差生期中总结范文1
（辽宁现代服务职业技术学院，辽宁沈阳110164）
摘要：本文在界定相关概念和编制高等职业技术学院学生职业期望调查问卷的基础上，对省内某高职国家示范校大一到大三的学生进行了抽样调查，并利用spss统计分析软件对回收的调查资料进行统计与分析，借以对辽宁高职学生职业期望评价指标维度以及在不同背景变量下高职学生职业期望的特点进行研究。
关键词 ：高职；职业期望；实证研究；问卷调查
DOI：10.16083/j.cnki.22-1296/g4.2015.06.036
中图分类号：G641文献标识码： A 文章编号：1671—1580（2015）06—0079—02
收稿日期：2014—12—10
作者简介：陈斌（1966— ），男，辽宁新民人。辽宁现代服务职业技术学院，教授，博士，研究方向：高职教育。
曲蓉蓉（1983— ），女，辽宁本溪人。辽宁现代服务职业技术学院，讲师，硕士，研究方向：市场营销，高职教育。
一、概念界定
（一）职业。《辞海》中对“职业”一词的解释为：个人所从事的作为主要生活来源的工作。而社会学家常常认为作为一个职业，必须具备三个构成要件：个人的、经济的和社会的，三者彼此互动。个人发挥应有的才能，在社会中履行适当的角色，在经济中维持必要的生计，从而构成一个三角形的互动结构，构成稳定发展的职业三角形。因此，本文所指的职业是指为了让个体获得稳定工作，从而履行一定社会角色并实现自我。
（二）职业期望。从托尔曼（E.C.Tolman）的白鼠走迷宫实验得知，期望的产生是动物满足需求的基本心理功能。期望是一种要达成目标的特殊动机，因此，它是人的一种主观预期，属于意识范畴的内容。个人在发展职业的过程中，自然而然地会想到应用期望的心理功能，以引导职业选择和职业行为。综合来说，职业期望可以认为是个人在职业方面综合自身需求、效能预期和结果预期等主观因素，以形成个人的职业发展愿望的过程，它受过去经验、个体职业认知、现实环境条件以及社会等多方面的影响，是一个动态变化的发展过程。
二、研究概况
本文以编制高职学校学生职业期望调查问卷为基础进行研究，问卷分为两部分，第一部分为性别、年龄、学业成绩、家庭背景等受调查人的基本情况；第二部分为职业期望调查量表，共74个问题。题项设计采用李克特五点量表和五项计分原则（非常期望5分、期望4分、无意见3分、不期望2分、非常不期望1分）。本研究的调查对象是辽宁省内某高职国家示范校大一至大三的学生。本次调查共发放问卷200份，回收有效问卷176份，问卷有效率为88%，满足分析要求。有效样本构成如表1所示。问卷回收后，笔者利用SPSS统计分析软件对有效问卷进行了因素分析、单因子变量分析以及独立样本T检验分析等。
三、研究过程与结果
（一）因素分析。本研究在调查问卷各题项共同度均大于0.35的基础上进行了三次探索性因素分析。整个过程删除了27个因子负荷小于0.5的题项，并将剩余的47个题项聚类为对工作要求、福利、进修机会、工作环境、发展机会、声望、工作地点和共组规律八个维度，累积解释率达61.625%，为接下来的研究奠定基础。
（二）问卷信度与效度检验分析。信度检验采用L.J.cronbach所创的ɑ系数法，效度检验利用问卷及其因素分解后各维度间的相关系数来衡量。研究结果表明：总调查问卷ɑ系数为0.903，各维度的ɑ系数介于0.686~0.921之间，信度比较好；八个维度与总问卷之间所有相关系数均大于0.4，在0.01水平上具有显著性，各维度之间相关系数均大于 0.1，满足效度检验水平。
（三）职业期望总体情况分析。这部分的分析中得分越高的维度表示学生期望越高。总量表平均得分为4.15，大于3，标准差SD=0.35，由此表明，辽宁省的高职学生具有较高的职业期望。在职业期望的八个维度中，维度2得分最高（平均值M=4.199，标准差SD=0.497），维度5 次之（平均值M=4.237，标准差SD=0.630），维度8最低（平均值M=3.829，标准差SD=0.988）。
（四）不同背景变量下的职业期望分析。
1.不同性别学生的职业期望分析。本部分采用独立样本T检验进行分析，结果显示：不同性别的高职学生职业期望相差无几，男学生（平均值M=4.15，标准差SD=0.34）和女学生（平均值M=4.13，标准差SD=0.37）很相似，并且在总量表和八个因子上均不存在显著性差异。
