计量分析论文例1

在具体的实施中，通常强调的除工程质量以外，而更主要的则是提出工程变更计量的问题。为什么业主、监理对工程变量计量提到如此高的程度，这固然有它的原因。因为，工程变更计量是控制整个工程项目进度、质量的双刃剑。

工程变更虽然有它的申报、审核、审批程序，而工程计量也是有它的一套计量规则，但是归结到一点，工程变更、计量都是以各自不同的运作方式，以其严密审慎态度，对建设项目实施有效的监控，尽管采取的手段不同，而目的则完全是一致的。

对此，笔者将对两者在工程建设中所处的特殊位置和作用以及相互间的紧密的内在关系进行一番分析，理顺变更计量当事人各方的职责和义务，为业主切实把好工程投资项目关。

二、变更计量实施操作的内在关系分析

工程变更计量实施操作的内在关系，可以从以下三点来加以论述。

1.工程变更与计量似乎是两个不同的概念，但仔细分析确实隐含着密不可分的关系。首先，工程变更不管以什么形式出现，而它都是要受计量规范所制约。比如，对某项变更，变更数量就必须准确，而工程数量不准确，则计量这一关就通不过。计量根据核实数量，有权作出修改。通常所说，设计数量(包括变更设计数量)并非是最终决算数量，而实际数量才是最终决算依据。然而，后者只能由计量工作来完成。由此又可看出，两者既是相互依赖，又是相互制约，相辅相成的。

2.工程计量则是对工程变更实施操作的一种引导。这也是不难理解的。试举两例说明，以三凯线挡土墙浆砌数量为例，挡土墙工程量清单中，以“m3”为计量单位。内容包括挖基土石方、实体浆砌及墙背回填等，单价反映的是一种综合单价。而挡墙加深加厚所引起的变更，则只能以浆砌“m3”来作为单位变更依据，则不能将其各个分项工程来进行分解。又如涵洞工程，不管是盖板涵、砼洪涵等等的不同的结构形式，工程量清单中均以“m”为计量单位，内容包括了：挖基土石方、基础浆砌(或基础砼)、台身砼、钢筋砼盖板、砼拱圈等，在涵洞工程变更中，不管涵洞结构形式及孔径大小如何，变更单位也只能以“m”作为单位，同样不能将其肢解。还有其它工程项目，也都如此，故不一一列举。

通过以上两例足以说明，工程变更单位必须依照计量单位及内容来行事，而决不能摆脱计量规则的约束。

3.工程计量亦需以工程变更为基础。这也是不矛盾的。众所周知，在新工地进场开始，即首先得进行“0”号变更台帐的建立，“0”号台帐是对工程设计数量进行完善的一种手段，本身也含有“变更”之意，这是整个工程建设项目工程预算的基础。据此列出工程细目相应的工程量清单，经承包人申报、监理审核、业主审批后，则以此作为计量的依据。同时又从另外的一种角度进一步说明，不管什么项目，凡在工程量清单以内的，都不属于变更，凡是在工程量清单项目以外的新增工程项目(包括缺项单价项目)均属工程设计变更，这也是对工程何为变更项目的一种明确的界定。而工程变更计量两者一直是紧密相连的。

三、工程变更与计量的异同点

1.工程变更的完整性与一次性。一份工程变更，可以一次完成。某个部位的变更只能一次完成而不能在此部位进行重复变更。(除非不可抗力的因素以外)。

2.工程计量的连续性和准确性。有个别重大变更工程量之大、项目之多、工序复杂、金额巨大，施工期限也长，如果待其工程竣工验收合格后再给其一次性计量完成，那显然是不可能的。只有根据施工顺序，施工项目，分项逐次核实计量，需要多次计量才能完成。

3.变更计量的同一性和统一性：

变更计量两者的目的，都是为了更好的控制工程投资，合理的运用变更资金完善工程在建项目的实施。

变更计量的统一性。变更以工程量清单细目为准，变更设计中必须依据工程量清单对号入座，而变更项目没有的，则仍以工程量清单中的章节顺序排列，新增项目工程量清单中则冠以“B”字开头，即表示变更设计之意思，即此达到一定程度的统一。

4.变更计量相互间的互补性及两者结合的完整性

从深层分析，工程变更计量确实隐含很强的互补性，从实施操作方法来看，从施工单位申报的方案报告及监理认可后所产生的完善变更，虽然通过了监理的层层审核，但多数工程项目数据确实可以作为计量实施，但也确实存在少数数据与现场核实不符。一句话，变更计量实施操作方法的共同点则是：力求清楚、完整、准确、有序。这是绝对不能含糊的。

四、变更计量几个问题的探讨

1.变更计量同属于新、改建工程项目中实施操作的两个概念，但仔细分析则有很多相近或相同之处，相近相同之处，变更计量的基点都必须是要求工程项目数据真实可靠，具有很强的可操作性。而真正实施操作，变更数量确实起具体施工的主导作用，但具体操作中又受到了客观条件所限或客观情况不符而作适当调整。

2.计量单位必须统一。在实施操作中，有些变更与计量单位确实不相吻合。如某边坡防护中的施工锚杆，不管其锚杆直径大小，全部以“m”为单位，而有的则以“kg”为单位，具体操作很不方便。变更估算金额本应以“元”为计量单位，而有的则也在小数点后保留三位，这显然是不符合计量规则的。

3.拟采用的工程量清单中的计量方法，仍需进一步细化。某挡土墙因山体滑坡，首先将得进行坍方清理，接着进行挖基并进行挡墙砌筑，挡墙砌筑完毕，则墙背形成很大的空缺，需要进行大量的土石方回填夯实，按照工程量清单规定，这是不能计量的。在正常施工条件下，不计墙背回填，可以接受。在不可抗力的自然因素条件下所产生的墙背超填而不计入到变更工程量的范畴，确实有失“公正”“公平”。

