第一篇：我國農(nóng)村通信消費的計量經(jīng)濟學(xué)模型分析研究

我國偏遠農(nóng)村通信消費的計量經(jīng)濟學(xué)模型分析研究

一、引言

隨著近年來“三農(nóng)”政策和“建設(shè)社會主義新農(nóng)村”政策的不斷深化，中國農(nóng)村的經(jīng)濟條件得到較大改善，農(nóng)村居民的收入增長較快，2010年農(nóng)村居民純收入增長率超過城市居民。

農(nóng)村通信對于促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，提高抗災(zāi)、減災(zāi)能力，以及促進民族團結(jié)和加強國防建設(shè)都具有重要意義。十六大報告中提出了“全面建設(shè)小康社會”的目標，以及“以信息化帶動工業(yè)化，以工業(yè)化促進信息化”的偉大戰(zhàn)略；政府將解決好“三農(nóng)問題”作為工作重點。從對農(nóng)村的政策影響來看，政府加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)體系建設(shè)，實施“村村通”農(nóng)村信息化建設(shè)，為農(nóng)村信息化提供基礎(chǔ)設(shè)施。而隨著“家電下鄉(xiāng)”政策的逐漸深入，更多的終端設(shè)備進入到農(nóng)村居民的生活中。因此，積極、有效、合理地發(fā)展農(nóng)村通信，以通信水平的提高帶動和促進當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展是提高我國信息化建設(shè)整體水平，實現(xiàn)“全面建設(shè)小康社會”目標的必然選擇。

二、我國農(nóng)村通信發(fā)展現(xiàn)狀

我國農(nóng)村通信的發(fā)展水平總體而言基本適應(yīng)大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展需求。但是，相對于全國城鎮(zhèn)電信發(fā)展而言，發(fā)展農(nóng)村通信，尤其是廣大欠發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村通信仍存在較多問題。

1．農(nóng)村通信發(fā)展相對滯后

近年來，在我國電信業(yè)務(wù)快速發(fā)展、電話用戶大幅增長的同時，我國農(nóng)村通信發(fā)展相對滯后，形成鮮明的反差。一是農(nóng)村電話用戶增長不斷下降。2001年農(nóng)村電話用戶新增1671.8萬戶，增加數(shù)較2000年下降了5.2%，2002年僅新增1000萬戶，下降達40%之多；二是農(nóng)村電話用戶數(shù)占全國電話用戶總數(shù)（包括固定電話和移動電話）的比重逐年下滑。2000年為22.5%，2001年為21%，2002年又下降了2個百分點為19%，截至2003年8月為18.1%；三是2002年全國通電話行政村比重達到87.9%，難以進一步提高。雖然農(nóng)村電話用戶絕對數(shù)在上升，但新增用戶數(shù)從2000年之后呈下降趨勢。已通電話行政村比重在1997～1998年間有個飛躍，之后增長平緩，甚至2001～2002年沒有增長。

2．城鄉(xiāng)之間通信水平存在著極大的差距

從全國來看，2002年農(nóng)村固定電話普及率水平不到10%，是城市的三分之一左右。在中西部地區(qū)差距更明顯，以重慶為例，2002年城市固定電話普及率已超過20%，農(nóng)村僅為8%，城市和農(nóng)村月單機話務(wù)量也有很大差距。3．不同農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，通信水平也存在著極大的差異

這種現(xiàn)象在東、中、西部地區(qū)的比較中十分明顯，主要有以下兩點：一是不同地區(qū)農(nóng)村居民通信消費習(xí)慣對比差異較大。有的地方農(nóng)村居民的通信消費習(xí)慣還未養(yǎng)成，還有待于引導(dǎo)和培養(yǎng)，這類地區(qū)較為典型的表現(xiàn)是過年過節(jié)時的話務(wù)量劇增、增值業(yè)務(wù)的應(yīng)用少、零次用戶比例大；二是不同地區(qū)的來去電話比例差異明顯，欠發(fā)達農(nóng)村地區(qū)來話遠大于去話，當?shù)厥杖胨诫y以提高（按縣區(qū)級電信分公司的統(tǒng)計）。通常經(jīng)濟發(fā)達農(nóng)村地區(qū)來去話比例基本在1：1至2：1之間，經(jīng)濟落后的農(nóng)村地區(qū)來去電話比例一般在3：1以上，有的甚至超過了10：1。

三、我國農(nóng)村通信發(fā)展的困難及原因分析

1．農(nóng)村地區(qū)的通信消費不旺限制了農(nóng)村通信發(fā)展

從消費需求來看，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展相對緩慢，尤其欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟是以農(nóng)業(yè)以及低層次、低附加值的行業(yè)為主，農(nóng)村居民對外經(jīng)濟聯(lián)系較少，對電信的需求不旺。以浙江省麗水市為例，當?shù)氐霓r(nóng)村電話話務(wù)量基本以本地話務(wù)量為主，長話去話零次戶為48.7%，計費零次戶比例為2.11%。

從消費能力來看，農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，農(nóng)民的人均純收入較低，決定了農(nóng)民的消費能力偏低。2001年農(nóng)村居民人均純收入2366元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入6860元；農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民人均生活消費總支出分別為1741.1元、5309.0元；農(nóng)民人均交通通信支出占生活消費總支出的6.32%，城鎮(zhèn)居民則占8.61%。

從消費習(xí)慣上看，目前大多數(shù)農(nóng)民在觀念上還是認為電話只是消費品，不能帶來效益，由一般3：1的來去電話比例可以看出農(nóng)村電話用戶多是接電話而不向外打電話，這就造成農(nóng)話的消費較低，阻礙了農(nóng)話建設(shè)資金的快速回收和農(nóng)話經(jīng)濟效益的提高。另外，傳統(tǒng)節(jié)假日農(nóng)村話務(wù)量猛增，與平時差距明顯，例如江西都昌縣春節(jié)前后的1個月話務(wù)量超過了一般月份的20%～30%以上，這是因為農(nóng)村居民在外打工情況較多，另一方面農(nóng)民在日常生活中還不習(xí)慣于通過電話進行溝通。

