来现金流量的假设进行估计就与公允价值不相矛盾。但如果有这类证据存在，那么企业应该调整自己的假设以便与市场保持一致。
三、现值的计算方法——传统法与期望现金流量法
（一）总的指导原则
第7辑概念公告对比了两种计算现值的方法——传统法（TraditionalApproach）和期望现金流量法（ExpectedCashNowApproach）。这两种方法在不同的环境下，都可以用来估计一项资产或负债的公允价值。公告认为，无论是哪种方法，在具体应用时都应该遵循以下4条指导原则：
（l）在可能的程度内，对未来现金流量和利率的估计应该反映对有关未来事项和不确定性的假设，这些假设是市场参与者在决定是否通过公允的现金交易来获取一项资产或一组资产时必须要考虑的。
（2）用来折现现金流量的利率所内含的各种假设应该与估计现金流量时所内含的假设相一致。否则，一些假设的影响将会被重复考虑或者被忽略掉。例如，12％的利率可以被用于贷款时的合同约定现金流量（ContractualCashFlows），它反映了这笔贷款未来特有的违约风险；但同样的12％不能用来对这些预期现金流量进行折现，因为这些约定现金流量中已经包含了未来违约相对应的风险溢酬。
（3）现金流量和利率的估计不应受主观偏见和其他与被估资产和负债无关的因素的干扰。例如，如果故意低估净现金流量，以增强某项资产未来表面的获利能力，就会使计量产生偏差。
（4）现金流量和利率的估计应该反映可能结果的范围，而不仅仅是一个单一的最可能、最悲观或最乐观的金额。
（二）现值计算的传统法和期望现金流量法
现值计量始于一系列的未来现金流量，但现有的会计准则在对现金流量详细说明时采用了各种不同的方法。有些现值计量使用合同约定的现金流量，在合同约定的现金流量不能获得时，有些便采用最可能金额或最优估计现金流量。
用传统法计算现值时，通常只使用单一的一组估计现金流量和“与风险成正比”的单一利率。显然传统法总是假设一个单一的利率就能够反映对未来现金流量和相应风险溢酬的预期。第7辑概念公告希望会计师能在某些计量上继续使用传统法，因为在有的场合，传统法简便易行，况且对那些只具有合同约定现金流量（ContractualCashFlows）的资产和负债，传统法和那些市场参与者对资产和负债的表述是一致的，其最终结果并无区别。
但是，传统法的关键在于选择一个恰当的利率，而要选择这样一个“与风险成正比”的利率至少需要同时识别、比较和分析两个东西，一是待计量的资产或负债，二是市场中存在的、具有相应可观察利率和相似的未来现金流量特征的另一项参照性资产或负债。所以传统法对一些比较复杂的计量问题束手无策，比如某项非金融资产或负债并没有市场价格，在市场上也找不到类似的参照物。
为了解决传统法遇到的问题，FASB在第7辑概念公告中提出期望现金流量法是一种更有效的现值计量方法（当然首先要符合成本收益原则）。与传统法不同的是，期望现金流量法考虑了所有可能的现金流量的期望值而不是只寻找一个最可能的现金流量。例如，一项现金流量有100元、200元和300元等三种可能，其概率分别是10％、60％和30％，那么期望值则为220元。同样道理，这种方法还可用于现金流量的时点也具有不确定性的场合，这些都是传统法难以恰当解决的问题。可见，期望现金流量法的优点在于它把计量的重心直接放在了对现金流量的分析和计量时所采用的各种假设上。
以前现值技术在会计计量中的应用范围非常有限，传统法所固有的局限难辞其咎，因为未来现金流量的金额和时点通常都是不确定的，很少是那种合同约定现金流量。由于期望现金流量法能有效地处理未来现金流量在金额、时点等方面的不确定性，所以在第7辑概念公告中得到FASB的推荐。实际上，在目前的会计实务中我们可以在很多地方看到期望现金流量法的思想痕迹，例如对退休金和其他退休后福利的计量、对某些保险责任的计量、对长期资产减损的计量、对一些金融工具公允价值的估计等等。
不过也有人并不认为期望现金流量法能够如实反映未来现金流量的真实情况。例如有一项资产或负债可能产生两种未来现金流量：90％的概率是10元，10％的概率是1000元。这时的期望现金流量为109元，显然不能恰当地代表最终可能收入或支付的金额。
面对这样的诘难，FASB的辩解是：在会计计量中使用现值技术的目的是估计公允价值，虽然前面例子中的10元是最可能发生的金额（90％的概率），但它不可能是该资产或负债的公允价值，因为它没有反映出未来现金流量的不确定性；相反，市场交易人会认为公允价值应该更接近109元而不是10元或1000元，没有人会在市场上以10元的价格出卖这项资产，也没有人愿意以1000元的价格购买这项资产。
四、现值在负债计量中的应用
第7辑财务会计概念公告对现值在债务计量中的应用也进行了深入的探讨。前面提及的资产计量中的基本概念和原则对债务的计量同样适用。不过，有时候债务计量会遇到一些与资产计量不同的问题，需要采用不同的技术和方法才能够找到债务的公允价值。当我们使用现值技术估计一项债务的公允价值时，可以把它转换为对一项资产的估计，我们在当前取得该资产可用于清偿债务或者向资信状况相当的另一实体让渡该债务。
为了估计企业应付票据或应付债券的公允价值，会计师们通常需要估计出这样一个价格，在这一价格水平上，其他实体愿意将该企业的负债作为其资产。这样，问题就变得和资产计量没有什么原则性的区别了。比如，来自一笔贷款的收入就是贷款人将借款人未来现金流量的许诺作为一项资产而付出的代价。同样，应付债券的公允价值就是该证券在市场上作为一项资产交易的价格。
使用现值技术对债务进行计量时，一个颇有争议的问题是是否要反映企业资信状况的变化。FASB认为，对一项负债最具相关性特征的计量应该反映出企业资信状况的变化，因为把企业的该项负债作为资产的债权人在决定它愿意支付的价格时必然会考虑该企业的资信状况。当企业为获取现金而借债时，我们很容易观察到企业的资信状况对债务价值的影响程度。例如两个企业都承诺在5年后偿还500元，那么资信状况好的企业现在就可获得374元（利率为6％），而资信状况差的企业现在只能获得284元（利率为12％）。两个企业都是以公允价值作为债务初始确认的计量基础，那么它们的债务价值分别是374元和284元，其差额反映了两个债务人不同的资信状况对它们的债务价值的影响程度。
如上所述，企业资信状况对其负债计量的影响通常在利率的调整上反映出来，这一点和传统法下对资产计量中的风险和不确定性的处理是完全相同的，它尤其适用于产生合同约定现金流量的负债的计量。不过，如果要反映资信状况对其他类型负债的公允价值计量的影响时，期望现金流量法更为有效。具体来说，企业的一项负债意味着该企业必然发生向外的现金流出，从概率的角度看，这笔现金流出是一个随机变量，它有一个可能的取值范围。如果流出金额很小，违约的概率也很小，如果流出金额很高，违约的概率也就大。显然在这种情况下使用期望现金流量法计量负债的现值（公允价值），更能反映出企业资信状况对债务价值的影响。
尽管企业的资信状况的作用已经明显地体现在其借款利率或借款金额之中，也体现在其他企业买卖该企业贷款所愿支付的价格之中，但仍然有人质疑，企业的财务报表是否应该反映其资信状况的影响和变化情况？他们认为负债计量的目的不同于资产计量的目的，负债计量的重心应放在企业的义务上，这样才能更好服务于报表使用者。按照这些人提出的计量方法，两个拥有同样偿还义务担资信状况相差甚远的企业的财务报表将报告出相同金额的债务现值。事实上，已经有一些会计公告采纳了这种方法，如第78号财务会计准则公告《雇主对养老金的会计处理》和第106号准则公告《雇主对退休后养老金之外其他福利的会计处理》。