五、结束语

计量分析论文例2

就目前的计量技术而言，对热量的计量可以达到相当准确的程度。而对于具体的供热系统对象来说，从技术和经济方面的考虑，并不需要追求过高的精确度，而是保证计量系统在满足一定精度要求的同时还要有足够的稳定和持续可靠的运行特性。

目前欧盟各国在供热工程中采用的热量计量系统分两大类：第一类是热量表，其原理是通过对流量和进、出口温度差的测定而由积算装置求得热量。按流量计的类型，可分为叶轮式、涡轮式、涡结式、超声波和电磁式等类型。第二类是热分配表，分蒸发式和电子式两种。这类表不属于直接计量式仪表，它必须有热量表的配合。它的特点是能够反一个大型热量表所计量的整个计量单元的总热量分配到每个用户的各个房间。对此欧盟都有相应的标准：EN1434-热计量表；EN835-蒸发式热分配表；EN834-电子式热分配表；这些标准都源于德国标准DIN4713，其中包括了热计量表、蒸发式热分配表、电子式热分配表和热量分摊计算方法的标准等内容。

选用什么样的热计量系统，一般根据以下5个条件：①根据技术标准考虑所要采用的计量系统的可行性；②计量系统的误差分析；③在读取测量数据时对用户的影响；④每年系统计量与结算所花费的费用；⑤用户对所彩的计量系统的认可程度，这其中最重要的是为了进行供热系统的热计量和热费分摊计算每年到底要花费多少钱。因为热计量的目的是要节省能源，减少用户的热费开支，所以在德国的"节能法"第5第第一款（EnEG§5Abs.1）规定：为供热计量而花费的总费用不应超过实行计量供热节能所省下来的费用。这样就必须解决两个问题：一是实行计量供热到底能节省多少钱；二是采用不同的计量方法，各需要多少钱。

为此，德国政府曾委托汉堡的GEWOS城市、地区和经济研究所对使用多年的建筑进行了研究，结果指出：节能数额至少为总热费的15%。1989年瑞士能源部也进行了两年的研究，得出了可节能17～24%的结果。同样，奥地利的Adunka教授对区域供热的研究也得出了可节能15～24%的结果。在我国，1996年天津市政府供热办公室同德国THECHEM能源服务公司在天津几栋已使用两年以上的住宅中进行了一个冬季的测试，其结果表明可节能20～25%；1997年冬季，天津大学又在节能鼓励的情况下进行了测试，结果表明有政策鼓励的节能效果和只靠散热器恒温调节阀的自控作用的节能效果基本相等。我们把前者称为行为节能，后者称为技术节能。这就是说，在原来节能25%的楼栋中，不予节能奖励，或者说不与用户的经济利益挂钩，而节约的热能只有12.5%。虽然我国在这方面所做的工作要比欧盟各国少得多，但也有不少单位作了不少有益的探索，可供我们在推行计量供热中参考。

1996年欧洲计量供热联合会编写的"计量供热指南"中列举不同时期、不同体型系数的建筑不同供热系统和不同作者的17项研究结果，其总的计量供热节能范围大致在15～32.5之间。

2001年德国出版的"计量供热手册"（第五版）中指出：在德国1995年衽了新的"建筑保温法"，使建筑的耗能降低了近30%。对1995年以前的建筑，因为高的建筑节能比数还没有实行，所以热计量费用上限定为30%；而在1995年以后，由于"建筑保温法"的实施，对新建的建筑只有有限的热费用，所以对热计量费用的上限也就改定为20%。在我国尚没有确切的计量供热节能数据之前，这是值得我们参考的数据。

在供热计量系统的费用应在总热费中所占比例确定之后，如何确定热计量系统的费用就成了必须解决的问题。在欧盟各国，花费在热计量的费用包括：热计量仪表的购置费用和安装费；抄表读数、分摊计算、帐单制作及发送等服务费用。

为了弄清不同的热计量系统在同样的住宅建筑内每年用于热计量的费用所占采暖总费用的比例，德国G.Hausladen教授以一栋24户住宅的建筑作对象进行了多年的跟踪研究。在这24户中，每户有64.5平方米采暖面积，5组散热器。在表1中列出了2001年不同热计量系统所花的年热计量费用和它所占年采暖总热费的比例以及它同1995年所花的热计量费用的比较。在表1中括号内的数据是1995年统计的总热费。1995年以前所建成的建筑，因为"联邦建筑保温法"还没有实行，所以采暖的热费用要高于1995年统计的总热费。1995年已实行联邦"建筑保温法"以后的采暖费用，因此，用于热计量的费用在总热费中所占的比例也不同。

从表1中的比例可以看出，蒸发式热分配表的计量方法最便宜，这也是德国目前85%以上的住宅都是采用蒸发式热分配表进行热计量的原因。1995年和2001年的热计量费用比较可以看出，2001年电子类热计量装置的计量费用都比1995年降低了，这反映了近几年来电子仪表的硬件不断降价的结果。除了带通讯的功能的电子式热分配表还是比不带通讯功能的贵以外，而叶轮式的热量表和超声波热量一带通讯功能反倒比不带通讯功能的便宜。这一方面是由于电子硬件降价的原因，另一方面反映了德国劳动力的昂贵。因为不带通讯功能的蒸发式热分配表的电子式热分配表需要大量的人力去抄表读数，而带通讯功能的计量装置却可以省去大量劳动力的费用。这一趋势虽然显而易见，但蒸发式热分配表的人才优势还是其他计量方式一时难以与之比拟