2.不同年龄学生的职业期望分析。本部分采用单因素方差分析，分析结果表明：不同年龄的高职学生中，以20岁期望最高（平均值M=4.26，标准差SD=0.38），并且在总量表和八个因子上均不存在显著性差异。
3.不同学业成绩学生的职业期望分析。本部分采用单因素方差分析，分析结果表明：不同学业成绩的高职学生中，学业成绩为优的高职学生职业期望最高（平均值M=4.21，标准差SD=0.37），而学业成绩为及格的高职学生职业期望最低（平均值M=4.04，标准差SD=0.38）。在“维度4-工作环境”上，不同学业成绩高职学生的职业期望存在显著性差异（P=0.043<0.05），而在总量表和其他因子上差异性不明显。在上述结果的基础上，针对“维度4-工作环境”，采用LSD进行事后比较，得到如下结论：
（1）学业成绩为“优”的学生，对于“工作环境”的职业期望显著高于学业成绩为“良”、“中”和“及格”的学生，并且与学业成绩为“良”的学生具有显著性差异。（2）学业成绩为“良”的学生，对于“工作环境”的职业期望显著高于学业成绩为“及格”的学生，低于学业成绩为“中”和“优”的学生，并且与学业成绩为“优”的学生具有显著性差异。（3）学业成绩为“中”的学生，对于“工作环境”的职业期望显著高于学业成绩为“良”和“及格”的学生，低于学业成绩为“优”的学生，但与三者不具有显著性差异。（4）学业成绩为“及格”的学生，对于“工作环境”的职业期望显著低于学业成绩为“优”、“良”和“中”的学生，但与三者不具有显著性差异。
值得注意的是，学业成绩为“及格”的学生无论在总量表还是在职业期望的其他维度上，都明显低于其他学业成绩的学生，但却在“维度1-对工作要求”、“维度6-声望”和“维度7-工作地点”等职业期望上反而高于其他学业成绩的学生。
4.父母受教育程度不同的学生的职业期望分析。本部分采用单因素方差分析，结果显示：父母受教育程度不同的高职学生中，父母受教育水平为高中的高职学生职业期望最高（平均值M=4.18，标准差SD=0.35），父母受教育水平为初中以下的高职学生职业期望最低（平均值M=4.11，标准差SD=0.35）。并且无论在总量表上还是在八个因子上，职业期望均不具有显著性差异。
5.来自不同地区的学生的职业期望分析。本部分采用独立样本T检验进行分析，结果表明：来自不同地区的高职学生中，无论是来自乡村的学生还是来自城镇的学生，职业期望中关注度最高的都是“福利”，无论是在总量表上还是在八个因子上，职业期望均不具有显著性差异。
［
参考文献］
［1］谢延明，赵玉芳.大学生职业期望研究［J］.教育与职业，2014（11）.
［2］李明，高飞.基于职业期望的大学生非学费投入的性别差异研究［J］.黑龙江高教研究，2011（4）.
［3］黄锦锋，林益彬.福建省大学生职业价值观的调查分析［J］.佳木斯教育学院学报，2012（3）.
差生期中总结范文2
[关键词]FDI；进出口贸易；VAR模型；脉冲响应；方差分解
[中图分类号]F732[文献标识码]A[文章编号]2095-3283（2014）01-0027-03
[作者简介]易晨晨（1990-），女，湖南益阳人，硕士研究生，研究方向：产业经济与产业管理；梁绮琪（1988-），女，广东肇庆人，硕士研究生，研究方向：产业经济与产业管理。一、引言
随着全球化进程的日益加快，使得贸易和投资之间的相互联系日益紧密。自我国2001年加入WTO以来，外商对中国的直接投资规模呈现快速增长趋势。从总体上看，我国对外贸易和FDI之间的积极影响持续增强。外商投资领域不断扩大，市场准入逐渐放开，部分金融、电信、交通等国家垄断程度较高的行业也逐步开放准许外资进入。随着东部沿海地区的投资趋于饱和、人力成本的大幅上升，人力成本低廉、物产丰富的中西部省份将会吸引越来越多的外商直接投资。
本文通过运用VAR模型、脉冲响应函数及方差分解的方法研究中国FDI与对外贸易的关系，得出二者之间的相互影响关系，以期对我国经济政策调整提供一些理论依据。
二、中国FDI与对外贸易概况
自1983年以来，我国的外商直接投资额呈逐年增长的趋势。1983―2011年，FDI投资额从916亿美元上升至116011亿美元。外商直接投资合同项目数由1983年的638个上升至2011年的27712个。据统计，外商合资经营企业直接投资实际使用金额由2002年14992亿美元上升至2011年的21415亿美元；外商合作经营企业直接投资实际使用金额由2002年的5058亿美元降至2011年的1757亿美元。