2．農(nóng)話虧損嚴重影響農(nóng)村通信的持續(xù)發(fā)展

農(nóng)話虧損額居高不下，僅廣東、上海、江蘇、浙江和山東五省市，2000年虧損為14.7億元，2001年為18.4億元。2002年虧損更加嚴重，山東省就達7.6億元。造成農(nóng)話虧損的因素一般有以下幾個方面：

（1）農(nóng)村通信投入大，建設(shè)運行維護成本高 農(nóng)話分布的典型特點是：多、遠、散；鄉(xiāng)鎮(zhèn)、行政村、自然村數(shù)量多，中繼距離、用戶接入距離遠，農(nóng)戶的聚居程度低、用戶分散。全國共有2126個縣，平均每個縣有21.4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，縣到鄉(xiāng)的典型距離為20公里；每鄉(xiāng)平均有16.3個左右的行政村，鄉(xiāng)到村的典型距離為5～10公里。不同地區(qū)的地理地形千差萬別，并且人口密度差異大，建設(shè)造價相差懸殊。如浙江蕭山的人口密度達到807人/平方公里，甘肅山丹的人口密度只有38人/平方公里，農(nóng)村電話戶均綜合造價變化幅度也很大，少則1000元，多則5000元以上。因此，農(nóng)話單線建設(shè)成本大大高于市話。

在大部分落后的農(nóng)村地區(qū)，電力供應(yīng)不能充分保證，經(jīng)常停電或電壓不穩(wěn)，極易造成中斷事故，造成機房空調(diào)不能正常工作，室內(nèi)溫度、濕度不符合設(shè)備要求，容易引發(fā)設(shè)備故障。另外，由于交通不便，也增加了電信員工的維護工作量。除此之外不少地區(qū)氣候惡劣，自然災(zāi)害頻發(fā)，甚至偷盜電纜的事件也時有發(fā)生，有的縣級電信公司每年由此損失數(shù)十萬元甚至到上百萬元。

（2）資費水平的降低減少了企業(yè)的收入

2001年對農(nóng)村資費體系的調(diào)整，將固定電話的本地網(wǎng)營業(yè)區(qū)范圍擴大到行政縣（含縣級市，下同），在同一行政縣內(nèi)通話均執(zhí)行本地網(wǎng)營業(yè)區(qū)內(nèi)（市話）資費標準。由于本地網(wǎng)營業(yè)區(qū)間通話中，約40%為縣內(nèi)區(qū)間通話。營業(yè)區(qū)擴大到縣后，農(nóng)村用戶的通話費支出大幅度減少。這有效的減輕了農(nóng)村用戶的負擔，在一定程度上促進了城鄉(xiāng)的交流，但同時使企業(yè)在農(nóng)村通信上的收益進一步降低，甚至加大了在某些地區(qū)的虧損。

（3）歷史遺留問題增加了企業(yè)的負擔

首先是農(nóng)話大發(fā)展時期的影響。在1996～1997年前后，農(nóng)村地區(qū)曾有過一段農(nóng)話快速發(fā)展的時期。由于當時設(shè)備較貴、廠家較多，導(dǎo)致設(shè)備型號兼容問題逐漸突出，設(shè)備更新、折舊和維護費用增加。其次是郵電分營等一系列人員、資產(chǎn)剝離過程中，提供農(nóng)話服務(wù)的企業(yè)（中國電信、中國網(wǎng)通）留有較多的人員負擔。

3．企業(yè)對農(nóng)村及邊遠地區(qū)的通信投資不斷減少

電信體制改革使企業(yè)成為市場主體，特別是近年來，電信市場逐漸引入競爭后，市場競爭日趨激烈，各公司不愿意在市場需求不旺、建設(shè)運營成本高的農(nóng)村地區(qū)增加投資。除此之外，電信企業(yè)減少對農(nóng)村通信的投資還有以下幾個原因：

（1）資產(chǎn)負債率過高導(dǎo)致資金緊缺 根據(jù)調(diào)查，中國電信各分公司的資產(chǎn)負債率一般在60%～70%之間，相對過高。如湖南電信資產(chǎn)負債率達到70%，浙江麗水電信的資產(chǎn)負債率為66.67%。資產(chǎn)負債率過高嚴重影響了企業(yè)統(tǒng)籌資金的能力。

（2）企業(yè)上市后對投資回報率有更高要求

有研究認為：固定電話戶均綜合造價1500元，用戶ARPU值55元以上，投資回報率才能保證在15%左右，項目才可行。這已成為一些企業(yè)論證項目經(jīng)濟可行性的重要標準。調(diào)查表明，中國電信在“九五”期間農(nóng)村電話戶均綜合造價在5000元以上。2001年開始，中國電信各分公司在進行農(nóng)村通信項目建設(shè)時，加大了成本控制力度，要求將農(nóng)村電話綜合造價從2500～2800元，壓低到1000～1200之間，使這兩年農(nóng)村電話戶均綜合造價基本控制在2000元左右，對超出該標準的項目投資加以限制。而農(nóng)村廣大地區(qū)地處偏遠，地形多以丘陵、山區(qū)為主，且人口分散，滿足投資人要求的項目不多，所以企業(yè)對農(nóng)村通信的投資在不斷的有控制的減少，而且這一趨勢短時間將難以扭轉(zhuǎn)。