这些持反对意见的人也存在理论和逻辑上的漏洞。FASB在概念公告中为坚持公允价值的计量目的而辩解道：我们很难找到一个令人信服的理论基础来证明，对于一些负债（如现金贷款）的初始计量应包括企业资信状况的影响，而另外一些负债（如担保负债或一些类似项目）的初始计量却可以对此置之不理。同样，我们也没有理由要求在初始计量或新起点计量时，负债的帐面数应反映其他因素而不反映其市场上的公允价值。没有理论可以说明，初始确认时的计量属性不能用于以后的新起点计量。
还有人认为，企业资信状况变化的信息对财务报表的使用者的决策不相关。在他们看来，在新起点计量中反映企业资信状况的变化会产生令人混淆的结果。如果债务计量中包括了资信状况的变化，在新起点计量法下，资信状况的恶化必然引起负债价值的下降，而负债价值的下降意味着所有者权益的上升，这个结果显然违反常理——怎么一件坏事（资信状况恶化）反而导致一个好的结果（所有者权益增加）？
公告认为，企业资信状况的变化反映的是两类权益人（股东和债权人）对企业资产索取权的相对变化。企业资信状况恶化，债权人索取权的公允价值就会下降，按理说股东对企业资产的剩余索取权价值就会上升。但不一定，因为股东剩余索取权价值本应增加的金额很可能被资信地位下降引致的损失抵消掉。所以借款人资信的变化必然改变股东的权益价值，反之亦然。
公告还认为，如果在负债计量中不反映企业资信状况的变化，那么就难以反映不同债务之间的经济差异。比如一个企业有两笔债务，一笔是在企业资信状况很好的时候发生的，所以利率很低，另一笔是在现在已经恶化了的资信状况下发生的，利率也较高。现在要对这两笔负债按照公允价值做新起点计量，如果公允价值中不考虑企业资信地位的变化，那么我们就难以看出这两笔负债之间的差异。
五、现值技术与会计摊配——利息法
第7辑概念公告专门讨论了现值技术在会计摊配程序中的应用。大多数会计师熟悉的是溢价或折价摊销时使用的利息法，实际上这类技术在会计中有广泛的应用，FASB的好几个项目都对摊配中的利息法进行了研究。
新起点计量与会计摊配的区别在于，前者是在当前所有的信息和假设基础上全面充分地反映一项资产或负债的3种变化：（1）资产的物理损耗（或负债的减少）；（2）一些估计的变更；（3）由于价格变动导致的持有利得或损失。后者可以反映第五种变化，部分地反映第2种变化，不能反映第3种变化。
从原则上看，所有会计摊配的目的都是报告资产和负债在某段时间内的价值、效用和实质等方面发生的变化。从程度上看，会计摊配试图把资产或负债的这些变化与真实世界中的某种可观察现象联系起来。利息法的实质就是把某项资产或负债报告金额的变化和一组未来现金流量的现值的变化联系在一起。
然而，从严格意义上讲，各种摊配方法都只是用于反映——而不是对资产或负债的计量。并没有一个得到普遍认同的理论来指导不同摊配方法的选择，只能随具体情况而定。FASB认为，如果资产或负债具有以下一种或几种特征，使用利息法作为摊配程序可以为报表使用者提供更相关的信息：
（1）该项资产或负债的交易通常被认为是一种借贷行为；
（2）相似的资产或负债也是采用利息法进行摊销的；
（3）该项资产或负债存在一系列关系密切的特定的现金流量；
（4）对该项资产或负债的初始确认是以现值为基础的。
在大多数情况下，利息法的使用都是以合同约定现金流量为基础并假设一个不变的实际利率。第7辑概念公告认为，利息法的使用应包括对估计未来现金流量的变化进行适时调整的机制，因为实际发生的现金流量往往与原先估计的金额和时点都存在差异。如果在摊配中忽略这些差异，难免在财务报表中出现现金流量形态和摊销形态不相匹配的尴尬。对最初的现金流量金额和时点的估计发生了变化，应该在摊配的利息法或新起点计量中及时反映出来。在利息法中反应估计现金流量变化的方法有三种选择：
（1）未来法（ProspectiveApproach）：这种方法根据帐面金额和未来期间现金流量计算出一个新的实际利率。
（2）补正法（Catch－upApproach）：根据修正后的估计现金流量和原来的实际利率（折现率）调整帐面金额至现值。
（3）追溯法（RetrospectiveApproach）：根据最初的帐面金额、到目前为止的实际现金流量和估计的今后现金流量重新计算出一个新的实际利率。再根据这个新的实际利率和修正后的未来现金流量估计值把现在的帐面金额调整至现值。
FASB推荐第2种方法，因为它满足利息法“把某项资产或负债报告金额的变化和一组未来现金流量的现值的变化联系在一起”的内在要求，而且执行成本不高。在补正法下，只要估计现金流量不变，资产或负债的帐面金额就等于估计未来现金流量按照初始实际利率折现后的现值。第1种未来法不能反映出估计现金流量的变化，其信息也缺乏决策相关性，用这种方法推导出的新的实际利率与初始确认时的利率、现在市场利率都缺乏关联，资产负债表中的帐面余额除了表示它是一个“未摊销金额”外别无它用。第3种方法虽然已经被一些会计公告使用，而且一些人也认为它是三种方法中最精确和最全面的方法，但由于使用这种方法需要非常详细的关于过去现金流量的记录，执行成本很高，不一定符合成本收益原则，所以在第7辑概念公告中没有把它作为推荐方案。
六、简短的结论和评价
FASB最新发表的这辑概念公告对以未来现金流量为基础的会计计量提供了一个理论框架，包括（a）确定在会计计量中使用现值的目的；（b）为现值的使用，尤其是在未来现金流量的金额或者时点以及两者同时具有不确定性的情况下使用现值技术提供一般性的原则。它提出了一些重要的观点和结论，诸如在会计计量中使用现值的目的是为了尽可能地反应各种未来现金流量之间的经济差异以便为报表使用者提供更相关的信息；为了在财务报告中提供相关信息，现值必须能够体现资产或负债的某些可观察的计量属性（公允价值），公允价值是现值计量的唯一目的，但它并不排斥建立在企业管理当局预期基础之上的那些信息和假设；使用现值的会计计量应该反映出各种估计现金流量具有内在不确定性这一特征；期望现金流量法比传统法能更好地捕捉不同现金流量之间在数额和时点等方面的不确定程度；对负债的现值计量与资产的现值计量虽然在一些具体技术上不尽相同，但它们的计量目的是一样的，而且在负债公允价值的计量时应该考虑企业资信状况的变化；作为一种具有良好特性的摊配程序，利息法的实质就是把某项资产或负债报告金额的变化和一组未来现金流量的现值的变化联系在一起；如果估计现金流量的时点或数额发生变化，而该事项又不适用于新起点计量，那么在采用利率法进行摊销时应采用补正法，即把帐面金额调整为修正后的估计未来现金流量按照初始实际利率折现后的现值；等等。适用于新起点计量，那么在采用利率法进行摊销时应采用补正法，即把帐面金额调整为修正后的估计未来现金流量按照初始实际利率折现后的现值；等等。
计量分析论文篇2
1.统计法制观念不强，有法不依。尽管《统计法》颁布实施已若干年了，但由于落实不力，执法不严，一些单位或个人为了个人或局部利益，隐报、虚报、伪造、篡改统计数据的现象仍时有发生。某煤矿为了骗取国家工资，采取开假发票的恶劣手段，虚报煤炭产量；某县有关领导为了突出政绩，虚报农民人均纯收入。诸如此类，屡见不鲜。这种弄虚作假、干预左右统计数字的做法严重践踏了统计工作的严肃性，影响了统计数据的准确性。