我国对外贸易总额由1983年的4362亿美元上升至2011年的3641938亿美元。其中，进口总额由2139亿美元（1983年）升至1743342亿美元（2011年）；出口总额由2223亿美元（1983年）升至1898595亿美元（2011年）。出口规模略大于进口规模，贸易逆差有缩小的趋势。
从以上对比可以看出，我国对外贸易总额与FDI皆呈上升趋势。下面进行计量分析来进一步探究二者之间的关系。
三、中国外商直接投资与对外贸易关系的实证分析
（一）VAR模型构建
向量自回归模型简称VAR模型，非常适用于中小规模时间序列变量集的数据生成过程。VAR基于数据的统计性质来建立模型，考察多个变量之间的动态互动关系，又可以解决模型构建时方程联立导致的内外生变量混淆问题[1]。
在VAR模型设定中，本文选取1983―2012年《中国统计年鉴》中FDI与进出口总额的数据，并设定变量TRA、FDI分别表示进出口总额、外商直接投资额。为了消除时间序列中异方差性的影响，并使数据趋势线性化，将变量TRA和FDI均取对数化为LNTRA、LNFDI；根据AIC信息选择滞后期，设定滞后期为2期。
（二）单位根检验
为避免出现“伪回归”问题，首先对原序列进行ADF单位根检验。结果如表1所示，原序列在各个水平下检验结果非平稳，但一阶差分后，在5%的显著水平之下，序列LNTRA、LNFDI的一阶差分皆平稳，可以建立VAR方程模型。
（三）平稳性检验
对于滞后期长度为M且有K个内生变量的VAR模型，特征根多项式有M*K个特征根。本模型中有2个内生变量且滞后长度为2，因此有4个特征根。当VAR模型中所有的特征根的倒数的模小于1（位于单位圆内）时，表示VAR模型是稳定的，否则，模型需要重新设定[2]。
（四）脉冲响应函数及方差分解
由于VAR模型无需对变量做任何先验性约束，因此在分析VAR模型时常常分析的是当模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数分析。方差分解法是通过分析每个结构冲击对内生变量化产生影响的程度来评价不同结构冲击的重要性。为了进一步研究FDI与进出口总额之间的关系，需要在已建立的VAR模型基础上，利用脉冲反应函数和方差分解来分析冲击后的反应形态及影响程度[3]。利用Eviews60可以得到如下脉冲反应和方差分解结果：
图1表明FDI与进出口总额之间的脉冲响应结果，其中左上及右下方分别表示进出口总额对自身的脉冲响应函数图、FDI对自身的脉冲响应函数图。进出口总量、FDI受到自身的一个正冲击后下降较快，分别在第三期、第五期到达最低之后慢慢回升，末期均趋于0值。右上方和左下方分别表示进出口总额对FDI的脉冲响应、FDI对进出口总额的脉冲响应。
右上方，表示进出口总额变动一个标准差对FDI的影响。FDI受到来自进出口的一个正冲击后，第一期开始小幅下降，第二期后小幅回升，最后各期均趋于0值。
左下方，表示FDI变动一个标准差对进出口总额的影响。进出口受到来自FDI的一个正冲击后，第一期开始下降，第三期到达最低值后回升，第六期上升至正值后，各期趋于0值。图1脉冲响应函数结果
表3表明进出口总额、FDI之间的方差分解结果。
对于进出口总额的方差分解，进出口总额在第一期只受自身的影响，第二期开始有所下降，但下降幅度并不大，末期仍维持在99%的水平，而FDI对其的影响未超过1%。对于FDI的方差分解，FDI在第一期受到来自自身90%影响，进出口对其影响不到10%；随着滞后期的增加，进出口影响逐渐增大，末期上升至125%。
四、结论与建议
通过上述分析，得出以下结论：
平稳性检验表明，进出口总额和FDI这两个时间序列都是较为平稳的，表示它们之间存在一个长期均衡稳定的互动关系。
脉冲响应函数表明FDI对进出口的影响比进出口对其自身的影响稍大，但总体来看二者之间的影响并不大。这可能受投资环境、政策法规以及体制机制等因素制约，未能充分发挥外资的全部效果。
方差分解表明二者相互影响程度都不是很大，这说明外资未得到充分利用。对外贸易的增长速度过快，而外商投资反应迟缓，会使得FDI对贸易的影响弱化。