（3）新業(yè)務(wù)、新市場的競爭導(dǎo)致企業(yè)投資分流

承擔農(nóng)村通信服務(wù)的企業(yè)主要是中國電信和中國網(wǎng)通，為了提高企業(yè)的競爭力，必須要研究新的業(yè)務(wù)增長點，加快新興市場的開發(fā)和投資力度。在數(shù)據(jù)業(yè)務(wù)方面、3G建設(shè)方面等都需要大量的投資，而且分別拓展南北地區(qū)的電信業(yè)務(wù)也需要投資，這都在一定程度上影響了農(nóng)村通信的資金投入。

四、均衡發(fā)展農(nóng)村以及邊遠、落后地區(qū)通信的政策建議

據(jù)統(tǒng)計，2001年我國農(nóng)民人均純收入實際增長了4.2%，2002年上半年農(nóng)民現(xiàn)金收入比2001年同期增長了5.9%，人均收入水平的穩(wěn)定增長提高了農(nóng)村居民的消費能力，也將拉動通信消費需求。今后幾年，隨著國內(nèi)宏觀經(jīng)濟的發(fā)展形勢繼續(xù)趨好，農(nóng)村消費需求的進一步擴大，為農(nóng)村通信市場的發(fā)展提供了廣闊的市場和應(yīng)用空間。但是如果農(nóng)村通信，尤其是邊遠、落后地區(qū)的通信狀況不能保持適度發(fā)展，將影響“三農(nóng)”問題的解決，影響電信業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，我國農(nóng)村經(jīng)濟，甚至國民經(jīng)濟的發(fā)展都將受到制約。

為了有效促進農(nóng)村及邊遠、落后地區(qū)的通信均衡發(fā)展，我們將進一步研究和推進下面幾項工作：

1．統(tǒng)籌規(guī)劃，綜合利用，推動、引導(dǎo)企業(yè)調(diào)整經(jīng)營指導(dǎo)思想

通過對農(nóng)村通信的基礎(chǔ)設(shè)施實行長遠規(guī)劃、統(tǒng)籌利用，鼓勵和引導(dǎo)企業(yè)對農(nóng)村通信的投入。孤立地看，企業(yè)發(fā)展農(nóng)村地區(qū)的低端用戶難以盈利，如果可以通過資費體系的調(diào)整、農(nóng)話傳輸網(wǎng)綜合利用（同時傳廣播、電視）等措施，鼓勵電信運營企業(yè)吸引大量的低端用戶群進網(wǎng)，造就更大的市場，在低邊際成本情況下不斷提高全網(wǎng)通話業(yè)務(wù)量，提高企業(yè)收入，必然會使企業(yè)產(chǎn)生新的投資意向，逐步達到良性循環(huán)。

2．積極鼓勵新技術(shù)應(yīng)用

由于農(nóng)村地區(qū)之間也存在一定差異，需要根據(jù)不同地區(qū)的具體情況采用有線、無線等多種接入方式，銅纜、光纜、微波、衛(wèi)星等多種手段。從管制政策、資金等方面鼓勵電信運營企業(yè)應(yīng)用適合我國廣大農(nóng)村和邊遠地區(qū)的新技術(shù)，鼓勵電信設(shè)備生產(chǎn)商及科研院所積極研發(fā)適合農(nóng)村氣候條件、地理條件的農(nóng)村通信設(shè)備。

3．盡快建立有中國特色的電信普遍服務(wù)基金

隨著電信市場的逐步開放、電信競爭格局的形成，主要靠電信運營企業(yè)內(nèi)部交叉補貼的辦法保證落后地區(qū)的農(nóng)村地區(qū)普遍服務(wù)的模式，已不適用于改革后的電信體制。結(jié)合我國的國情并借鑒國外的經(jīng)驗，有必要盡快聯(lián)合有關(guān)部門制定普遍服務(wù)的具體實施辦法。盡快界定普遍服務(wù)的范圍，建立普遍服務(wù)基金，并進行公平、合理、有效地分配運用，以便改善落后農(nóng)村、貧困地區(qū)由于電信用戶支付能力低、而建設(shè)、運營成本高造成的通信落后狀況。

在普遍服務(wù)基金建立之前，應(yīng)該在政策或法規(guī)上規(guī)定通信運營企業(yè)對已經(jīng)提供的通信服務(wù)不能自行解除，要保證已有的通信服務(wù)水平不降低。

4．積極開發(fā)有用的信息源，為當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展服務(wù)，實現(xiàn)當?shù)赝ㄐ攀聵I(yè)的持續(xù)發(fā)展 農(nóng)村通信是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施，可以帶動和促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。同時，農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展又可以加快和推動農(nóng)村通信的發(fā)展，這是我國農(nóng)村發(fā)達地區(qū)的實踐證明的。

信息服務(wù)對于掌握社會及市場動態(tài)、帶動經(jīng)濟發(fā)展意義重大。我國已通電話的行政村尚且缺少信息服務(wù)；何況還有14.7%的行政村未通電話，更缺少信息交流的條件。未通電話的行政村基本分布于中西部地區(qū)和老少邊窮地區(qū)，這些地區(qū)農(nóng)村生產(chǎn)生活性資料信息源極度缺乏，如市場購銷信息、科技交流信息、勞務(wù)市場信息等。這種情況不利于“三農(nóng)”問題的解決。因此建議國家有關(guān)部門和當?shù)卣疇款^，鼓勵各類企業(yè)共同創(chuàng)造豐富的農(nóng)村信息源，為農(nóng)民提供能帶來實際利益、提高農(nóng)民科技文化素質(zhì)的業(yè)務(wù)和應(yīng)用，促進農(nóng)村通信消費，也為農(nóng)村通信的發(fā)展注入活力。

5．在稅收和財務(wù)等方面進一步扶持和傾斜

國家和各級地方政府有必要將農(nóng)村通信發(fā)展納入地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)規(guī)劃加以扶持，對電信企業(yè)采取稅收優(yōu)惠、爭取國債投入、政策性銀行貸款及政府貼息或無息貸款等措施，緩解電信企業(yè)在農(nóng)村以及邊遠、落后地區(qū)的資金短缺問題。