的。由于我国劳动力的便宜，在我国的情况就会更显出蒸发式热分配表的优势。

2001年德国出版的"计量供热手册"也曾这样评论：对于热计量市场的走向，主要决定于用户的需求，是以减少总的热费开支为主，还是为了避免因少表读数而带来的不便为主，用户对此的观点并不很清楚。根据过去使用中的不足，和一些片面的争论，由于大多数用户认为蒸发式热分配表是不很准确的方法而提出用电子式的方法。这对外行来说尽管电子式具有读数简单的优势，但在总热费中所占的高附加份额还是限制了这种看法。作为具有代表性的"德国信房承租协会"也改变了他们以前的看法，认为还是蒸发式热分配的计量方法是对房屋承租人最优异的结算方式。"手册"中还提到：对于新建的房屋和现仿能源费用的情况来看，即使安装简单的热量表还是有问题的，而在住宅领域里安装超声波热量表是绝不可以的。因为计量费用可能超过了节约的费用。但对于有的采暖系统（如地板采暖）安装简单的热量表是可以的。

在我国关于热计量的费用不应超过实行计量供热所能节省下来的能量费用这一原则还是应当采纳的。关于实行计量供热后到底能节省下来多少能量，在我国还缺少足够的实测数据来支持。从欧盟各国的测试数据看，最高可达30%，从另外一些研究报告看还有更高的数据。而德国取20%是考虑到：节能多少不仅同建筑的类型有关，而且与采暖系统的运行条件也有很大关系，尤其是用户的使用习惯在很大程度上影响着节能的多少。很多测试，尤其是一些计算机模拟计算，虽然看来还能节省更多的能量，但过分的频繁调节并不符合人们一般的生活习惯，也就是说在生活实践中也不可能节省那么大的比例。德国还考虑到了他们1995年实行"建筑保温法"以后，新建筑要比老建筑节能近30%。在我国也同样存在一步节能和二步节能的问题，即使达到二步节能以后，我们的建筑节能仍远达不到德国1995年以后新建建筑节能的效果，并且我国完全实现二步节能还要有一段路

程。就目前来看反节能效果定在25%还是比较合适的。

对于计量系统，由于我国劳动力便宜，所以能用热计量表的就用简单的热计量表而不必采用带通讯功能的热计量表。对于热分配表不管是蒸发式还是电子式的现在都已经有了带通讯功能的，或叫远程读数功能的装置，但从目前我国的经济水平和劳动力状况出发还是采用非远程通讯的为好。对于热量表按5年折旧，电子式热分配表按1年折旧，蒸发式热分配表按15年折旧，这在欧盟各国都是有充分实践基础和标准依据的，所以我们也应采纳这一规定。对于散热器上安装的恒温调节阀，在欧盟和德国是不计入热讲师的费用中的，但在我国目前还都习惯把它列入热计量设备中来考虑，但它的折旧年限并没有统一的说法，我们可以暂定为10年。

热价一直是计量供热中遇到的最大难题，至今我国仍没有国家的法规。各个城市，各个地区都有自己的规定，而都是以每平方米采暖面积、每一个采暖季多少钱来计算。就各地、市而言，其粗细情况也不尽相同。采用不同的热源，其热价应该不

计量分析论文例3

一、会计信息质量特征：相关性与可靠性

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

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

二、公允价值的内涵及其计量

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

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

三、基于相关性和可靠性的公允价值信息质量

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

计量分析论文例4

中图分类号G304 文献标识码A 文章编号 1674-6708（2013）90-0001-02

0引言

国际科学史权威刊物ISIS是由科学家萨顿1912年在比利时创刊。1913年三月出版第一卷至今，已出版103卷。萨顿作为《ISIS》第一任主编，对《ISIS》具有巨大的贡献。萨顿在《ISIS》的首卷第一期《ISIS之目的》一文中明确指出：“《ISIS》是哲学与科学的哲学杂志；是历史与科学的历史杂志；是社会学与科学的社会学杂志。”[1]

很显然，ISIS是集人文科学、社会科学和自然科学于一身，熔科学史认识论、方法论和价值论于一炉，是一份综合性很强、内容丰富、水平很高的国际科学史权威刊物，被誉为百科全书式的杂志[2]。本文主要选取ISIS（1913-2012）的研究论文作为研究对象进行计量研究。

1 ISIS研究论文的内容计量分析

根据ISIS的目录，本文主要选取研究论文按学科和断代进行计量统计。按学科可分为数学科学、物理学、生物学、地球科学、医学、技术、其他；本文以十年为时间单位并将分类的研究论文数占总研究论文数的20%作为划分热点的标准对ISIS研究论文进行计量统计，详见表1。

按断代分为古希腊时期、中世纪时期、16世纪～21世纪和其他。详见表2。

从表一数据中我们可以清楚地看出，ISIS（1913-2012）研究论文的领域统计分类所占比例分别为数学8%，物理科学28%，生物科学9%，地理科学4%，医学7%，技术4%，其他40%，总计1794篇。

很显然，在1913-2012年这100年中物理科学的比重平均超过20%，一直是科学史研究的热点，这与物理科学是自然科学的研究热点关系密切相关。数学在1913-1922十年中，比重超过20%，可以称为是阶段研究热点。其他类所占比例远远超过20%，这是由于其中包括科学社会学和人类学视角受到更多的关注。

从表2ISIS研究论文的内容断代中得出古希腊和中世纪的比例呈下降趋势，而19和20世纪呈逐渐递增趋势，这说明这两个时间是研究热点。其他类仍占有最多比重，这是由于20世纪以来科学社会和人类学普遍受到关注。

从图表的数据显示上看，现代科学史研究趋势已超越古代科学史。从而反映出科学史的发展趋势已从近代科学的源头希腊科学向“现代性”型的科学通史转化。不同的科学观导致科学史的关注度不同，从而导致科学史的发展趋势出现变化。20世纪以来80年代以来，科学史的发展趋势已从科学思想史向科学社会史发生转变，科学社会史成为科学史的新的研究热点，备受关注。科学史的发展迹象也从实证角度向科学事实发生着更深层次的变化。