基于上述结论，本文给出以下对策建议：
继续充分利用FDI，应健全市场机制，形成合理的经济结构、有效的产品市场和要素市场，使得FDI的影响可以传递到其他产业部门；同时积极推动外贸结构的优化升级[4]。此外，合理调整产业结构，使得FDI得到有效利用。政府部门应制定相关法规，规范FDI引进程序，适当简化其引进流程，提高外商投资利用效率。
从全国范围来看，外商直接投资有利于促进区域经济增长，特别是西部地区，外资对就业具有显著的促进作用。目前我国就业压力明显增大，国家应针对本地区的经济结构及发展状况制定与其相适应的产业指导。如东部地区应引进科技含量较高的外商投资，以保持其强劲的发展势头；西部利用外资应以基础设施建设为主，最大限度解决西部人口就业问题。
由于短期内，FDI对对外贸易有一定的促进作用，但长期作用并不大。所以，在适度发展对外贸易的同时，更要注意引进外国的先进技术和管理经验，提升本土企业的创新能力，合理调控外资规模，提高进出口产品的附加值，更加高效地利用外资。
[参考文献]
[1] 李敏，陈胜可Eviews统计分析与应用[M]北京：电子工业出版社，2011
[2] 孙敬水计量经济学（第2版）[M]北京：清华大学出版社，2009
差生期中总结范文3
【关键词】经济增长；对外贸易；误差修正模型
改革开放以来，我国对外贸易呈蓬勃增长趋势。1978年，我国对外贸易进出口总额仅为206.4亿美元，2010年则上升至29727.6亿美元；同时我国对外贸易依存度也由1978年的5.7%上升至2010年的67%。对外贸易似乎已经成为国民经济增长不可缺少的重要因素，对国际贸易与经济增长相互关系的研究也因此显得十分重要，对外贸易能否促进经济增长等问题也成为经济学者争论的焦点。笔者支持对外贸易对经济发展有积极作用的意见，本文将利用计量软件对经济发展与对外贸易关系进行协整分析并建立误差修正模型，以此论证笔者的观点。
一、数据选取
论文分析所使用的样本数据时间跨度为1978-2009年，数据来源于《中国统计年鉴》(2010)。为使数据更为平滑，对各变量取自然对数，用净出口总额（）、进口总额（）、出口总额（）来反映对外贸易状况；选取按照生产法统计的宏观经济总量指标国内生产总值()作为总产出的代表变量，反应经济增长水平。
二、计量分析
1.变量的平稳性检验
本文用ADF检验方法对数据进行平稳性检验，用eviews软件做出检验结果如下：
由图表1可知，两变量一阶差分都是平稳的，即这些变量都是一阶单整序列，于是可进一步检验这三个变量间是否存在协整关系。
2.协整关系检验
（1）建立回归方程
（2）对模型估计
得到的残差进行平稳性检验，如果残差序列是平稳的，则可以确定回归方程中的变量之间存在协整关系。残差单位根检验结果如下：
协整检验结果表明，与、、之间存在协整关系，也就是说，与、、之间存在着长期稳定的均衡关系且成同方向变动。
（3）Granger因果关系检验
协整检验结果显示进出口与经济增长之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，即进出口的变化是否是经济增长的原因还需要进一步验证。为此，本文采用Granger因果检验对进出口总额与GDP之间的长期均衡关系展开讨论，检验结果见表3。
从图表3中可以看出，净进口、净出口与国民收入之间存在因果关系。
3.误差修正模型
由Granger定理可知，有协整关系的非平稳变量必有误差修正模型存在。用表示回归方程（1）中的残差，建立误差修正方程如下：
差分项反映了净进口、净出口的短期变化对经济增长产生的影响。可以看出短期影响并不大：净进口每增加1%，GDP约增加约0.036%。误差修正项表明当短期波动回归长期均衡的力度，即系数为-0.2983时，短期均衡将以-0.2983的调整力度回归长期均衡状态。
DW值反应模型存在较为严重的自相关现象，据此，进一步增加变量滞后项，以及残差序列的滞后期。则重新建立模型为：