第二篇：計量經(jīng)濟學(xué)回歸模型實驗報告

回歸模型分析報告

背景意義：

教育是立國之本，強國之基。隨著改革開放的進行、經(jīng)濟的快速發(fā)展和人們生活水平的逐步提高，“教育”越來越受到人們的重視。一方面，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加與教育經(jīng)費收入的增加有著某種聯(lián)系，而人口的增長也必定會對教育經(jīng)費收入產(chǎn)生影響。本報告將從這兩個方面進行分析。

我國 1991 年~2013 年的教育經(jīng)費收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)、年末城鎮(zhèn)人口數(shù)的統(tǒng)計資料如下表所示。試建立教育經(jīng)費收入 Y 關(guān)于人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù) X 1 和年末城鎮(zhèn)人口數(shù) X 2的回歸模型，并進行回歸分析。

年份 教育經(jīng)費收入

Y（億元）

人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)

X 1(1978 年=100)年末城鎮(zhèn)人口數(shù)

X 2（萬人）

1991 731.50282 256.67 31203 1992 867.04905 289.72 32175 1993 1059.93744 326.32 33173 1994 1488.78126 364.91 34169 1995 1877.95011 400.6 35174 1996 2262.33935 435.76 37304 1997 2531.73257 471.13 39449 1998 2949.05918 503.25 41608 1999 3349.04164 536.94 43748

2000 3849.08058 577.64 45906 2001 4637.66262 621.09 48064 2002 5480.02776 672.99 50212 2003 6208.2653 735.84 52376 2004 7242.59892 805.2 54283 2005 8418.83905 891.31 56212 2006 9815.30865 998.79 58288 2007 12148.0663 1134.67 60633 2008 14500.73742 1237.48 62403 2009 16502.7065 1345.07 64512 2010 19561.84707 1480.87 66978 2011 23869.29356 1613.61 69079 2012 28655.30519 1730.18 71182 2013 30364.71815 1853.97 73111 資料來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

根據(jù)經(jīng)濟理論和對實際情況的分析可以知道，教育經(jīng)費收入 Y 依賴于人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù) X 1 和年末城鎮(zhèn)人口數(shù) X 2 的變化，因此我們設(shè)定回歸模型為

第三篇：計量經(jīng)濟學(xué)論文(關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析)

關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）

內(nèi)容摘要：本文利用我國1978年以來的統(tǒng)計數(shù)字建立了可以通過各種檢驗的城鎮(zhèn)居民儲蓄率的模型，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經(jīng)濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款數(shù)量的影響程度，并針對我國城鎮(zhèn)居民存款儲蓄現(xiàn)狀提出自己的一些建議。

關(guān)鍵詞：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素

一、問題的提出

1978年以來,隨著我國國民經(jīng)濟的飛速發(fā)展,我國的居民儲蓄也出現(xiàn)高速增長的態(tài)勢。進入90年代以后．我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對我國經(jīng)濟的進一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負面影響。所以國家相繼出臺了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內(nèi)消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續(xù)增加。由于居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經(jīng)濟的發(fā)展，宏觀調(diào)控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于幫助大家認清現(xiàn)狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學(xué)生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業(yè)知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯(lián)系實際、發(fā)現(xiàn)問題、分析問題、解決問題的能力。

二、文獻綜述

我國有很多學(xué)者建立了許多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結(jié)論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，儲蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價水平、收入分配等因數(shù)的影響：

1.收入因數(shù)

收入是決定儲蓄的重要因數(shù)，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少?？芍涫杖胧侵妇用駪粼谥Ц秱€人所得稅之后，余下的全部實際現(xiàn)金收入。

2.利息率

傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)認為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據(jù)當年變動月份加權(quán)平均后的一年期儲蓄存款加權(quán)利率。

3.物價水平

物價水平會導(dǎo)致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。

4.收入分配

凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數(shù)是基尼系數(shù)。

三、變量的選取及分析

目前我國正處于改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足于中國的國情。1998年后，中國經(jīng)濟運行進入了一種新的體制約束狀態(tài)，出現(xiàn)了明顯的供給過剩，需求對經(jīng)濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內(nèi)在動力明顯不足；同時，由于我國市場機制尚不健全，市場經(jīng)濟發(fā)育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導(dǎo)機制。市場化的改革對人們的經(jīng)濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風(fēng)險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機和預(yù)期收入。這說明，我們的微觀經(jīng)濟層面已生長出一種內(nèi)在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應(yīng)，微觀主體內(nèi)在約束機制較強與宏觀經(jīng)濟市場傳導(dǎo)機制不暢之間的矛盾，導(dǎo)致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續(xù)穩(wěn)定增長。當前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經(jīng)濟形勢的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發(fā)展、利率因素的影響、“假性”存款的影響、消費領(lǐng)域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業(yè)形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。

由于我現(xiàn)在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變量進行研究，而且為了方便查找數(shù)據(jù)，只建立我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。用城鎮(zhèn)居民的儲蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數(shù)據(jù)及處理

本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。

年份 城鎮(zhèn)居民儲蓄率 城鎮(zhèn)居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)

1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16

1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15

1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15

1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15

1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16

1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19

1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19

1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2

1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23

1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23

1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23

1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24

1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25

1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27

1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3

1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28

1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28

1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29

1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.31998 0.25777978 0.108852141 5.02-0.026 0.295

1999 0.21234608 0.134557035 2.89-0.02993 0.3

2000 0.1239205 0.125688358 2.25-0.01501 0.32

2001 0.24155306 0.14364071 2.25-0.0079 0.33

2002 0.29897822 0.173106495 2.03-0.01308 0.319

數(shù)據(jù)來源：各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》

注：Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率

X1代表城鎮(zhèn)居民收入增長率

X2代表一年期儲蓄利率

X3代表通貨膨脹率

X4代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)