2.职业道德教育薄弱，工作作风差。在当今信息社会，统计承担着向各级各部门提供统计资料的任务，由于职业道德教育欠佳，有些统计人员责任心不强，工作敷衍了事，不深入调查研究数字背后的真相，就数字论数字，就数字报数字，这样很容易导致统计数据失实。
3.统计培训跟不上，业务能力差。有些单位的统计人员长期不参加业务培训，有的尚没有专职统计员，致使统计队伍业务素质不高，工作不熟练，使统计数据出现差错。
4.现行统计管理体制使统计工作易受到行政干预。我国的统计机构目前还是各级地方政府的一个组成部分，受地方政府和国家统计局的双重领导。由于国家宏观管理由直接转为间接，决策多层次，利益多元化，地方上报数字越来越受干预，甚至出现了“统计数据要经过党政领导批准”的现象，有的政府领导人公然篡改伪造统计数字，利用行政手段直接干预统计工作，使统计数据准确性的提高受到很大影响。
5.现行统计方法制度与经济体制改革不相宜，与国民经济核算体系不相衔接。经济体制改革，实行开放搞活。农村包产到户，个体工业、商业企业层出不穷，诸如如何统计个体劳动工资等其他方面的有关数据，现行统计方法制度还不能准确地进行反映，而现行统计方法制度中某些指标的计算范围、口径和标准与国民经济核算体系不甚统一、不甚衔接，也使得统计数据不准。
6.统计基础工作不规范，核算管理差。有些基层企业的原始记录混乱，统计台账不健全，核算手续不严，计量检测工具不全，出现了“拍脑袋、凑数字、瞎估计”的现象，这样也就不可能搞准统计数据了。
总之，造成统计数据失实的原因很多，要提高统计数据质量，必须对症下药，采取如下措施：
1.开展统计法制教育，以法治统。通过多种多样的形式进行普及《统计法》的教育，如某市开展的“统计法规知识大奖赛”就可使全社会尤其是统计人员得到一次深入学习、领会《统计法》的良好机会，从思想上提高了他们对提高统计数据质量的认识，促使他们在实际工作中坚持原则，敢于同影响统计数字真实性的违法行为作斗争，真正做到以法治统。其次，还可对统计人员进行《统计法》的理论考试，让法深入人心，以便他们理直气壮地按法办事。再次，对大中专学校经济类专业应加设一门《统计法》基本知识课，同时加大会计与统计核算专业的《统计法》课程的课时量，以便学生将来走上统计工作岗位后能够依法办事，知法工作，把保证统计数据质量放在首要地位，为党政领导及企业管理和决策提供可靠的依据。
2.加强统计工作职业道德教育，坚持实事求是。为了消除人为干扰，确保统计数据质量，应定期开展统计职业道德教育，大张旗鼓地表彰敢于同弄虚作假现象做斗争的先进统计工作者。同时，对那些不实事求是地反映客观情况的单位或人，通过抓坏典型，及时曝光于社会，进行反面教育，这样，可进一步强化统计人员的工作责任心，培养他们实事求是的工作作风。此外，还必须要求统计人员学习并掌握哲学和政治经济学的基本知识，为坚持实事求是提供坚实的理论依据。
3.积极搞好业务培训，提高统计人员的业务素质。统计人员较高的业务水平是提高统计数据质量的重要因素，而要提高统计人员的业务素质，就必须经常组织业务培训，并进行考核，特别是基层单位更要搞好这项工作，保证一年至少举办一次培训班，并使之制度化，使统计人员能够及时吸收统计方面的新知识，以正确地进行各项统计工作。
4.加快统计管理体制改革的步伐，尽早实行垂直方式。关于统计管理体制，目前国际上通用的是采取垂直方式。即地方各级统计部门的人、财、物都受国家统计部门领导和管理，地方统计局和地方政府是服务和被服务的关系，地方统计机构不是地方政府的组成部分。这种管理体制不易滋长出行政干预统计数字的现象。尽管在我国现在实行垂直方式有很多困难，但是为避免党政领导任意左右统计数字，影响统计数据质量的现象再度发生，从长远观点来看我国统计管理体制也必须尽早采取垂直方式，力争再减少一个影响统计数据质量的因素。
5.尽快实现现行统计方法制度的改革，克服数出多门的现象。在深化改革的今天，各部门为掌握大量信息，需要统计部门提供各种统计数据。但随之而来的滥发报表、数据混乱的现象也日渐增多。而要克服统计数据失实的现象，就必须完善统计方法制度，改善国民经济核算制度与统计方法制度口径不一，标准不一，不衔接配套的状况。如目前在全国推行的基层企业一套表制度，就可以进一步统一统计方法和统计口径，把反映社会经济情况的主要指标高度概括地集中到一套表内，这样可有效地克服报表混乱，数出多门的现象，又如要取得农村一家一户和个体工业企业的有关统计数据，应采取以抽样调查为主，其他调查为辅的方式，并协同工商所、税务所、银行等部门进行横向调查，以保证统计数字的准确、可靠。
6.切实抓好统计基础工作的规范化、电算化，搞好核算管理。
建立健全完整的原始记录、统计台账，虽然要增加统计人员的工作量，但它们所记载的资料真实且条理化，比较简便易行，对查找核实有关数据，正确填报报表，以保证统计数字准确无误起到很大的作用。另一方面，也要重视统计核算管理工作，如要给统计人员配备所需的计量、检测、整理、分析所用的电脑和统计软件等工具，保证统计工作顺利进行。
7.建立责任制和考评制，定期或不定期开展统计数据质量检查。以往对统计数据的检查一般是一年进行一次，由于任务大，人手不足，很容易造成蒙混过关，问题查不出，责任不明了，更谈不上提高数据质量了。为达到检查的预期目的，必须建立相应的责任制和考评制。尽可能做到每一季或两季都由统计检查机构派出统计检查员到基层参与指导统计数据质量检查（因为基层数字是搞准统计数据的关键）。每一项检查都应定有考评分，考评分高就说明统计数据准确度高、质量好。反之，质量差，就要追究责任。从基层统计员到综合统计员直到统计检查员，层层制定岗位责任制，找出数据失实的原因，是哪一级的问题就要追究哪一级的责任，并进行严肃处理。
8.完善统计处罚机制，增加经济处罚条款。颁布实施《统计法》以来，没有一件因为违反统计法而被追究刑事责任的案例（虽然已构成犯罪）。尽管有些部门、单位的领导出自个人或局部利益公然伪造、虚报、篡改统计数据，于国于民都造成了极坏的影响，但对这些违反统计法的人最多也不过仅给予行政处分。统计法制应有的威慑力显得太弱，统计法对法律责任规定不力也使得统计数据失实现象屡禁不止。因此，必须加强统计法制建设，完善统计处罚机制，对于构成犯罪事实的，要追究刑事责任。同时应增加经济处罚条款，如某市金属制品厂虚报销售产值被有关部门罚款500元，并对有关人员进行了撤职或处分。这样，行政处分和经济罚款相结合，使统计法制的强制性和威严性充分体现在有效地维护统计数据真实性上来。
参考文献：
计量分析论文篇3
(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4
到1990年12月，FASB了一份讨论备忘录——《现值会计计量》（PresentValueBasedMeasurementsinAccounting），确定了该项目的三个阶段：
a、决定项目欲达到的程度和目的；
b、识别哪些领域需要制定新的强制性会计文告；
c、制定新的FASB财务会计概念公告。
FASB在1990年12月到1999年12月间共了32份财务会计准则公告，其中15份涉及确认和计量问题，11份涉及现值技术的应用。在这个过程中，委员会逐渐认识到过去的FASB第5辑概念公告《企业财务报表项目的确认和计量》并没有回答使用现值进行会计计量的条件和方法等方面的问题。