2结论

从上面对研究论文的计量研究判断出这一时间科学史的研究热点。依据图一，就ISIS而言物理科学都是这一时间段的研究热点，这说明物理科学就是科学史研究的热点。生物科学和医学都在呈上升趋势，这说明他们有望成为科学史的新的研究热点。依据图二，我们得出19世纪，20世纪的研究占一半以上，这说明科学史的研究已接近现代研究，而不是以古代和中世纪为主。

通过分析100年来科学史权威刊物ISIS在研究论文方面的统计数据，大体反映了百年来世界科学史研究发展的基本趋势。从科学史内在逻辑看，表现为从物理科学研究一枝独秀到多门学科并举；从科学史发展的社会与境看，交叉学科关注度的增加，反映了科学社会化程度的提高，对科学史的综合研究已经成了当代科学史的一门显学。正如袁江洋研究员所说，科学史正面临着一场新的综合。

参考文献

[1]G.Sarton.Historie de la Science.ISIS，1913，1：4-5.

[2]G.Sarton.Le but d’ISIS.ISIS，1913，1：1.

计量分析论文例5

〔摘 要〕本文选取中国学术期刊网络出版总库作为数据来源，对我国市场营销领域2000-2011年的文献从年代分布、期刊分布、作者分布、关键词分析、机构分布5个方面进行计量研究，得出一系列的相关结论。

〔关键词〕市场营销；文献计量；布拉德福定律；洛特卡定律；研究热点

市场营销学（Marketing），又称市场学、销售学、行销学、市场管理等，是发源于西方发达国家的一门“很接近实务”的经济管理学科。它是在不断认识社会化大生产和商品经济发展过程中具有普遍意义的现象、关系、规律和不断解决企业营销活动中的矛盾的过程中发展壮大起来的，是对近百年来西方工商企业市场营销实践经验的概括和总结。自20世纪70年代末期始，越来越多的人加入到这门学科的研究行列中，许多企业在运用市场营销理论指导实践时收效显著，客观上推荐了我国企业市场营销学的研究进程。中国大陆地区市场营销学的普及速度之快、范围之广令世人瞠目[1]。在这样的背景下，我国涌现了大批关于市场营销的文献，笔者通过对我国市场营销领域近十二年的文献计量分析，希望能够给此领域的研究工作者以后的研究方向提供一些参考。

1 数据收集及预处理本文选取中国学术期刊网络出版总库作为数据来源，该数据库收录国内学术期刊7900多种，核心期刊的收录率96%，文献覆盖率较高。检索时间为2012年10月1日，检索项为“关键词”，检索词选取“市场营销”，检索年代为2000-2011年，并将文献来源限定为“核心期刊”，匹配设定为“精确”。即检索条件：关键词=市场营销核心期刊年=2000-2011。检出符合条件的文献共计3634篇。为使研究结果更为精确一些，笔者对得到的原始数据进行了初步处理，笔者剔除了征稿通知、在线订阅通知、关于市场营销的政策规定及意见、会议通知、揭牌工程、专业介绍、学校院系介绍、领导讲话记录、一些启事等与研究无太大关系的文章，共计219篇，所以最终参与分析研究的文献有3415篇。其中有作者文献3335篇，无作者文献80篇。笔者将文献来源设定为“核心期刊”，是鉴于核心期刊上发表的相关领域的论文往往具有较高的价值，而且发表在核心期刊上论文也大都科研水平比较高，紧跟相应学科的研究步伐和研究热点。所以对发表在核心期刊上某领域的论文进行文献计量研究，能够在很大程度上反映该学科的研究现状和近年研究热点。

计量分析论文例6

首先,根据四部门经济的国民收入构成理论,我们可以得到以下等式:

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

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

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

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

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

因此,最后我们得到了如下的联立方程计量经济学模型:

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

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

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

2、模型的识别

由于我们完备的结构式模型为:

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

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

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

结构参数矩阵为:

10–a(1)-a(0)00

01–b(1)-b(0)00

-1-110-1-1

此时,g=3,k=3。

对于第1个方程,有

Β0Γ0=100

-1-1-1

此时,g(1)=2,k(1)=1。

因此,R(Β0Γ0)=2=g-1,所以该方程可以识别。

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

对于第2个方程,有

Β0Γ0=100

-1-1-1

此时,g(2)=2,k(2)=1。

因此,R(Β0Γ0)=2=g-1,所以该方程可以识别。

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

而第3个方程,是平衡方程,不存在识别问题。

综合以上结果,该联立计量经济学模型是可以识别的。

2、实证研究

1、数据的选取

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

2、参数的估计

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

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

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

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

3、参数的检验

首先,我们对模型进行经济意义检验。

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

第二,我们对模型进行统计检验。

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

第三,我们对模型进行计量经济学检验。

我们使用图示检验法,对模型进行异方程性检验。做出散点图如下:

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

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

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

最后,我们对模型进行模型预测检验。

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

至此,我们完成了该模型的检验。

3、结论与评价

通过上面的分析,我们最后得到了如下的中国宏观经济的计量经济学模型:

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

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

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

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

参考文献:

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

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

计量分析论文例7

一、引言及文献综述

纵观世界经济的发展历史，经济的空间集聚是一种普遍存在的现象，正如克鲁格曼所言：“经济活动最突出的地理特征是什么?一个简短的回答肯定是集中”。与经济的空间集聚相伴而生的是区域经济增长的非均衡化以及地区差距的扩大。作为中国经济增长最快、最具活力的省区之一，江苏省内部表现出很强的经济集聚趋势，同时一直受到经济发展不平衡问题的困扰，地区间差距在最近20年迅速扩大。集聚是否是导致地区经济增长差异的重要因素?本文拟对这一问题进行实证研究。