五、模型及處理

基于以上數(shù)據(jù)，建立的模型是：

Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u

β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。β2度量了當城鎮(zhèn)個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。

β5度量了基尼系數(shù)對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。

u是隨機誤差項。

對Y做回歸

利用eviews最小二乘估計結(jié)果如下

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.264646 0.045525-5.813154 0.0000

X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875

X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000

X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065

X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000

R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065

Adjusted R-squared 0.875298 S.D.dependent var 0.116109

S.E.of regression 0.041002 Akaike info criterion-3.360748

Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion-3.113901

Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525

Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic)0.000000

根據(jù)以上結(jié)果，初步得出的模型為

Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.1.經(jīng)濟意義的檢驗

該模型可以通過初步的經(jīng)濟意義的檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論。

2.統(tǒng)計檢驗

從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數(shù)通不過T檢驗，R2=0.897971，2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。

3.多重共線性的檢驗

從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變量后發(fā)現(xiàn)X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個變量，重新做回歸分析得到：

Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.271487 0.041322-6.570056 0.0000

X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119

X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000

X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000

R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740

Adjusted R-squared 0.881658 S.D.dependent var 0.115517

S.E.of regression 0.039739 Akaike info criterion-3.461967

Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion-3.265624

Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739

Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic)0.000000

從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變量的t統(tǒng)計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。

因此模型可設(shè)為Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

4.異方差性檢驗

對新模型進行異方差性的檢驗，運用white檢驗，得到如下結(jié)果：

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 2.669433 Probability 0.054505

Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942

Obs*R-squared的計算結(jié)果是11.50596，由于選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得（7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設(shè)，即該模型不存在異方差性。

5.自相關(guān)性的檢驗

從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個解釋變量的條件下，給定顯著性水平=0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d

6.最終結(jié)果

從上面的計量分析中最后得到我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款模型：

Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

(0.041322)(0.113799)(0.003178)(0.137886)

t=(-6.570056)(2.766177)(7.704986)(8.305987)

R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309

六、結(jié)論與建議

1.模型的實證分析

城鎮(zhèn)居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲蓄率同方向變化0.314787%。

利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對未來預(yù)期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預(yù)期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。

基尼系數(shù)對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。

2.對宏觀經(jīng)濟的政策建議

基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應(yīng)該重視對分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國實際的對稅收領(lǐng)域進行改革，縮小社會的貧富差距：

1）不要“逼”老百姓花錢，而要針對不同收入階層，采取不同對策，引導(dǎo)居民消費

首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預(yù)期；控制教育和醫(yī)療費用，降低人們的支出預(yù)期，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費信貸，尤其是助學(xué)貸款，減少人們?yōu)榻逃鴥π畹男枰?，讓其“有錢花”。

其次，引導(dǎo)高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其“有地方花錢”，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。

2）不要“逼”老百姓投資，而要不斷增加金融創(chuàng)新，努力改善投資環(huán)境，刺激居民投資

目前的儲蓄高增長主要是由于居民收入的持續(xù)增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現(xiàn)金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經(jīng)濟架構(gòu)的嚴重失衡。因此，必須采取相應(yīng)的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導(dǎo)儲蓄向投資轉(zhuǎn)化：

第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發(fā)新的金融產(chǎn)品，大力發(fā)展商業(yè)保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導(dǎo)居民儲蓄資金的合理分流。

第二，進一步發(fā)展和完善股票市場，規(guī)范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。

第三，大力發(fā)展債券市場，尤其是企業(yè)債券市場，充分發(fā)揮債券融資的優(yōu)勢，加大企業(yè)從資本市場直接融資的比重。

第四，積極引導(dǎo)民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩(wěn)定發(fā)展民營金融機構(gòu)；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設(shè)。

3.模型的不足

在實際經(jīng)濟活動中，人們的預(yù)期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由于這方面的影響很難用數(shù)據(jù)來描述以及礙于本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預(yù)期對儲蓄率的影響。

參考文獻

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第四篇：多元線性回歸模型實驗報告計量經(jīng)濟學(xué)

實 驗 報 告

課程名稱金融計量學(xué) 實驗項目名稱多元線性回歸模型

班級與班級代碼 實驗室名稱（或課室）

專業(yè)

任課教師 xxx

學(xué)號 ：xxx

姓名 ：xxx 實驗日期：2012 年 5 月 3 日

廣東商學(xué)院教務(wù)處制 姓名 xxx 實驗報告成績 評語 ：

指導(dǎo)教師（簽名）

年月日

說明：指導(dǎo)教師評分后，實驗報告交院（系）辦公室保存

多 元線性回歸模型

一、實驗?zāi)康?通過上機實驗,使學(xué)生能夠使用 Eviews 軟件估計可化為線性回歸模型的非線性模型，并對線性回歸模型的參數(shù)線性約束條件進行檢驗。

二、實驗內(nèi)容 （一）根據(jù)中國某年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值 Y，資產(chǎn)合計 K 及職工人數(shù) L 進行回歸分析。

（二）掌握可化為線性多元非線性回歸模型的估計和多元線性回歸模型的線性約束條件的檢驗方法 （三）根據(jù)實驗結(jié)果判斷中國該年制造業(yè)總體的規(guī)模報酬狀態(tài)如何？ 三、實驗步驟（一）收集數(shù)據(jù) 下表列示出來中國某年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值 Y，資產(chǎn)合計 K 及職工人數(shù) L。