计量分析论文篇5
无形资产的本质特点是“无形”，这一特点导致它的价值可能分布在零至很大的区间。并且其价值本身和价值变动的频率和幅度都具有很大的不确定性，这些都会进一步导致对其进行会计确认、计量、报告和管理的难度。
在传统的农业和工业经济下，流动资产和固定资产，在企业中所占的比例也相当大。但在知识经济环境下，无形资产在企业资产中所占比例日趋增加，有的已占主导地位。在这种情况下，会计若仍抱着稳健性原则的大旗，无疑会使企业资产的账面价值与实际价值严重背离，导致会计信息严重失真，同时也违反了客观性和重要性会计原则。
二、无形资产计量缺陷带来的影响
（1）难以满足高科技行业无形资产所占比重不断提高的客观要求
在现行会计理论中，企业资源主要是指有形资产，虽然也不排除无形资产，但由于各种原因，无形资产在企业资源中始终只占次要地位。本论文由整理提供而当前，企业在研发和销售阶段的巨大投入实质上主要是对无形资产的投入。这些资源是决定企业核心竞争力的关键资源，也是决定企业可持续发展的生命力之所在。不正视这一事实，仍将无形资产特别是人力资源排除在企业资产之外，不加以反映和核算，显然是与客观经济规律相背离的。
（2）不能准确体现知识经济时代扩大无形资产确认范围的现实要求
传统会计体制下，无形资产的确认以权责发生制为基础，要求以事项的发生为依据，这就使得无形资产在确认时遇到困难：本论文由整理提供企业外购和接受外部投资所形成的无形资产可以确认，而自创无形资产不能予以确认(只认可)；但在知识经济条件下，由知识创新所带来的企业价值增加和获得超额利润的能力成为一种较普遍的现象。无形资产地位的提高使得人们必须重新审视传统的确认方法，扩大其确认范围，使无形资产能够得到如实和充分的反映。
（3）没有将知识经济时代人力资源会计纳入财务会计系统
目前，会计只承认知识产品（如专有技术等）的价值，没有确认人力资源的价值。在未来，人力资源会计将变得十分重要。本论文由整理提供人力资源应被纳入现代财务会计系统，成为现代企业会计所要核算和监督的内容，进一步完善人力资源的核算方法，建立人力资源核算的账户体系。将多种计量模式有机结合，用以计量人力资源的价值；进一步明确人力资本的价值，人力资本所有者具有收益权，应参与企业剩余利润的分配。
（4）难以满足知识经济条件下无形资产计价方法多样化的要求
无形资产开发是企业长期战略的体现，是对未来进行的战略投资。由于知识和技术的不断创新，无形资产的现实价值及其所能提供的未来经济收益是不断变化的，而历史成本恰恰不能反映无形资产的这种变化。因此，我们不可能完全套用有形资产的历史成本计量方式来对无形资产进行计量。所以，应根据无形资产的特点，采用不同的计价方法，只有这样才能正确反映知识型企业的价值。
三、知识经济下无形资产的计量
会计计量是会计人员运用一定的计量模式，以货币为主要计量手段，并产生以货币定量信息为主的会计信息处理过程。本论文由整理提供实质是确定无形资产的入账价值，无形资产未来价值的计量也要遵循这一特定标准：可验证性，不同的会计人员对同一项无形资产进行计量应得到相同的结果，其中结果可以互为验证。一致性，无形资产的计量所使用的方法要前后保持，不能随意变更，若需变更，要将变更的原因、情况在财务报告中说明。
企业价值是企业未来获利能力的资本化现值。在知识经济的今天，无形资产在企业经营活动中起着举足轻重的作用，无形资产的价值成为企业价值的一个重要组成部分。1、财务计量方法应用于无形资产计量
（1）、确定无形资产的价值实现值。无形资产的价值实现值是指企业无形资产的真正转化价值。实际的无形资产价值可以高于或低于该数值，我们可将该数值理解为企业市场价值与净资产价值（股东权益）之间的差额。
（2）、确定无形资产的内部构成。采用财务数据与非财务发数据相结合的方法来确定企业最重要的无形资产，即那些对企业未来绩效增长发挥重要作用的无形资产。假定A公司根据自身的实际情况，从人力资产、市场关系型资产与结构型资产三个方面来分析，本论文由整理提供并建立了一套无形资产指标体系。属于人力资产方面的无形资产有：员工竞争力、员工忠诚度、员工经验值、员工技能、创新能力；属于市场关系型资产方面的无形资产主要有：客户信息库、客户交往时间、客户类型、客户潜力、客户满意度；属于结构型资产方面的无形资产有：组织结构、组织进程、企业软件、企业数据库、合作者关系网；属于人力资产与结构型资产共有方面的无形资产有：组织学习能力、组织文化、组织科技；属于人力资产与市场关系型资产共有方面的无形资产有：客户关系；属于市场关系型资产与结构型资产共有的无形资产有：价值链、品牌、商标；属于三部分共有的无形资产有：综合关系、知识产品、专利技术、信息数据。
（3）、根据实际经验确定无形资产各构成部分的权重。企业的高层领导应当在其实践经验的基础上，分析企业价值创造的过程，研究各类无形资产的企业价值创造过程中的作用，从而设定每类无形资产的权重。
计量分析论文篇6
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7
国债作为一个重要的政策工具，已成为各国政府不可缺少的宏观调控工具。我国1981年恢复发行国债。国债规模日趋庞大，尤其是20世纪90年代末，为阻止金融危机的冲击和对抗国内的通货紧缩趋势，我国连续6年实施以扩大国债投资为核心的积极财政政策。国债发行量大增，对刺激内需和拉动经济增长功劳巨大。但是国债发行有一个适度问题，它最终需要清偿。国债发行规模研究，既有规范分析又有实证探讨。
2模型变量的选择:影响国债规模的一般因素分析
国债规模的影响因素很多，有宏观也有微观。本文只考虑宏观的因素。选取的数据变量包括当年的国债发行额（Y），国内生产总值GDP（X1）、城乡居民储蓄存款（X2）、国家财政收支差额（X3）、到期国债还本付息额（X4）、国债累计余额（X5）、信贷规模（X6）。选取以上系统变量的原因是基于传统研究对国债发行规模所受影响因素的考虑。
第一，GDP（X1）对国债规模的影响。一国的国债发行规模明显地受制于该国的经济发展水平，一国的经济规模越大、发展水平越高，则国债发行的规模和潜力就越大。
第二，居民储蓄存款余额（X2）对国债规模的影响。居民的可支配收入用于两个项目即储蓄与消费。国债余额与居民的储蓄存款之比即居民应债率，这一指标反映的是居民的应债能力，应债率越高，则国债发行的可能规模越大。
第三，国家财政收支差额（X3）对国债规模的影响。国债发行的一个主要原因就是弥补财政赤字，所以分析国债的发行规模，就必须考虑我国的财政收入和财政支出情况。当国家财政收支差额较小时，用国债来弥补财政赤字的压力就越小，因此本文选取国家财政收支差额来综合衡量国家财政收支状况对国债规模的影响。
第四，到期国债还本付息额（X4）对国债规模的影响。国债还有偿还到期债务本息的运用，随着我国国债的发行规模逐年递增，每年需要偿还的国债本息数额也在逐年增加，2005年这一数字已达到3923.4亿元。因此，到期国债还本付息额也是国债发行规模要考虑的重要因素之一。
第五，国债累计余额（X5）对国债规模的影响。一国所能承受的国债总量是有限度的，所以国债余额也是分析国债规模的一个重要因素。
第六，货币信贷规模对国债规模的影响.由于货币政策与财政政策是政府宏观调控的两种重要工具，货币信贷规模直接影响到国债发行，两者具有相互替代作用.