长久以来，经济增长与经济集聚的研究几乎互不相关。然而，现实表明，经济活动的空间聚集与经济增长是很难被分割的两个过程。20世纪90年代后期，一些新经济地理学领域内的学者开始尝试整合新经济地理学与新增长理论，在统一的理论框架下探讨集聚与增长之间的相互作用，其中开创性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他们通过强调技术外溢和空间集聚的相互作用，为解释经济集聚和经济增长之间的内在联系提供了一个非常清晰和简明的理论分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基础上通过改进研发部门的生产函数和熟练工人的动态迁移过程，给出了一个数学分析更加容易、分析结果更加具体的整合模型。Dupont(2007)也在集聚与内生增长的框架下，分析了经济一体化过程对区域差异和不平等的影响。他们的研究表明：集聚对于整体的经济增长是有利的，地理位置会影响到经济增长。

伴随着理论研究的深入，经济学家开始针对经济集聚与经济增长之间的关系展开实证研究。许多研究验证了集聚的增长促进效应。如Ciccone(2002)使用5个欧洲国家NUTS第3级地区的数据分析了就业密度对于平均劳动生产率的影响，发现制造业与服务业活动的集聚的确对区域经济的增长具有正面效应。Henderson(2003)使用70个国家1960-1990年的面板数据，发现城市首位度(一国最大城市份额)在低收入国家有利于经济增长。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地区1980-2000年的数据，探讨了区域内经济活动空间集中对增长绩效的影响，发现生产活动的内部空间分布越不平衡的地区增长越快。但也有部分研究得出了与理论预测相反的结论，如Sbergami(2002)使用6个欧盟成员国1984～1995年的跨国面板数据对经济增长率和经济集聚相互关系进行实证检验，研究结果发现。高技术行业、中等技术和低技术行业的集聚对于经济增长率的影响都是负面的。㈣更为复杂的是，空间集聚对经济增长的影响可能是非线性的，在发展的早期阶段，集聚促进增长；但当达到某个收入水平后，集聚对经济增长就没有作用，甚至有害于经济增长。这一假说得到了Brulhart和Sbergami(2009)的验证，他们利用跨部门OLS和动态面板GMM估计方法研究了一国经济活动的空间集聚对国家层面增长的影响，发现只在经济发展的某一水平集聚才能推动GDP增长，关键水平约为人均10000美元。

针对中国的经济集聚与经济增长问题，范剑勇(2004)认为，中国现阶段仍处于“产业高集聚、地区低专业化”的状况，国内市场一体化水平总体上仍较低，且滞后于对外的一体化水平，这一现状使得制造业集中于东部沿海地区，无法向中部地区转移，进而推动地区差距不断扩大。㈣张艳、刘亮(2007)运用工具变量法，基于中国城市的面板数据实证检验了经济集聚对于城市人均实际GDP的影响，结果发现，经济集聚具有内生性，它对于城市经济增长具有显著的促进作用。张卉、詹宇波、周凯(2007)构造了产业间集聚指数和产业内集聚指数，并以此作为解释变量实证检验了中国产业集聚与劳动生产率和经济增长的内在关系。他们的研究发现，产业内集聚和产业间集聚都对中国经济增长存在显著影响。吴利学、傅晓霞(2008)以规模报酬递增为基础构建了一个包含集聚经济的生产函数，分析了城市化和市场化对中国各地区集聚经济效应的影响，他们的实证研究发现，中国各地区集聚经济效应显著，且集聚经济效应在地区经济增长中作用明显。马君潞、郭威(2007)通过对我国分省面板数据的实证分析表明，提升一个地区吸引外商直接投资的能力很大程度上取决于该地区的集聚经济环境，因此，积累集聚经济优势是吸引外资、促进区域经济增长的途径之一。

在这些实证分析中，虽然有的研究也考虑到了不同地区差异的影响并以地区虚拟变量来衡量，但从本质上看，区域总是被当成一个独立的个体进行分析，区域间潜在的相互影响往往被忽略。事实上，任何一个地区的经济都不可能独立存在，它总是与其他经济体存在着千丝万缕的联系。但在多数研究中，这一观点都还没有被正式引入模型进行实证分析。

空间计量经济学是在横截面或面板数据中研究经济单位的空间相互作用，近年来越来越受到学术界的关注。一些学者开始运用空间计量方法，明确将地理空间因素考虑到经济集聚与经济增长的实证研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省级横截面数据，从空间经济学的视角研究了中国经济增长问题，并指出中国区域经济增长的来源主要是非农业劳动力增长率、制造业产出、资本积累和实际的外商直接投资。林光平、龙志和及吴梅(2005)采用空间计量经济方法，研究我国28个省(市、区)1978～2002年间人均GDP的卢收敛情况，认为随着经济体制改革的深入，地区间的空间相关性对各地区经济增长的作用越来越大，我国地区间经济存在收敛性，但是它的估计值表现出增大的趋势。”吴玉鸣(2007)运用空间计量经济学模型，对2000年中国2030个县域的增长集聚与差异进行了空间计量分析，结果表明，中国县域经济增长不仅与人力资本、城市化、工业化、信息化等因素密切相关，而且与相邻县域的经济增长之间存在一定的空间依赖性。㈣符淼(2009)采用空间计量分析方法对技术传播的空间模式进行了实证研究，发现技术和经济活动都存在局部集聚，技术集聚度高于经济集聚，且两者的集聚度随时间增强，地理分布高度一致。随地理距离快速下降的技术溢出效应是导致局部集聚和东西部发展不均衡问题的原因之一。