从以上数据分析可得出，各项回归系数都通过了检验。并且可以得出，净进口每增加1%，GDP在会减少约0.2139%；净出口增加1%，GDP在会增加约0.2380%。误差修正项的系数为-0.4132，表明当短期波动偏离长期均衡时，将以-0.4132的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态中。同时，我们还可以从误差修正模型中得出以下结论：第一，从短期动态关系来看，我国的和出口增长存在紧密的联系。第二，从增长率角度看，出口对的增长具有正向的促进作用，而且国外需求变动对中国产出变动没有形成显著的滞后影响，第三，进口增长率()对国内产出调整产生了显著的反向滞后影响。
三、结论及可能原因分析
差生期中总结范文4
关键词：中学生;同伴;性话题沟通
同伴沟通是指同龄人之间的联系过程，即同伴之间传递信息、沟通思想和交流情感的过程。中学生时期，由于家庭和学校在青少年性教育过程中发生角色失灵现象，同辈群体在此时期比父母更有影响力。同伴之间的性话题沟通对青少年的心理健康发展具有不可替代的作用。
一、对象和方法
方法：采用自编中学生同伴性话题沟通问卷对被试进行团体施测，正式问卷共发出了600份，剔除回答不完整、有明显反应倾向的问卷，再根据测谎题去掉废卷(4道测谎题有三道答错则认为其问卷作废)，剩余445份有效问卷。
二、结果
(一)中学生同伴间性话题沟通总体及各维度的特点
1.中学生同伴间性话题沟通特点及各维度的总体特征
中学生同伴间性话题沟通特点在总量表及各维度的总体测试结果显示：中学生同伴间性话题沟通在各维度上的沟通得分依次为：沟通状况沟通态度沟通内容沟通动机，其中沟通状况维度均数最高，而沟通动机维度的均数水平要明显低于其他几个维度的均数水平。
2.中学生同伴间性话题沟通总体及各维度的方差分析结果
对性别、学校、父母受教育水平在中学生同伴间性话题沟通问卷及各维度上进行多因素方差分析。从具体因子水平上看，沟通动机维度在性别上的主效应显著;沟通内容维度在母亲的受教育水平上存在显著差异。而四个变量之间的交互作用没有显著差异。
(二)中学生同伴间性话题沟通及各维度的性别特点
1.不同性别中学生在同伴间性话题沟通总体及各维度的测试结果
2.中学生在沟通动机维度和沟通状况维度上的性别差异
中学生在沟通动机维度和沟通状况维度上表现出极显著的性别差异，因此采用多重比较法进行进一步分析，结果显示：男生沟通动机维度(F =7. 203)和沟通状况维度(F= 11. 364)上均显著高于女生。
(三)中学生同伴性话题沟通在普通中学与职业中学上结果与分析
1.不同性质学校的中学生在同伴间性话题沟通及各维度的总体测试结果
在同伴间性话题沟通方面，普通中学的学生在总体沟通上的平均分均要高于职业中学的学生，但是并没有表现出显著的差异(3. 3593. 259，F=2.069)。在各个维度上存在的差异相同，都表现为普通中学的学生在具体维度上的沟通水平均高于职业中学的学生，并且在沟通内容和沟通状况维度上存在着显著的差异。
2.职业中学与普通中学学生在沟通内容维度与沟通状况维度上的差异
统计结果显示，中学生在沟通内容维度与沟通状况维度上表现出极显著的学校差异，因此采用多重比较法进行进一步分析，结果显示：普通中学的中学生在同伴间性话题沟通内容维度(F=5. 741)与沟通状况维度(F=6.440)上均显著好于职业中学的中学生。
(四)父母的受教育水平在中学生同伴间性话题沟通上的存在的差异分析
由于父母的受教育水平的主效应及与性别和学校两个变量之间的交互作用不存在显著性差异，因而把父母的受教育水平分开进行单因素方差分析。结果显示：
父亲的受教育水平在同伴间性话题沟通总体上及在沟通内容、沟通状况和沟通态度维度上存在的显著差异，事后多重比较为：在沟通内容、沟通状况及总体沟通上，父亲学历为大学及以上的中学生沟通要好于学历为高中、初中、小学及以下学历的，而父亲受教育水平为高中、初中、小学及以下的之间没有显著差异。在沟通态度维度上也存在的差异为：父亲受教育水平为大学及以上学历的中学生在沟通态度上明显好于父亲受教育水平为初中学历的中学生，而与另外2个受教育水平差异不显著。
母亲的受教育水平在同伴间性话题沟通总体上及在沟通内容、沟通状况上存在的显著差异，事后多重比较为：在沟通状况及总体沟通上，母亲受教育水平为大学及以上学历的中学生在沟通上明显好于母亲受教育水平为初中学历和小学及以下的中学生，而与母亲受教育水平为高中之间的差异不显著。在沟通内容维度上也存在的差异为：母亲学历为大学及以上和高中的中学生沟通均要好于学历为初中、小学及以下学历的，而母亲受教育水平为大学及以上与高中水平之间没有显著差异。