3国债规模影响因素的计量模型分析
本文研究时间区间是从1992年到2005年，并选取近十年我国国债年度发行额及主要影响因素的数据作为样本数据，被解释变量为国债发行额（Y）。各解释变量分别为国内生产总值GDP（X1）、城乡居民储蓄存款（X2）、国家财政收支差额（X3）、到期国债还本付息额（X4）、国债累计余额（X5）、信贷规模（X6）。μ为随机误差项，描述除解释变量以外的因素对国债规模的干扰作用。分析的主要统计数据来自各年度的《中国统计年鉴》，分析软件是SPSS。4结论
根据数据分析可以得出结论：
首先，影响我国国债规模的最主要的因素是国家财政收支差额（X3）和到期国债还本付息额（X4）。
其次，国债发行规模与居民储蓄正相关，表明我国城乡居民是国债购买的主体的事实，说明居民储蓄为国债发行提供了空间。
再次，我国长期以来实行积极型财政政策，导致国家财政入不敷出，存在较大的国家财政收支差额，而通过发行国债是政府弥补财政收支差额的重要手段;同时，由于长期实行积极型的国债政策，在大量增发长期国债的影响下，国债到期还本付息的支出也越来越大，我国长期处于举新债还旧债的处境;.
最后，GDP是衡量国家还债能力的重要指标，当一个国家的经济规模越大，那么国债发行规模的潜力越大，但是从实际情况看，国债发行规模与当年GDP水平呈负相关关系。
计量分析论文篇8
通信业是国民经济的基础性、先导性、支柱性产业。通信业的发展带动相关产业群发展,体现了信息经济的发展趋势,改变产业结构,使之更具活力;它还创造了大量就业机会,改变就业结构和劳动力素质。
通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分,是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。在经济增长方式转变和经济结构调整的历史性进程中,通信业的重要性只会加强,不会削弱。回顾改革开放的发展历程,我们可以发现,作为国民经济的基础行业,通信业从弱小到强大、从落后到先进、从曾是制约经济发展的“瓶颈”到成为国民经济的先导产业,实现了质的飞跃。通信业在国民经济中的地位不断提高,对经济发展起到了巨大的拉动作用。然而,通信业与经济增长的关系如何?通信业对经济增长的拉动作用究竟有大?本文尝试用计量经济模型对此进行探讨。
1计量模型分析
1.1理论模型
本文尝试用菲德模型来分析通信业对国民经济的贡献。菲德模型是菲德(G.Feeler)于1983年提出的一个用于测算出口对经济增长作用的两部门模型。该模型把社会经济活动分为出口和非出口两个部门,由于出口部门面对的是国际市场,激烈的竞争促使它不断提高其生产技术水平和管理水平,非出口部门正好吸收这种由于生产技术水平和管理水平提高带来的外溢效应,从而增强其自身实力。因此,出口对于GDP增长的贡献可能要比出口本身增长所形成的GDP增量大。菲德的两部门模型就是用来估计出口对于非出口部门外溢作用以及出口与非出口部门之间要素生产力差别的数学模型。
通信产业作为一个部门,与经济中其他部门的联系十分重要,任何希望估计通信产业对国民经济的影响,必须关注通信产业对非通信产业的外溢作用。鉴于通信产业对经济增长的直接作用和外溢作用,将借鉴菲德提出的两部门模型来测度通信产业对经济增长的贡献。与菲德模型的思路相似,把通信产业对经济增长的作用类同于出口对经济增长的作用,将国内部门划分为通信产业部门和非通信产业部门。
模型建立如下:设各自的生产方程为:
P=f(Lp,Kp)(1)
N=g(Ln,Kn,P)(2)
其中P和N分别代表通信产业部门和非通信产业部门两部门的产出量,L和K分别代表劳动力和资本两大生产要素,下标代表部门。(2)式生产函数假设,通信产业的产出水平P将影响非通信产业部门的产出。
劳动力(L)与资本(K)总量可以表达为:
L=Lp+Ln(3)
K=Kp+Kn(4)
社会总产品(Y)就是两部门产品之和,即:Y=P+N(5)
菲德模型将不同部门的劳动和资本边际生产力的相互关系表达如下形式:
其中fl代表通信产业部门劳动力的边际产出,fk代表通信产业部门资本的边际产出,gl代表非通信产业部门劳动力的边际产出,gk代表非通信产业部门资本的边际产出,δ是两个部门之间相对边际生产力的差异,理论上可以大于、等于或小于零,正的δ意味着通信产业部门的相对边际生产力高于非通信产业部门。
对(5)的两边求微分得:
dY=dN+dP=gkdKn+gldLn+gpdP+(1+δ)gkdKp+(1+δ)gldLp(7)
根据(3)、(4)、(5)、(6)、(7),可以推导出如下回归方程:
(8)式中,α、β表示非通信产业部门资本和劳动力的边际生产力;γ代表通信产业部门对经济增长的全部作用,为通信产业的外溢作用)分别是总产出、劳动力和通信产业产出的增长率;P/Y是通信业产出占总产出的比例。将国内投资视同于资本存量的增量,由于资本存量的增量在统计数据中不存在,一般用固定资产投资来代替。于是(8)式可以改写为:
参数γ代表通信产业外溢作用与两部门间要素生产力差异两种作用之和。将一个常数项和一个随机误差项加入到方程(9)中,同时假定随机误差项具有零均值、同方差的特性,则方程(9)就成为所需要的回归方程。
通过方程(10),对的系数γ的估计,可以得到通信产业部门对于经济增长的全部作用;需要说明的是,该模型将整个经济区分为两个部门是一种理论上的简化。同时,非通信产业的产出不仅依赖于配置在本部门的劳动和资本要素,还取决于同一时期通信产业的产出量。因此,这里存在着一个假设:通信产业部门对经济中其他部门的外溢作用发生在同一时期。这个假定与现实可能不太相符,但使用时间序列数据进行回归分析,对分析结果影响不会太大。
1.2样本的选择
在本模型的计算过程中,Y用国内生产总值(GDP)来代替,GDP用当年价格计算。L用年末从业人数表示,从业人数合计指标反映了一定时期内全部劳动力资源的实际使用情况。I用历年全社会固定资产投资来代替,它包括了国有经济、集体经济、个体经济和其他经济成分历年的固定资产投资之和,是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。通信产业部门的产出P用每年通信业务总量代表。样本区间为1998-2005年。样本选取时间从98年开始,是因为1998年邮电分家,通信业对国民经济的带动作用显著。上述指标的相关数据均取自《中国统计年鉴》和《中国通信年鉴》。如表1所示:
该回归模型采用的数据是时间序列数据,为了消除数据的波动性,我们对数据进行了平均平滑处理。处理数据结果如下表2所示:
1.3模型回归结果
利用EVIEW统计软件对方程(10)做LS回归,结果如表3所示:
从方程(10)的回归结果看,所有的回归系数估计值α、β和γ都通过了统计的显著性检验,R2达0·671254表明了方程的拟合效果好。从方程(10)的估计结果,得到最关心的系数γ的估计值为1·764966,γ就是通信业对国民经济的全部作用。γ=1·764966的含义是:假设其他条件不变,通信部门每多生产出一单位的产出,国民经济将增加1·764966单位的产出。
2结束语
通过以上的计量分析,得出的结果是:通信业对国民经济的全部作用参数的估计值γ为1·764966,也就是说,假定其他条件不变,通信业每多生产一单位的产出,整个国民经济GDP将增加1·764966单位的产出。这就说明了通信业对国民经济增长带来的巨大作用。