针对江苏经济表现出来的空间集聚现象与地区差距问题，本文拟采用空间计量经济模型，对江苏省县域经济集聚与经济增长的关系进行实证检验。

二、江苏省县域经济活动的空间相关性

首先，画出江苏省2007年县域人均GDP的空间分布四分图(图1)。按照人均GDP的大小，65个县域被平均分为4组，以颜色的深浅代表相应县域的人均GDP的大小。由图1可见，江苏省县域层次的经济活动在地理分布上是极不均衡的，呈现出苏南一苏中一苏北梯度递减模式。并且邻近区域的经济指标水平基本相近，具有明显的集聚特征。

接着，通过计算县域人均GDP的MoransI指数对其空间相关性进行检验。Moran''''sI是最常用的检验空间自相关性的统计指标。利用GeoDa0.9.5软件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上显著，表明江苏省县域经济的分布的确存在明显的空间相关性。

进一步，作出江苏省2007年县域人均GDP空间自相关聚类图(图2)，图中HigllHigh部分表示人均GDP高的地区被人均GDP高的地区所包围，Low-Low部分表示人均GDP低的地区被人均GDP低的地区所包围。这种分布显示出江苏省县域经济之间存在着正的空间自相关性，形成了某种空间“俱乐部”现象。人均GDP水平较高的县域(H-H地区)集中分布在苏南地区，而人均GDP水平较低的县域(L-L地区)则分布在苏北地区，地区之间经济增长差异显著。

由此可见，我们观测到的截面区域之间在地理上是一些明显具有空间依赖性的经济实体，误差项独立的假设在统计上被拒绝了，也就是说，OLS估计的结果是不可信的。因此，这里将地理空间维度引入研究中来，采用空间计量经济学模型来估计经济集聚对经济增长的影响是十分有必要的。

三、变量选取、数据来源与模型设定

(一)变量选取与数据来源

本文关心的问题是经济集聚是否会促进经济增长，因此，在进行实证检验时，需要对经济增长和经济集聚分别进行度量。本文选取人均GDP的自然对数来衡量县域经济的增长。由于各地区在人口和面积方面相差很大，因此选取人均GDP为测度指标来衡量地区经济发展差异，具有一定的客观性。关于经济集聚，本文选取第二产业区位熵、第三产业区位熵和城市化三个指标来衡量经济集聚的程度。i地区i产业的区位熵定义如下：其中：Eij表示j地区i产业的产值，∑iEij表示i产业在整个区域的总产值，∑jEij表示j地区的总产值，∑i∑jEij表示整个区域的总产值。因此，该指标的分子是j地区的i产业占整个区域该产业总产值的份额，分母是j地区的总产值占整个区域总产值的份额，通过两者的比来评价i产业在j地区的集聚程度。区位熵小于1说明该产业的集聚化水平比较低，区位熵等于或大于1说明该产业的集聚化水平较高。区位熵越大，说明该地区的这一产业在整个区域范围内的集聚程度越高。

本文中令i=1，2，3，分别表示三次产业；j=1，2，…，65，分别表示江苏省65个县域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(这里省略了下标)分别表示江苏省每个县域第一、二、三产业的区位熵，度量了三次产业在该地区的集聚程度。由于经济的集聚主要体现在第二产业和第三产业，所以选择第二产业区位熵和第三产业区位熵作为衡量经济集聚程度的两个解释变量。

此外，城市的出现也是经济集聚的一种表现。经济学家长久以来一直强调城市在经济增长中的作用，更准确地讲，城市己被看成一种主要的社会制度。城市化是一个国家、地区社会经济发展尺度的体现，城市化不但表现为人口向城镇聚集和非农人口上升，还表现为人们生产与生活方式、社会结构、价值观念由农村向城市文明升级转化的过程。因此，本文希望就城市化与经济增长之间的关系进行实证检验，这里用非乡村人口在总人口中的比重来衡量各地区城市化的程度。本文采用2007年江苏省65个县级行政区域的横截面数据，所有统计资料均来自《江苏统计年鉴(2008)》。

(二)模型设定

1经典线性回归模型

基于以上考虑，本文首先构建经典线性回归模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)

其中，PGDP表示县域人均GDP水平，是本文的被解释变量，LQ2和LQ3分别表示第二产业和第三产业区位熵指标，URBAⅣ是城市化指标，三者用来表示经济集聚，是本文关心的解释变量。

2空间计量经济模型

针对经典线性回归模型(1)，可以通过两种不同方式引入空间依赖性。相应地，空间计量模型有两种设定形式：

第一，空间滞后模型(SLM)，在解释变量中增加一个空间滞后变量，模型的形式为：

InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空间权重矩阵；W_PGDP是空间滞后变量，定义为W_PGDG=WlnPGDP；P是空间自回归系数；ε是误差项；其他变量的含义与原来相同。

第二，空间误差模型(SEM)，通过误差项引入空间相关性，即假设误差项是空间相关的。如果误差项是一个空间自回归过程，则模型具体形式如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空间误差自回归系数，Wε是空间滞后误差项。

3空间计量模型的选择

Anselin(2005)提出，可以根据拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相应的稳健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在两种空间计量模型之间进行选择。首先判断LM-Lag和LM-Error的显著性，如果两者中只有一个是显著的，那么就选择相对应的模型，即如果LM-Lag显著就用空间滞后模型，LM-Error显著就用空间误差模型。如果两者都显著，则需进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error的显著性，选择Robust指标中更显著的那一种模型。是选择空间滞后模型还是空间误差模型，下文中根据判别指标的具体情况而定。

四、实证检验与结果分析

为了进行比较，首先给出经典线性回归模型的OLS估计结果，见表1。由表1的检验结果可以看出，OLS估计的F统计量达到117.193，模型整体上非常显著。拟合优度为0，8521，说明拟合程度一般，可能与忽略了空间依赖性有关。LQ2、LQ3和URBAN系数的符号都与预期一致，均为正；LQ2、LQ3在1％的水平上显著，URBAN在5％的水平上显著。自然对数似然函数值(Loglikelihood)、赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)作为衡量模型拟合优度的指标，在下文中与空间计量模型的估计结果进行比较。