三、讨论
中学生同伴性话题沟通总体上不存在显著的性别差异，但男生在同伴性话题沟通总体上平均分高于女生，男生在沟通动机和沟通状况维度水平高于女生并表现出了显著的性别差异，这可能与我国传统文化对男女不同角色期望有关，传统上更强调女孩子文静、内向、顺从，男孩子则更独立、叛逆。刘霞等的调查结果显示，男生发生边缘性行为的次数高于女生，报告率上的差异有统计学意义。韩仁生等对中学生同伴交往的现状调查结果也显示，男生交友数量显著地高于女生。郑琰对广东省中学生心理素质状况调查结果显示，女生由于比较敏感，所以自尊心水平比男生低。男女在交友数量、角色期望和心理素质上面的不同，造成了沟通动机和沟通状况的显著性差异。
差生期中总结范文5
经济增长与就业之间存在着密切的关系。国内外许多学者对此进行过深入研究，由于研究视角不同，得出的结果也有差异，但总体得出的结论是:经济增长与就业增长具有一定的相关性，即经济增长可以带动就业率的相应提高。美国次贷危机引发的国际金融危机的影响在逐渐减弱，各国经济也逐渐走出谷底。我国的经济在经受住金融危机的考验后回暖迹象明显，就业形势也有所好转。理论界一直认为经济增长能促进就业量的增加，然而，经济增长是否能促进就业，能在多大程度上促进就业，是否能持续有效的促进就业仍有待我们探讨。本文将就内蒙古的情况，利用协整和误差修正理论，分析探讨以上问题。
二、经济增长促进就业的实证分析
本文采用协整和误差修正的分析方法对经济增长与就业之间的具体关系进行实证分析，进而验证经济增长能否促进就业以及对就业的具体促进程度。协整分析是一种从分析时间序列的非平稳性人手，探讨非平稳变量间蕴含的长期均衡关系的分析方法；而误差修正模型将短期波动和长期均衡结合在一个模型中，分析短期内出现偏离均衡的情况，并通过对误差的修正使变量重返均衡状态。
(一)变量与数据选取及数据的处理
本文所选取的样本空间为内蒙古1985―2008年的年度数据, 所有数据均来自于《2008年内蒙古统计年鉴》。文章主要采用了两个指标：一个是用来衡量经济发展水平的内蒙古国内生产总值即gdp指标；另一个是用来表示内蒙古就业情况的从业人员合计指标，用labor来表示。由于对数据进行自然对数变换可以使其趋势线性化，并能消除时间序列中可能存在的异方差现象，同时又不会改变原有序列的协整关系，我们对内蒙古地区生产总值和内蒙古就业量进行自然对数变换，并分别用Lngdp、Lnlabor表示自然对数形式的生产总值和就业量。
(二)平稳性检验
由于我们所采用的变量不一定是平稳的时间序列，这可能与传统的计量分析相违背，因此我们首先需要对Lnlabor和Lngdp进行平稳性检验。本文采用单位根 (unit root test)中的ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验方法，检验结果如表1所示：非平稳时间序列Lnlabor、Lngdp经过二阶差分后达到平稳，均为二阶单整序列。因此，我们不能使用传统的经济计量学理论来建立模型。然而，Lnlabor、Lngdp虽然是不平稳的，但它们都是同阶单整的，所以这些变量之间存在协整关系。我们可以通过使用协整理论的分析方法来研究1985―2008年内蒙古国内生产总值与就业之间的长期动态关系。
(三)协整检验
考察内蒙古就业与内蒙古地区生产总值之间的长期均衡关系。Lngdp和Lnlabor为同阶单整序列，满足协整关系的前提条件。为了检验这两个变量是否有协整关系，我们采用Engle和Granger提出的两步检验法(EG两步法)。首先用变量Lngdp对Lnlabor进行回归，笔者采用中国科学院国情分析研究小组建立的经济增长与就业人数之间对数化后的函数关系，建立如下计量方程：
Lnlabort =C0+C1Lngdp+εt（1）
采用最小二乘法（OLS）对（1）式进行估计得出：
Lnlabort =6.802+0.067Lngdpt+εt（2）
R2=0.871；AdjustedR2=0.812
D.W=0.147； F.Statistic=83.626
然后，对残差序列 εt进行平稳性检验，如果εt 是平稳的，那么说明Lnlabor 和 Lngdp之间具有协整关系。为了检验εt 的平稳性，本文采用了ADF单位根检验的方法，如表2所示。