通信业对国民经济贡献不仅包括对GDP的直接贡献,其更大的贡献在于对国民经济发展和人民生活水平提高所产生的渗透作用与倍增作用,尤其是对其他产业的推动和带动作用。随着我国经济结构调整、增长方式改变、资源节约利用等改革需求越来越迫切,通信业作为国民经济的先导性、基础性和支柱性产业,必须为有效推进国民经济转型做出更新更大的贡献。这不仅要求通信业加快自身发展,更要求通过它改变人们的经济行为,改造提升其他产业,提高社会的整体经济效率。通信业的发展带动相关产业群发展,体现了信息经济的发展趋势,改变产业结构,使之更具活力;它还创造了大量就业机会,改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分,是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。基于上述的计量分析结果,笔者认为应该加快通信业的发展,在生产要素的投入上要向通信业倾斜,以发挥通信业的高效率,进而带动整个国民经济的发展。
计量分析论文篇9
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10
人力资产是相对于物资资产而言的，因此，搞清两者关系是正确提供人力信息的前提。物资资产目前一般按流动资产和非流动资产两大类来计量。非流动资产一般来说是一次性投入，并且企业一旦取得某项非流动资产，此项资产就属于企业所有，企业对其拥有完全的所有权或控制权，然后按此项资产在企业收益的受益期长短来分摊其价值。流动资产流动性较强，一般是分期购买，分期计量。同样，企业对其也有着完全的所有权。但“人”却不同，“人”不仅是社会生产的基本要素和生产力的主导因素，还是有血有肉、有思想、会思维的高级动物。企业可以通过支付工资等费用来拥有人的劳动力使用权，但企业不可能对人本身拥有所有权和控制权。可见，人力资产的使用权和所有权是分离的。计量物资资产时，由于企业拥有对物本身的所有权或控制权，计量对象是物本身，计量人力资产时由于企业没有也不可能拥有对人本身的所有权和控制权，如果把人本身作为计量对象是不恰当的。经济理论告诉我们，企业所拥有或控制的只能是人的劳动力，也即人力资源的计量对象是劳动力，是人所具有的能力，使用该能力可以为企业创效益做贡献。由于计量的对象是劳动力，而劳动力是没有实物形态的资产，这样一来人力资产就具有无形资产的特征。同时我们也知道，企业中的人力资产的流动性是不一定的，有的终生服务于企业，有的经常变换单位。也就是说在总体上人力资产既有流动资产的性质又有非流动资产的特征。三、关于人力资产的计量
由于人国资产具有上述特点，应该如何对其进行科学的计量呢?
目前，普遍的方法是将各种费用资本化或者将人力资产使用期间的各种费用折现，然后，再将其在以后期间内摊销，这种方法类似于固定资产折旧的处理方法。但是，这种处理方法有很多缺陷。首先，该方法所涉及到的资本化或折现时间是主观确定的，同时所用计量模式中涉及的有关数据，例如折现法中的原值，还要随着时间的变化不断调整。这样一来，会计所提供的有关人力资源信息的可核性和反映真实性必然较低，从而信息的可靠性就受到怀疑。另外此方法的可操作性也很低。
我认为，我们完全不必利用上述方法来计量有关信息，而可以根据其不同的费用采取不同的处理方法。企业取得人力资产之前，必然要发生一定的费用支出，如招募成本，选择成本，录用成本，安置成本，取得人力资产后还要发生一定的培训费。对于前者，由于费用是在资产取得之前发生的，并且费用的发生与资产的取得与否没有直接关系，如果花费在特定对象身上的支出有效，也就是说，对某人力资产的费用支出结果是取得了该资产，那么此费用应该计入该人力资产价值，反之，如果也计入此人力资产的价值，则很不恰当，而是应作为当期费用处理(这类似于研究开发费的处理)。对于有效费用和随后发生的培训费如果有合同并且数目较大则在合同期内摊销，如没有合同则在三到五年或更适当的年限内摊销；如数目较小，则作为当期费用处理(这类似干固定资产修理改良费的处理)。人力资产取得后，正常情况下企业都会每月支付工资，而支付工资是企业对劳动者的劳动力使用权的购买。
我们可以这样认为，一项人力资产的取得，是企业多了一位供应商，此供应商供应给企业的是劳动力这一特殊的商品。在有效人才市场假设下，企业每月付款，供应商定期供货，否则，如果供应商不满意，就会停止供货，这表现为员工离开企业，同样如果企业不满，则停止购货，这表现为企业解雇员工。这样一来，企业就好象在购买如原材料这样的流动资产。会计处理时就可以参照类似于原材料等流动资产的处理方式，借记“人力资产”，贷记“应付工资”或“银行存款”等科目。这样做的原因或好处如下：
其一，这种做法所提供的信息的相关性较强。会计信息的提供也应贯彻“以需定产”的原则，从需求者的角度出发。我个人认为，会计信息的需求者更关心的是人力资源为企业创造的价值大小，期望人力资产信息能帮助他们预测企业未来的现金流量，对人力资源价值的需求相对而言要小些。也就是说，利益关系人并不太在乎企业人力资源本身的价值大小，他们更关注企业取得和利用人力资源的成本和人力资源给企业带来的效益。
其二，此法的可靠性也较高。这里的会计计量所用的是投入价值中的历史成本，而历史成本的可靠性是不言而喻的。
第三，前面已经讲过，影响人力资源的因素有很多，除了工资因素以外还受工作环境和社会关系等各方面的影响，人们追求的既有物资上的享受又有精神上的满足。而精神方面是难以衡量的。但在一个有效的人才市场中，买卖双方必定会权衡自己物质上和精神上的得失，工资可以很好地充当交易的显示器。长远来看，如果交易价值较低则在某种程度上说明人力资产在该企业得到了较好的精神满足，而人力资产精神的满足程度又从侧面体现了企业的人力资源管理水平高低。
计量分析论文篇11
一、新会计准则下的会计计量属性及种类诠释
从理论的角度，会计计量属性是指“所予计量的某一要素的特性方面”。然而，任何对象都有不同特性方面的量，我们通常指明某种对象的数量时，都是指其特定方面按特定条件计算的数量。
资产都有自然和社会两重属性。因此，资产的计量可以针对其自然属性也可针对其社会属性。资产自然属性即物理特性方面，主要有重量、体积、面积、容积、包装单位、功能单位等；资产的社会属性即资产的价值属性方面，可以从两个不同的角度去观察：企业的任何资产都由支付一定代价而获得，又都最终用来换取一定的经济利益。因而某一单位物理量资产所含的价值量，既可按其所费代价(成本)计算，也可按其可换入的经济利益(收益)计算，即资产价值量的计量有两种不同的计量属性。现代会计的“计量”主要指价值量方面的计量。
成本和收益并不是资产价值计量属性的最后区分。首先，无论成本角度还是收益角度的量，都存在于初始(取得时)、现时(持有期间某时点)、未来(未来存续期间)等特定时间条件中，按不同时间条件，计量属性可分为初始成本、现时成本、未来成本、初始收益、现时收益、未来收益；同时，无论成本量或收益量，可以按个别交易价格确定也可以按市场普遍价格(即“公允价值”)确定，而一项资产按市场普遍价格确定的成本一般又代表相同条件下的收益。因此计量属性可进一步区分为初始个别成本(即“实际成本”)、现时个别成本(如“重置成本”)、未来个别成本、初始个别收益(如零售企业按售价确定的商品价值)、现时个别收益、未来个别收益(如“未来现金流量”)、初始或现时或未来普遍成本/收益(公允价值)。其次，无论按个别还是普遍价格，计量又总是以价值量的实现方式为依据。如不同资产的现时个别收益有的按销售条件确定(如“可变现净值”)而有的需按分配条件确定(如“股权份额”)，同一资产的未来成本/收益可按资产正常运用可获收益(未来现金流量)确定，也可按各种方式下可收回的价值(即“可收回金额”)确定。再次，一个时点的成本或收益可按当前时间条件确定，也可按其他时间条件确定。如一项资产可采用初始成本确定为其现时成本(即“历史成本”)；某些资产的现时成本还可以结合未来成本计算(如“摊余成本”)。最后，一项资产的成本或收益可按某一计量属性确定，还可采用多种计量属性(或条件)计算。