接下来，采用GeoDa0.9.5软件对OLS估计的残差进行空间依赖性检验。这里使用的江苏省县域地图数据来自中国分县行政区划界线数字化地图，①空间权重矩阵采用的是一阶Rook邻接矩阵。检验结果见表2。表2显示，Moran''''sI指数在1％的概率上显著，说明OLS估计的残差存在明显的空间自相关性，经典线性回归模型可能存在模型设定不恰当的问题。因此，这里采用OLS估计是不合适的，需要将截面单元之间的空间相关性引入模型中。具体是采用空间滞后模型还是空间误差模型，可以根据拉格朗日乘子检验的结果来决定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上显著，因此需要进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上显著，而RobustLM-Error在10％的水平上显著，相比之下，RobustLM-Lag的显著性更强。因此，根据上文中提到的标准，选择空间滞后模型(2)更为合适。空间计量模型如果仍采用最小二乘法估计，系数估计值会有偏或者无效。这里用极大似然法(ML)进行估计。结果见表3。

首先，通过似然比检验比较原模型(不考虑空间因素的经典回归模型)与各择模型(空间滞后模型)空间自相关系数的渐进显著性。表3中SLM模型的LR值为25.4468，在1％的水平上显著，再次证明该模型中空间依赖性的存在。进一步，三个经典检验是渐进一致的，但在有限样本中，应该满足Wald>LR>LM。本文中，Wald值为28.4089，LR值为25.4468，LM-lag值为24.3492，与预期的顺序一致，说明SLM模型符合ML估计的渐进性质，模型的设定是比较合理的。

其次，根据Loglikelihood、AIC和SC比较SLM模型和经典线性模型OLS估计的拟合优度。Loglikelihood越大，模型的拟合效果越好。而AIC和SC则相反，值越小，表示拟合效果越好。由表3可见，SLM模型的Loglikelihood值为-1.3229，大于OLS估计的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估计的相应值，说明SLM模型的拟合程度优于原经典回归模型，引入空间效应使模型的解释力有了明显增强。

最后，对SLM模型估计的系数进行分析。空间滞后变量WLNPGDP的空间自回归系数在1％的水平上显著，表明县域人均GDP增长在地理空间的邻接上表现出了较强的溢出效应。县域经济增长集聚的空间相互作用或影响的途径可以通过邻接地区而相互传递。三个衡量经济集聚的解释变量LQ2、LQ3和URBAN的符号均为正，与我们的预期一致，且均在1％的水平上显著，这一结果支持了经济集聚对于经济增长具有促进作用的结论。具体而言，LQ2的回归系数为2.3931，说明第二产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约2.39％；LQ3的回归系数为1.7357，说明第三产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约1.74％。LQ2和LQ3的系数比OLS估计中两者的系数均有所降低，说明OLS的估计结果可能存在向上偏误。URBAN的回归系数为0.0105，说明非乡村人口在总人口中的比重增加1％，则县域人均GDP可以增加约0.01％。与OLS估计结果相比，城市化指标的显著性有了明显提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。总体看来，第二产业的集聚对于区域经济增长的影响最为明显。

五、结论及政策含义

(一)主要结论

1江苏省县域经济具有显著的空间依赖性，邻近区域的经济增长相互影响，但这种影响以回浪效应为主，扩散效应不足，因此导致苏南苏北地区经济差距加大。由于地理区位、经济基础、经济结构、发展政策等方面所具有的优势，苏南地区集聚了大量资本、技术和人才，具有规模经济效益，自身增长迅速，成为江苏地区的“增长极”。政府希望通过增长极地区的优先增长带动周边更多地区的经济发展，发挥增长极的扩散效应。然而事实上，至少到目前为止，该增长极体现出的回浪效应——即吸引其他地方的资本、人才和技术，削弱周边地区的经济增长实力——远大于其扩散效应，从而导致发达区域更发达，落后区域更落后。因此，为了防止在这种累积循环因果作用下区域间差距的无限扩大。需要政府创造条件，引导回浪效应向扩散效应的转化。

2以产业集聚和城市化为特征的经济集聚对于经济增长具有积极作用，但这种影响是地方性的，随空间距离的增加而衰减。根据内生增长理论和新经济地理学理论，知识溢出是解释集聚和区域增长关系的重要概念之一。经济活动的空间集中会有效地促进知识溢出，推动技术进步，实现经济增长。在产业活动空间集中的区域或人口密度多样化的城市中，知识、人才在不同企业和区域的流动以及与不同群体的互动交流，促进了知识的传播扩散，进而促进技术进步。同时，企业在地理空间上的邻近不仅为面对面的交流提供了便利，而且有利于企业间前向后向的市场联系，更有利于劳动力的进一步集聚以及知识溢出。但是，知识空间溢出具有局域性特征，其影响随地理距离的增加而迅速衰减。陋瑚因此，苏南地区通过知识溢出产生的正外部性难以扩散到更远的苏北地区，导致南北差距加大。可见，如果希望通过集聚促进落后地区的经济增长，需要充分考虑到地理空间的因素。

(二)政策建议

计量分析论文例8

统计数据质量问题是衡量统计工作的核心指标。尤其是我国加入WTO，与世界经济接轨的今天，社会各界对统计信息的需求量越来越大，对统计信息质量的要求也越来越高。统计信息质量的高低直接影响和决定着统计信息的可利用性。统计数据质量低下将会直接导致错误的决策。因此，努力提高统计数据的质量，实现统计信息的准确、有效、全面、有着重要的意义。