序號 工業(yè)總產(chǎn)值 Y（億元）

資產(chǎn)合計 K（億元）

職工人數(shù) L（萬人）

序號 工業(yè)總產(chǎn)值 Y（億元）

資產(chǎn)合計 K（億元）

職工人數(shù) L（萬人）3722.7 3078.22 113 17 812.7 1118.81 43 2 1442.52 1684.43 67 18 1899.7 2052.16 61 3 1752.37 2742.77 84 19 3692.85 6113.11 240 4 1451.29 1973.82 27 20 4732.9 9228.25 222 5 5149.3 5917.01 327 21 2180.23 2866.65 80 6 2291.16 1758.77 120 22 2539.76 2545.63 96 7 1345.17 939.1 58 23 3046.95 4787.9 222 8 656.77 694.94 31 24 2192.63 3255.29 163 9 370.18 363.48 16 25 5364.83 8129.68 244 10 1590.36 2511.99 66 26 4834.68 5260.2 145 11 616.71 973.73 58 27 7549.58 7518.79 138 12 617.94 516.01 28 28 867.91 984.52 46 13 4429.19 3785.91 61 29 4611.39 18626.94 218 14 5749.02 8688.03 254 30 170.3 610.91 19 15 1781.37 2798.9 83 31 325.53 1523.19 45 16 1243.07 1808.44 33 表 1（二）創(chuàng)建工作文件（Workfile）。

1、啟動Eviews5，在主菜單上依次點擊FileNewWorkfile（如圖），按確定。

2、在彈出的對話框中選擇數(shù)據(jù)的時間頻率（本實驗為序列數(shù)據(jù)），輸入數(shù)據(jù)數(shù)為31（如圖1），然后點擊OK（如圖2）。

（圖 1）（圖 2）、（三）輸入數(shù)據(jù) 1、在 Eviews 軟件的命令窗口中鍵入數(shù)據(jù)輸入/編輯命令：DATAYKL，按 Enter，則顯示一個數(shù)組窗口（如圖）。

2、分別在Y、K、L列輸入相應(yīng)的數(shù)據(jù)并以group01命名保存（如圖）：

（四）、回歸分析 1、在經(jīng)濟理論指導(dǎo)下，設(shè)定如下的理論模型：

2、運用OLS估計模型 經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換，式? ? ?e L AK Y ?可變換對數(shù)形式如下：

3、對表1的Y、K、L的數(shù)據(jù)進行對數(shù)轉(zhuǎn)換，得新的數(shù)據(jù)如表2所示：

序號

序號

18.222204 8.032107 4.727388 27.274147 7.429183 4.204693 37.468724 7.916724 4.430817 47.280208 7.587726 3.295837 58.546616 8.685587 5.78996 67.736814 7.47237 4.787492 77.204276 6.844922 4.060443 86.487334 6.543826 3.433987 95.913989 5.895724 2.772589 107.371716 7.828831 4.189655 116.424399 6.881134 4.060443 126.426391 6.246126 3.332205 138.395972 8.239042 4.110874 148.656785 9.069701 5.537334 15

7.485138 7.936982 4.418841 16

表2 4、對表2經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)化后的數(shù)據(jù)進行相關(guān)性分析 ①重復(fù)數(shù)據(jù)輸入步驟，輸入取對數(shù)后的數(shù)據(jù)如圖：

②在彈出的窗口中選擇ViewGraphScatterSimpleScatter按確定，得取對數(shù)后的Y、K、L三者之間關(guān)系的散點圖，結(jié)果如下：

③通過對以上散點圖的觀察可以看出，取對數(shù)后的K、L的聯(lián)合值對取對數(shù)后的Y的值有著顯著的線性影響。

5、在 Eviews 主窗口中點擊 QuickEstimateEquation，在彈出的方程設(shè)定框內(nèi)輸入模型：log（y）clog(k)log(l)（如圖）：

再點擊確定，系統(tǒng)將彈出一個窗口來顯示有關(guān)估計結(jié)果（如圖）。

由圖顯示的結(jié)果可知，樣本回歸方程為：

?Y ln =1.154+0.609 K ln +0.361 L ln

(1.59)(3.45)(1.75)其中 8099.02? R，2R =0.7963，F(xiàn)=59.66 4、對以上實驗結(jié)果做 t 檢驗分析：

給定顯著性水平5%，自由度為（2，28）的 F 分布的臨界值為34.3 28 2(05.0?），F(xiàn)，因此總體上看，K ln , L ln 聯(lián)合起來對 Y ln 有著顯著的線性影響。在 5%的顯著性水平下，自由度為 28 的 t 分布的臨界值為048.2)28(05.0? t，因此，K ln 的參數(shù)通過了該顯著性水平下的 t 檢驗，但L ln 未通過檢驗。如果設(shè)定顯著性水平為 10%，t 分布的臨界值為701.1)28(05.0? t，這時 L ln 的參數(shù)通過了顯著性水平的檢驗。

2R =0.7963 表明，工業(yè)總產(chǎn)值對數(shù)值的 79.6%的變化可以由資產(chǎn)合計的對數(shù)與職工的對數(shù)的變化來解釋，但仍有 20.4%的變化是由其他因素的變化影響的。

（五）參數(shù)的約束檢驗 由以上的實驗結(jié)果可以看出，1 97.0 ? ? ?? ?? ?，即資產(chǎn)與勞動的產(chǎn)出彈性之和近似為1，表明中國制造業(yè)在2000年基本呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變的狀態(tài)。因此，進行參數(shù)的約束檢驗時，提出零假設(shè)為0H ：1 ? ? ? ?。

如果原假設(shè)為真，則可估計如下模型：

1、在 Equation 窗口選擇 proc/Specify/Estimate 在彈出的窗口中輸入 log(y/l)clog(k/l)如圖所示：按確定，所得結(jié)果如下：