二、会计计量属性的意义与合理选择计量属性的依据
财务会计的核算是一个由确认、计量、记录、报告环节有机构成的过程。记录、报告的实质是对确认、计量结果的正式记录和报告，换言之，会计确认和计量共同规定着会计记录、报告项目的具体数据内容，从而直接影响着财务报告的性能和质量。而确认和计量的结果从根本上说就是确认、计量基础的应用结果。计量基础包括计量尺度和计量属性，其中计量属性是影响会计计量行为和结果的关键因素。因此，采用不同的计量属性，对会计信息会产生不同的影响。
在成本、收益两类不同的计量属性下，计量所针对资产价值量的构成内容不同，资产价值量的经济意义不同，会计信息对使用者的作用不同，即有用性不同。成本计量属性下的资产价值量代表为该资产所牺牲的资产价值量，从投入角度或至少应收回角度说明资产价值量；而收益计量属性下的资产价值量则代表一项资产的未来时间价值或预期可获价值量，从效用角度或成本与效用的比较角度说明资产数量。
由于两类计量属性下资产的计量基础不同，因而负债、所有者权益、损益的确认方式不同。以损益为例。采用成本计量属性时，一个期间分别确定收入、费用，收入按所获得资产的现时价值确定，费用按所耗费资产的成本确定；采用收益(或成本/收益)计量属性时，则按资产的期末价值与期初价值差额确定本期损益，或按资产成本与收益差额归属本期部分确定本期损益。
采用不同计量属性，会计计量过程的技术复杂程度不同，并由此导致会计数据的可靠性、可比性不同。当资产计量采用实际成本属性时，一项资产的价值量完全依据已经发生的交易或事项中所耗费资产的价值量确定，影响数据可靠性，可比性的因素也较少；采用其他属性时，资产价值的确定均程度不同地依据间接计算、估计、选择、判断，计量过程技术程度较高，可变空间较大，数据的可靠性、可比性受相关人员思想道德、专业能力的影响很大。
不同的计量属性，可以充分体现资产的不同收益形式。在成本/收益或收益计量模式下，不同性质的投资性资产其收益的确定依据不同，如交易性金融资产直接在市场交易，价值随市价变动；投资期相对固定的金融资产，有相对固定的收益率；股权性资产的收益则是以被投资单位净资产份额为标准的。因此，只有采用不同的计量属性，才可针对各种资产特点，准确计量其收益。
采用不同的计量属性，一个时点的财务状况和一个期间的经营成果会有程度不同的差异。无疑，采用不同计量属性时，前述三个方面的差别最终都要归结到资产、负债、所有者权益、收入、费用、利润的不同。
根据计量属性的意义与不同计量属性的特点，会计计量属性的选择应依据会计环境，从保证会计信息的相关性、可靠性和可比性出发，综合考虑所涉及的各种因素。
依据一：经济环境要求。不同经济发展条件下，信息使用者对会计信息的要求不同，资产的获取方式和实现收益方式不同，计价条件和价格标准也不同。从经济环境(包括国际会计协调环境)的客观情况出发，依据信息使用者的要求、体现资产运行方式特点、采用合理的计价条件和价格标准，保证会计信息的“相关性”，是选择计量属性的基本原则。
依据二：计量依据的可靠性。某种计量属性，只有存在可靠的计量依据条件下，所提供的会计信息才是有用的。因此，是否存在可靠的计量依据是选择计量属性应考虑的首要因素。比如，存在活跃市场及其公开报价并且有可靠证据证明这种报价，是采用公允价值属性的必要条件；有可靠资料、标准能据于计算某资产存续期间的货币流入，是采用“未来现金流量”属性的必要条件。
依据三：会计人员的职业能力。可变现净值、未来现金流量现值或以这些属性为基础的其他计量属性(如摊余成本)，确定资产价值量时通常要经过较为复杂的专业计算或职业判断。这就需要会计人员普遍具备相应专业能力，否则会计数据的正确性得不到保证。依据四：相关制度的规范性。前已述及，一种计量属性可有多种不同的计量标准，如“可收回金额”可依据“公允价值”确定也可依据“未来现金流量现值”确定；采用重置成本、可变现净值、公允价值、未来现金流量现值等计量属性时，资产价值的确定又都程度不同地依据间接计算，很多时候还需要在多种情况中估计、选择、判断。谋求自身利益最大化是企业的必然行为，当着相关制度规范性不强时，企业必然会“在制度允许范围内”各取所需甚至“合法造假”，而监督部门的监督则将无据可依，从而会计信息的“可比性”将无从保证。
三、我国现行会计计量属性及其评价
新准则制订前我国采用的是“成本计量模式”，即以实际成本(历史成本)为主要计量属性。新准则关于计量属性的调整，主要是采用了“综合计量属性模式”，即采用了多种成本、公允价值、收益属性构成的计量属性体系，明确了各种时间、不同资产可采用的计量属性。
就存货而言，初始计量为外购、加工取得的在取得时按实际成本；投资者投入的按公允价值；盘盈增加的按重置成本。后续计量为一般期末，按历史成本；发生跌价时按可变现净值(估计售价减成本费用)。
就长期股权投资而言，为初始计量以现金支付取得的，按实际成本；以发行权益性证券方式取得的，按所发行权益性证券的公允价值；投资者投入的按公允价值；企业合并形成的分三种情况，即同一控制下以支付现金或非现金资产或承担债务的合并方式形成的，按合并日取得被合并方所有者权益账面价值的份额，同一控制下以发行权益性证券作为合并对价的，按发行股份的面值，非同一控制下企业合并形成的，按实际(合并)成本。后续计量为一般期末：属于对子公司投资形成的长期股权投资、对被投资单位不具共同控制或重大影响且活跃市场没有报价的按实际成本；属于对合营企业或联营企业投资形成的长期股权投资，取得投资后，当享有被投资单位可辨认净资产公允价值的份额大于初始投资成本时，按公允价值基础上的权益份额；持有期间按净损益及其现金股利分配导致的权益增减份额调整。发生减值时，按可收回金额。
就固定资产而言，初始计量为外购、自建的，按历史成本；投资者投入的，按公允价值(约定价)；盘盈的，按重置成本。后续计量为一般期末的，按历史成本(折旧)；发生减值时按可收回金额。
就无形资产而言，初始计量为外购、自行开发的按历史成本；投资者投入的按公允价值(公允的约定价)，企业合并中取得的，按公允价值(依据活跃市场报价，活跃市场无现行出价则依据类似交易的最近价格，不存在活跃市场的以从购买方可获得的信息为基础，对熟悉情况的双方自愿达成的公平交易价进行估计)。后续计量为一般期末的，按历史成本(摊销)；减值时按可收回金额。
就金融资产而言，初始计量为交易性金融资产按公允价值；可供出售金融资产按公允价值(加费)；持有到期投资，按摊余成本。后续计量为一般期末：交易性金融资产按公允价值；可供出售金融资产按公允价值；持有至到期投资按摊余成本。减值时，可供出售金融资产和持有至到期投资按预计未来现金流量现值。
就非货币性资产交换取得的资产而言，初始计量为交换不具商业实质或交换涉及的资产不能可靠确定公允价值时，按实际成本；交换具有商业实质且交易所涉及资产的公允价值能可靠计量的，按公允价值：换入、换出资产的公允价值均能可靠计量的，按换出资产的公允价值(放弃资产的对价)；当有确凿证据表明换入资产的公允价值更为可靠(如需支付补价)时，以换入资产的公允价值为基础。后续计量为按所属资产种类。