从表2我们可以看出，在5%显著水平以下，残差序列是平稳的序列。
以上关于Lnlabor和Lngdp协整关系的检验结果似乎表明，方程(2)就代表了内蒙古就业量和内蒙古地区生产总值两者之间的长期均衡关系。但是，我们注意到，D.W统计值仅为0.147，表明误差项存在正自相关，因此，预测值尽管是无偏的，但却不是有效的，显著性检验失效。这说明方程(2)还不能代表内蒙古就业和内蒙古地区生产总值之间的长期均衡关系。为了消除误差项的序列相关性，以获得Lnlabor与Lngdp之间的长期均衡关系，我们利用广义差分法，依据D.W统计值，建立并回归分析得到如下计量方程：
其中， AR(p)为随机干扰项的p 阶自回归。对(3)式残差进行序列相关性检验，由于模型中包含滞后因变量作为解释变量，它超出了D.W 检验作用的有效范围，故D.W检验失效。为此，本文采用LM 检验，其检验结果如表3所示。
从表3可以看出，无法拒绝原假设，那么回归方程的残差序列不存在序列相关。因此，(3)式即为内蒙古就业与内蒙古地区生产总值之间的长期均衡关系，它表明，长期来看，内蒙古生产总值每增长1％ ，将带动内蒙古就业量增长0.27％ 。
(四)误差修正模型――内蒙古就业与内蒙古地区生产总值之间短期波动及其调整机制
上面得到的协整方程只是表现了两个时间序列变量之间的“长期均衡”关系，而没有考虑各变量在短期不均衡的情况，实际经济数据却是由“非均衡过程”生成的。因此，建模时需要用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程。为了研究时间序列变量之间长期均衡与短期调整之间的关系，我们可以建立误差修正模型。误差修正模型的原理是：两个经济变量之间经常存在着长期均衡关系，但短期来看则可能是失衡的。借助于误差修正机制，一个时期的失衡部分可以在下一个时期得到修正，得到的误差修正模型为
Lnlabort =8.371+6.104LnlaborT-1+0.091Lngdpt+
2.411Lngdpt-1+0.091Ecmt-1：
误差修正模型描述了Lngdp受Lnlabor影响的短期动态波动规律，即二者的短期动态关系是，当期内蒙古生产总值每增长1％ ，将带动当期内蒙古就业量增长0.091％ ；前期内蒙古生产总值每增长1％，将带动当期内蒙古就业量增长2.411％ 。这说明，长短期看来，内蒙古经济增长都将促进内蒙古就业量的增长，但长期影响表现得不太明显，短期影响更为显著。误差修正项Ecm的系数为正，说明长期均衡趋势偏离的收敛机制是：
当Ecmt-1=LnlaborT-1-8.702-0.073Lngdpt-1>0 时， Ecmt-1对当期就业量增长起增加作用；当Ecmt-1=LnlaborT-1-8.702-0.073Lngdpt-1>0时， Ecmt-1对当期就业量增长起减少作用。 Ecmt-1的系数为0.091，表明长期均衡趋势误差校正项对当期就业量的调整幅度为9.1%，具有较强的调节作用。
三、结论及政策建议
首先，不论从长期、短期看来，内蒙古经济增长都将促进内蒙古就业量的增加。这也验证了奥肯定律所揭示出的经济增长与失业量反向关系的一般规律。
其次，从内蒙古经济增长对就业量有效促进程度来看，短期内，内蒙古经济增长对就业量有较明显的促进作用；长期上，内蒙古经济增长对就业量促进作用不太明显。这是由于当期的经济增长能暂时提供大量的就业岗位，表现为就业量的增长，但是就业一旦饱和后便不再需要大量的劳动力资源，从而使得从长期来看，经济的发展对就业量的促进作用有限。
最后，比较长短期内蒙古经济增长对就业量的有效促进程度，可以发现，内蒙古经济增长对就业量的促进程度呈递减趋势，说明内蒙古经济增长不能对就业增长起持续有效的促进作用。要促进就业量的增长，长期看来，还应该寻求更多的政策。
差生期中总结范文6
关键词：平稳性检验：调整分析：误差修正模型：因果检验