容易看出，該估計方程通過了 F 檢驗與參數(shù)的 t 檢驗。

2、對規(guī)模報酬是否變化進行的分析 由上面兩個實驗可以得到 0703.5 ?URSS，0886.5 ?RRSS。在原假設(shè)為真的條件下有：

?? ???)1 2 31(1)(UU RRSSRSS RSSF28 0703.50703.5 0886.5 ?=0.1011 在 5%的顯著性水平下，自由度為（1,28）的 F 分布的臨界值為 4.20。因為 0.1011<4.20,所以不拒絕原假設(shè)，表明 2000 年中國制造業(yè)呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變的狀態(tài)。

3、運用參數(shù)約束條件 12 1? ? ? ? 對上面假設(shè)模型進行檢驗 打 開 eq01 方 程 對 象 窗 , 點 擊ViewCoefficientTestsWaldCoefficientRestrictions…，在 Waldtests窗口設(shè)定參數(shù)約束條件：c(2)+c(3)=1。再按 OK,結(jié)果如下圖：

由以上實驗結(jié)果可知，我們?nèi)匀徊痪芙^原假設(shè)，原假設(shè)為真，即中國該年的制造業(yè)總體呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變狀態(tài)。

四、實驗結(jié)論 通過上面實驗可以看出，中國某年按行業(yè)分的全部制造業(yè)國有企業(yè)及規(guī)模以上制造業(yè)非國有企業(yè)的資產(chǎn)合計 K 和職工人數(shù) L 的聯(lián)合對數(shù)對工業(yè)總產(chǎn)值 Y 的對數(shù)有著顯著地線性影響。但并非全是由 K、L 影響，還有 20.4%的變化時由其他因素影響的。在規(guī)模報酬的分析中可以看出，國制造業(yè)在2000 年基本呈現(xiàn)規(guī)模報酬不變的狀態(tài)。

第五篇：我國周邊安全環(huán)境分析研究

我國周邊安全環(huán)境分析研究

——中國周邊安全環(huán)境透視及應(yīng)對策略

11級公共事業(yè)管理1101班 楊和元

摘要：隨著全球化進程的加快以及地區(qū)力量的急劇變化，中國周邊地區(qū)形勢將繼續(xù)處于快速變化之中，各種不確定和不穩(wěn)定因素將時有顯現(xiàn)，并對中國國家安全提出復(fù)雜的新挑戰(zhàn)。本文通過對中國周邊安全環(huán)境中面臨的有利和不利因素的分析，提出改善中國周邊安全環(huán)境的基本路徑。

關(guān)鍵詞：國家安全;周邊環(huán)境;安全環(huán)境

《左傳》有云: “居安思危，思則有備，有備無患”。周邊安全環(huán)境是中國面臨的國際環(huán)境中的重要組成部分，是影響中國國家安全與發(fā)展的最直接和最主要的外部因素。隨著全球化進程的加快以及地區(qū)力量的急劇變化，中國周邊地區(qū)形勢將繼續(xù)處于快速變化之中，各種不確定和不穩(wěn)定因素將時有顯現(xiàn)，并對中國國家安全提出復(fù)雜的新挑戰(zhàn)。中國是一個陸海兼?zhèn)涞拇髧?，周邊圍繞著為數(shù)眾多的鄰國，而有些鄰國又往往對中國并不友好，有的甚至虎視眈眈。中國周邊的人文環(huán)境也非常復(fù)雜，這里的政治社會制度和文化宗教差異巨大。可以這樣說，世界上幾乎沒有一個國家像中國這樣面臨如此復(fù)雜、嚴峻的地緣政治環(huán)境。

一、中國周邊安全環(huán)境透視

(一)面臨的有利因素

1． 中國與周邊國家的睦鄰友好關(guān)系全面推進我國周邊國家眾多，是世界上鄰國數(shù)目最多的國家，除接壤的鄰國外，還有不接壤的鄰國。中國政府一貫奉行“與鄰為善、以鄰為伴”的周邊外交方針，主張“睦鄰、富鄰、安鄰”。特別是進入20 世紀80 年代以來，和平與發(fā)展日益成為當代世界的主題，謀求建立與發(fā)展國家與國家之間的良好關(guān)系，創(chuàng)造和平安全的周邊環(huán)境，促進國家的經(jīng)濟和社會發(fā)展，日益成為中國與周邊國家的共同愿望與訴求。

2． 中國的綜合實力持續(xù)上升，國際影響力越來越大 世紀的前8 年，中國經(jīng)濟在世界的排名幾乎是一年上一個臺階。2008 年中國的GDP 達到4． 4 萬億美元，躍居世界第三大經(jīng)濟體。2007 年，中國對世界經(jīng)濟增長的貢獻率首次超過美國，躍居世界首位。2008 年中國對世界經(jīng)濟增長貢獻率近22%。國際社會普遍有一種預(yù)期，認為中國在未來不短的時期內(nèi)，還會保持強勁的上升勢頭。

(二)面臨的不利因素

1． 美國的安全戰(zhàn)略及美日同盟對中國的影響隨著中國綜合國力的持續(xù)提升和影響力的不斷擴大，美國直言不諱地把中國說成是它的潛在威脅和巨大挑戰(zhàn)，遏制中國已成為美國全球稱霸戰(zhàn)略的基點之一。美國作為超級大國的地位在未來的10 － 15 年仍將是難以動搖的。因此，美國作為中國重要的資金、技術(shù)來源以及重要的出口市場，其安全戰(zhàn)略仍將是影響中國整體安全環(huán)境的最重要的因素之一。美日同盟作為冷戰(zhàn)的產(chǎn)物，不僅沒有隨著冷戰(zhàn)的終結(jié)而退出歷史舞臺特別是美日軍事同盟的新一輪強化，對中國及亞太地區(qū)的和平和穩(wěn)定將產(chǎn)生嚴重負面影響。

2． 海上安全問題愈益凸現(xiàn)