由新准则构建的现行会计计量制度，总体而言是科学合理的，在某些方面可以说有跨越性的进步。但当前经济转型及会计与国际协调的特殊背景，决定了我国会计制度尚处于重要的建设过程之中。因此，现行会计计量制度又难免存在某些需要完善之处。
1.新会计准则重构了具有我国特色的计量属性体系或综合计量模式，是现行会计计量制度的最大亮点。长期以来，我国企业财务会计一直采用以实际成本、历史成本计量属性为基础的计量模式，而新制度全面引入了公允价值、现值计量属性，并在实际上包含了初始、现时、未来成本或收益(价值)属性的全面应用。这既符合当前我国经济市场发展、企业经营业务变化和信息使用者所需会计信息变化对会计计量属性的客观需要，又体现了会计国际协调发展趋势的要求。同时，相对于国际准则强调公允价值作为基准计量基础而言，我国在实际应用公允价值等计量属性方面又保持了适度的谨慎性，界定了适用范围，并明确了一般采用历史成本(实际成本)，只有在能保证可靠计量条件下才能采用公允价值等计量属性的原则。这就使得新的会计计量模式既适应环境要求，又在实际运用中具有我国特色，与我国当前社会经济市场化程度不高、产权和生产要素市场发育尚欠充分、会计人员专业能力尚须提高的实际情况更为吻合，从而体现了“相关性”、“可靠性”要求。
2.现行会计计量属性的最大缺陷是制度的规范性不强，具体表现在三个方面。(1)允许同类情况采用不同计量属性。如对投资性房地产的期末计量，“通常采用成本模式，满足特定条件情况下也可采用公允价值模式”。(2)同一计量属性允许采用不同标准计量。如公允价值一般指“活跃市场报价”，但无活跃市场的可以“按照一定的估值技术等合理方法确定的价值为公允价值”；未来现金流量既可用“传统法”预测又可用“期望现金流量法”预测。(3)规定的估计(选择、判断)标准缺乏通用性、具体性、可验证性。这方面情况比较普遍，如公允价值的一般判断标准(“活跃市场”的“报价”)、公允价值的估值标准(“以企业可以获取的最佳信息为基础，参照同行业同类资产最近交易价格”)、资产减值时对未来现金流量的预计标准(“在合理和有依据的基础上对资产剩余使用寿命内整个经济状况进行最佳估计”)，以及预计折现率选择标准(首先以该资产的市场利率为依据，无法获取市场利率的使用替代利率估计)、判定非货币性资产交换是否有“商业实质”的标准等等，都没有指明统一、具体、可供查验的依据。这一缺陷的存在，势必对会计信息的可比性甚至客观性带来影响，从而在一定程度上抵减新准则的改革效应，应予完善。
参考文献：
[1]财政部会计司编写组.企业会计准则解释[M].北京：人民出版社，2007.
计量分析论文篇12
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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计量分析论文篇13
本文采用下偏矩法对风险因子进行计量。下偏矩是下方风险的一种。所谓下方风险是指，给定一个目标收益率h，只有小于h的收益率才被视为风险计量因子。风险的下偏矩计量理论有着方差理论不可比拟的优越性。首先，它将损失作为风险的计量因子，反映了投资者对风险的真实心理感受，符合行为科学的原理；其次，从效用函数的角度看，它仅要求投资者是风险厌恶型，即效用函数是凹型的，而不像方差那样要求二次型的效用函数；再次，当使用目标收益率而不是均值时，不存在Ruelfi(1991)提出的辨识及虚假相关问题；最后，从资源配置效率看，风险的下偏矩计量方法优于方差方法。
下偏矩指标相对来说是一个较好的风险计量指标，但其并没有得到广泛应用，主要是因为下偏矩统计量的计算比较复杂。直到近来，王明涛通过研究得出了易于推广的Harlow下偏矩优化模型的转换形式，有效地克服了下偏矩统计量计算困难的弊端。本文主要利用转换后的下偏矩计量方法，研究投资者对我国企业债券进行投资时所面临的市场风险。实证结果表明：我国企业债券的投资风险是受多方面因素影响的，在实际投资中，应综合考虑这些风险因素。投资者在达到预期收益的同时，要做到有效地分散风险，使其最小化。
二、利用下偏矩法计量投资风险的基本理论
设在区间[0，T]内，有n个离散的时间点，k种债券，其中，第j种债券在第i个时间点的到期收益率为债券收益率的频度系数，其定义为：
fr=f/fm
(5)
式(5)中，f为该债券在单位时间内收益率由盈到亏的波动频率，fm为最大由盈到亏的波动次数。K2：一般取值为0．1，用来平衡
与fr之间的差别。
式(4)描述了风险的本质特征，是全面计量风险的定量指标模型，它不但考虑了风险负面性的强度，同时，考虑了负面性的分布和紧迫性问题；不但在概念上符合债券投资风险的定义，而且反映了投资者对风险的心理感受，也克服了Ruelfi提出的辨识问题和虚假问题，可以说该模型是计量风险的较好的指标。
三、实证分析
本文的样本数据来自于上海证券交易所尚未到期的企业债券交易价格，文中选用企业债券的发行日期均在2004年以前，数据时间段为2004年1月至2005年12月，每支债券的发行面值均为100元，信用等级均为AAA，到期期限不等。首先，对交易价格数据进行处理，求出每支债券在不同月份的到期收益率。其次，设定每支企业债券的目标收益率为该债券的期望到期收益率，在此基础上根据式(1)求出损失序列。最后，根据式(4)求出风险因子，所得结果见表。
可以看出，当风险接近时，长期企业债券能带来较高的目标收益率。也就是说，到期期限越长，带来的期望收益也越高。然而，这只是我国企业债券的一个大致趋势，其本身并不是完全符合传统的均值一方差理论，我国目前的企业债券有着自身的特点，即风险一收益的不对称性。
另外，我们可以看出，对于即将到期的企业债券来说，越要临近到期日的风险越大，其主要原因来自于投资者对企业债券的再投资。再投资风险是指债券持有者在持有期间收到的利息收入、到期时收到的本息、出售时得到的资本收益等，用于再投资所能实现的报酬，可能会低于当初购买该债券时的收益率。所以，随着债券到期日的临近，投资者面临的再投资风险也增大了。对于长期债券来说，其风险也是相对最大的。长期企业债券的风险来自于市场风险，到期期限越长，市场风险越大，也就是交易价格变动的可能性越大。所以，投资者要得到高的目标收益率，就不得不承担这种长期的市场风险。
从总体上看，我国企业债券的票面利率大都集中在4％左右，原因在于大部分企业债券在定价时采用了以银行利率上浮40％作为企业债券定价上限的做法，基本上没有考虑市场因素。与国外相同种类的企业债券相比，我国企业债券品种单一，票面利率偏低，并且缺乏弹性空间，从而造成不同信用等级、不同到期期限的企业债券在定价时，几乎只能选择上限利率，无法实现差别定价。这种局限的定价方法使企业债券的价格水平不能充分揭示其风险性，严重影响了债券市场的发展。
造成企业债券定价偏低和债券收益一风险不对称的主要原因是企业债券定价机制僵化，银行利率的非市场化导致了企业债券的非市场化。企业债券的定价机制存在的问题已严重影响到企业债券的发行，制约了债券市场的发展。从宏观角度来看，我国企业债券的发行被严格控制，债券发行前，必须先取得国家计划主管部门下达的债券发行计划，并需要取得中国人民银行同意其发行债券的批文，债券发行后还需要向交易所提出上市申请，审批严格，过程繁琐，限制了企业债券发行规模的扩大，影响了企业债券融资的积极性。