美国金融危机逐渐导致其经济疲软，无论从持续的时间上、还是从衰退程度上都超过二战以来美国所发生的两次最大的经济衰退。这不仅影响了美国消费者需求，而且已经蔓延到实体经济，使得全球经济陷入了从未有过的混乱之中，中国的经济也充满迷雾――中国股市持续下跌、经济增速放缓、中国沿海地区有数万家中小企业倒闭、企业资金链持续紧张。多个国家都纷纷推出以财税政策、货币政策为主的措施挽救经济、拯救市场。例如欧盟各国推出了总资产2万多亿欧元投资计划：中国政府推出4万亿的政府投资计划。这使得投资与经济增长的话题在新的经济背景下焕发了新生机。本文选取江苏省固定资产投资(FXI)作为国民生产总值(GDP)的解释变量对二者之间的关系进行实证研究，采用协整动态计量经济学的误差修正模型(ECM)寻找二者之间的长期关系及短期效应，做出适当的模型修正，在模型中加入投资的滞后效应研究及GDP间的相互影响关系分析，更准确地对江苏省固定资产投资和GDP之间关系进行分析。
一、模型建立理论依据
在用传统的单变量线性回归模型来研究固定资产投资和国内生产总值变动关系时，通常假定它们的时间序列都是稳定的，但在现实经济中，固定资产投资和国内生产总值的时间序列数据都是不稳定的，用两个不稳定的时间序列数据进行单变量线性回归，不能全面反映两种之间长期变动的关系，仍然通过经典的因果关系模型进行分析，分析的结果不能体现序列间的真实关系，没有实际意义和应用价值。本文试采用协整模型、VAIL模型和误差修正模型来分析江苏省固定资产投资和国内生产总值之间的关系。
二、实证分析
(一)数据采集
本文采用时间序列数据研究，数据来源于江苏省统计局，包括生产总值GDP、社会固定资产投资额FIX。根据江苏省统计年鉴(2008)选择1978―2007年数据，为消除数据中存在的异方差。在对数据进行模型拟合前对各变量进行了对数处理，为简便处理后数据我们仍然记为GDP和FIX，其一阶差分变量分别记为DGDP、DFIX。
(二)数据的平稳性检验
采用ADF检验对变量DGDP、DFIX进行平稳性检验，表1是DGDP、DFIX的单位根检验：
由表1可知在5％的水平上DGDP、DFIX都具有良好的平稳性。这就是说GDP和FIX均服从I(1)过程。
(三)协整检验
GDP、FIX均是一阶单整变量，按EG两步法做如下协整分析
回归并检验两个变量是否存在协整关系，用GDP对FIX作回归，结果为：
GDP=3.091+0.675*FIX
利用Eviews调整后的R=0.96说明拟合的非常好，常数项C与FIX通过了T和F检验，D.w.值较小，说明存在强的正自相关。加入适当的滞后项，得GDP与FIX的分布滞后模型：GDP=0.192+0.299*FIX+0.821*GDP(－1)―0.187*FIX(－1) (1)
(1.32) (5.81)
(19.89)
(－4.44)
加入滞后项后模型的整体拟合效果良好，D.w.=1.56不存在自相关性。F、T值都通过了检验。可初步认为GDP与FIX存在长期协整关系，然后对回归残差-e。进行单位根检验，结果值为5，29在1％的水平通过了检验。可知GDP与F均是r(1，1)协整的。变量GDP与F可以建立误差修正模型来进行矫正，从而得到他们之间长期趋势及短期变化的规律性。方程(1)即为其长期变化的协整方程。
(四)建立ECM模型
以稳定的时间序列e为误差修正项ECM，可建立如下误差修正模型：
由模型的参数可以看出此模型拟合DGDP=0.01+0.34*DFIX+O.68*DGDP(－1)―0.11*DFIX(－1)-0.31*ECM(c―1) (2)
10.59 9.25
3.46
-1.87
-2.04效果比较的好，误差修正项的系数通过了检验，检验模型不存在异方差和自相关，从意义上可以对变量之间的关系作出解释。ECM系数为负，符合误差反向修正机制，说明误差项能对变量的短期波动起到修正的作用。
三、结论
由①式知江苏固定资产投资和国内生产总值之间存在长期均衡的协整关系，固定资产投资关于经济增长的长期弹性为约0.63，固定资产投资每增长1％，生产总值增长0.625％。式中表明江苏省本期GDP的变化与上期GDP同向变动，同时上期固定资产投资与本期国内生产总值反向变动，正是体现了投资与经济产出的相互影响。从②式分析江苏省固定资产投资和生产总值之间短期均衡关系，固定资产投资增量对国内生产总值增量的短期效应系数为0.339，说明固定资产投资的增量每变化1％。国内生产总值的当年增量相应变化约0.339％。由误差修正项的系数知国内生产总值实际值与长期均衡值的差约有300％到调整，系数相对来讲比较有力，说明江苏经济增长与固定资产投资之间存在明显的动态均衡机制。在新的经济背景下。固定资产投资能否继续保持对GDP的高贡献率，我们将进一步做相关研究。