國際上有觀點認為，誰控制了南海，誰就可以控制東南亞，從而控制整個西北太平洋和澳洲大陸。初步估計，整個南海的石油地質(zhì)儲量在230 億－ 300 億噸之間，約占中國總資源量的三分之一，有“第二個波斯灣”之稱。而東海大陸架位于中、日、韓三國之間，是中國大陸領(lǐng)土的自然延伸。東海大陸架蘊藏著非常豐富的水產(chǎn)、石油、天然氣以及稀有礦產(chǎn)資源。中國的海上領(lǐng)土和海洋權(quán)益面臨重大挑戰(zhàn)。一是主權(quán)問題在海上方面最為突出;二是權(quán)益斗爭在海上方面日益激烈;三是海上方面的戰(zhàn)略態(tài)勢相當嚴峻;四是信息化戰(zhàn)爭的威脅在海上方面十分嚴重;五是國家外向型經(jīng)濟面臨著遠?？赡馨l(fā)生的威脅與挑戰(zhàn)。

3． 中印關(guān)系已正?；⑽唇⒄嬲男湃?/p>

印度并未放棄對華領(lǐng)土要求，它對中國的和平誠意仍有戒心。中印邊境爭端的焦點，是我國大片領(lǐng)土的歸屬問題。一是我國政府主張的中印傳統(tǒng)習(xí)慣線與印度堅持的非法的“麥線”之爭。二是實際控制線之爭。但對于解決領(lǐng)土爭端問題而言，仍沒有任何實質(zhì)性的進展。冷戰(zhàn)結(jié)束后，印度對華猜忌、防范的冷戰(zhàn)思依然根深蒂固，這就決定了印度對我國安全的消極影響在較長時間內(nèi)仍將存在，而且不排除在某種情況下惡化的可能性。

4． 朝鮮半島并不穩(wěn)定

朝鮮核試爆不僅是對全球核不擴散體制的沖擊，而且可能會引發(fā)該地區(qū)的軍備競賽，這些都是對中國安全的重大挑戰(zhàn)。朝鮮半島存在著一系列不確定因素和不穩(wěn)定因素，但與此同時，怎樣維持朝鮮半島的無核化地位，確保東北亞地區(qū)戰(zhàn)略力量的平衡，防止美、日、韓三角軍事聯(lián)盟對我國安全利益的威脅，則是嚴峻的現(xiàn)實;朝鮮半島局勢的動蕩將影響中國多年建設(shè)的“和平發(fā)展”的良好周邊環(huán)境。半島緊張局勢的進一步升級有可能令外國投資者對中國東部地區(qū)望而卻步。

二、改善中國周邊安全環(huán)境的策略分析

1． 堅持和平共處五項原則，繼續(xù)推行睦鄰?fù)饨粓猿衷诤推焦蔡幬屙椩瓌t的基礎(chǔ)上保持和發(fā)展同周邊國家的睦鄰友好關(guān)系，創(chuàng)造一個和平安全的周邊環(huán)境，是我國獨立自主和平外交政策的重要組成部分。為把我國建設(shè)成為一個社會主義現(xiàn)代化強國，不僅需要國內(nèi)的長治久安，而且需要一個相對和平穩(wěn)定的國際環(huán)境。因此，建立和保持周邊地區(qū)的和平和安定，發(fā)展和鞏固友好睦鄰關(guān)系，建設(shè)和平繁榮的邊疆，就是我們最大的國家利益之所在，也是我們國防建設(shè)的一項重要任務(wù)。所以，中國不僅十分注意將睦鄰政策的許多好傳統(tǒng)加以繼承和發(fā)揚，而且非常理解周邊鄰國對中國日益增強的綜合國力持有的復(fù)雜心態(tài)。

2． 提升我國的軍事實力

我國周邊所面臨的情況極其復(fù)雜，既有歷史以來存在的領(lǐng)土、領(lǐng)海歸屬爭議，又有較長時期以來政治、軍事利益上的沖突;既有侵略與反侵略斗爭的熱點，又有爭霸與反霸的意識形態(tài)上的長期對抗。伊拉克戰(zhàn)爭表明，強大的軍事實力是維護國家安全的重要保證。無論什么時候，沒有強大的國防和軍事實力作后盾國家安全就得不到保障。在世界多極化和經(jīng)濟全球化的時代背景下，要有效維護國家安全和發(fā)展，必須大力提高國家軍事實力。建設(shè)可靠的核自衛(wèi)和常規(guī)防務(wù)力量是絕對必要的。盡管中國的綜合國力會大大增強，維護國家安全的手段更加多樣，但強大的國防力量對國家安全是不可或缺的。

3． 加強與美、日等國的政治、經(jīng)濟聯(lián)系

逐步削弱美、日對中國的敵視或不友好的舉措。在政治上，中國把對美外交放在外交戰(zhàn)略的優(yōu)先地位，一直把加強對話，增加信任，增進了解和發(fā)展合作作為對美政策的基礎(chǔ)。避免在一些非戰(zhàn)略性問題上與美日等國形成嚴重對抗，同時利用日本急欲成為政治大國的心態(tài)和美、日在此問題上的矛盾和分歧，牽制和削弱美、日同盟。在經(jīng)濟上，充分利用中國經(jīng)濟迅速發(fā)展和日益擴大的市場對美、日兩國的吸引力，進一步擴大對美、日兩國的貿(mào)易，大力吸引兩國的資本和技術(shù)，形成經(jīng)濟上你中有我、我中有你的利益共存局逐步削弱美、日兩國對中國的敵視或不友好狀況。

參考文獻：

[1] 謝守明.我國周邊安全環(huán)境的發(fā)展態(tài)勢及對外關(guān)系分析[J].內(nèi)蒙古電大學(xué)刊, 2006,(10).[2] 錢洪良,劉建民.美國新世紀安全戰(zhàn)略取向及其對我國周邊安全環(huán)境的影響[J].世界經(jīng)濟與政治論壇, 2000,(02).