一、统计数据质量的含义

传统的统计数据质量仅仅指其准确性,通常用统计估计中的误差来衡量。但如今“质量”的概念被拓宽了，“统计数据质量”的概念也有必要拓宽。目前各国统计机构和有关国际组织对统计数据质量含义的解释和理解仍存在一定的分歧，对统计数据质量应涵盖哪几个方面，还没有统一的标准。各国从本国的实际情况以及对数据质量含义的理解出发，确定了不同的数据质量标准。如英国政府统计数据质量标准是准确性、时效性、有效性、客观性；韩国的质量标准则是适用性、准确性、时效性、可索取性、可比性、有效性。在我国，统计数据质量主要包括统计数据的核心质量、形式质量及延伸质量三大方面。

二、我国统计数据质量管理现状及存在问题

改革开放以来，我国统计人员大胆探索，辛勤实践，在指标体系、调查方法、统计标准、技术手段、数据报送与处理方式等方面进行改革，较好地满足了社会各界对统计信息的需求，推动了统计事业的发展。但是，浮夸风以及片面追求假、大、空现象仍然存在，这些都违背了统计工作的基本要求，阻碍了统计工作的发展。目前我国统计数据质量管理上存在的问题主要有：

1.统计数据失真。统计制度不够完善是造成统计数据失真的内在因素，表现在：统计部门内部各专业在统计方法、指标涵义、口径上还存在一定程度上的不统一；专业间统计方法改革不同步；统计范围、口径的理论值与实际值出入有时还比较大；统计与财会在核算周期上还存在一些差异，并且在统计数据质量管理上各级统计管理部门在统计执法过程中力度不够，对统计过程缺少制约与监督，对统计数据缺乏校验与复查的有力措施。

2.设计时需求不明确，缺乏远见。数据库与文件管理系统的重要区别之一在于不仅存放数据，而且存放数据之间的相关性。相关性不仅表现在数据依存的时间、地点、类型和名称等原始属性上，还会在数据的转移过程中产生再生的相关性。搜集数据阶段使用的方法不正确，应用需求不明确等都会影响数据完整性和准确性。

3.数据处理手段发展不平衡。数据处理手段出现从基层的手工操作到省、国家一级政府统计数据处理的高度信息化。就地域而言，占全国70%以上的地方统计数据处理是手工操作或半手工操作，速度慢、效率底，可靠性差，这与统计的及时性要求不相符合。统计所反映的当前经济现象的真实性难以确定。

4.质量管理监督措施不够健全。由于多数检索系统没有进入实际应用阶段，数据质量的控制和监督往往被人们忽视。绝大多数单位在数据准备、录入阶段缺乏审核等质量控制、监督措施，著录标引的检查，一般采取自己审核或互相审核的方法。缺少科学的统计数据质量评估和监控造成统计数据不同层次脱离实际的偏差，给决策带来极大的不便。

5.统计人员队伍素质不高。基层统计工作薄弱，统计手段落后，统计人员素质比较低，基层统计队伍不稳定都影响了统计数据质量。

三、我国统计数据质量管理问题的原因分析

在目前我国统计数据质量管理中，以单项数据质量管理为主，缺乏综合的、全面的质量管理体系；对数据质量内涵的理解相对来说仍较为狭隘，在实践中主要围绕着数据准确性进行评估，对数据质量的其他方面重视不够；在评估过程中，没有让社会公众和用户充分参与进来，评估机制缺乏必要的透明和有效性，未能取得社会各界对数据资料的充分理解和认可；对于多种经济成分的数据质量评估方法不够明澈；缺乏明确的数据质量管理要求和目标。

从数据质量管理的角度来看，我国统计数据质量管理存在诸多问题的原因在于：

1.统计数据质量理论及其控制技术与政府统计实践脱节。各种统计数据质量控制技术在我国的实际统计工作中的研究和应用不多，对于经常性统计数据质量控制，实际上还主要是采用事后的分析评估和挤水分的方法，而事前的分类预防控制不多，建立误差模型进行分析的也不多，所应用的仅有的一些事后质量控制技术和统计数据质量管理的组织活动没有实现很好的结合，虽然指定了主要统计数据质量的评估方法，但具体方法的应用、由哪些部门负责以及这些部门的质量责任、职权和义务并不明确。

2.统计数据质量管理中的全面质量管理并不全面。全程性上，只重视调查环节，不重视统计设计环节对数据需求的研究，从而影响数据相关性、及时性的提高；全域性上，所实行并取得很大成功的统计数据全面质量管理的措施及经验，主要集中于几个专项的普查，应用范围较窄；全员性上，只重视统计系统内部的人员控制，而对统计系统外部的，占统计工作人员2/3的基层统计人员却无从控制。

3.缺乏明确的质量管理目标和统一的质量管理规范。对统计数据质量管理缺乏明确的质量方针和质量目标，缺乏相对统一的统计数据质量管理标准和规范，导致了统计数据质量的混乱。

4.控制措施与事后评估结果及发现的问题没有很好结合。统计是一项循环往复的过程，因此每一次新的修订统计设计都应反映出上一次数据质量评估的结论以及质量改进的要求。但是从公布实施的统计调查制度上看，事先的控制措施，如填表要求中的平衡关系，逻辑审核关系用于质量控制的设计内容较少。

四、提高我国统计数据质量管理的对策和建议

多年来，国家统计局一直把统计数据放在首要地位，通过不断努力与实践的，摸索出一套方法，即一靠科技，二靠法制，对统计数据实行全面质量管理。在此，结合专家学者对统计数据质量管理的研究，笔者提出一些自己的看法。

1.搞好统计调查方法的改革是提高统计数据质量的前提。国家统计局在《国家统计制度的总体方案》中提出了我国统计调查方法改革的长远目标，即“建立以必要的周期性普查为基础，以经常性的抽样调查为主体，同时辅之以重点调查、科学推算和少量的全面报表综合运用的统计调查方案体系”指明了抽样调查作为新统计调查体系的主题，精简全面统计报表。要提高统计数据质量，必须推广抽样调查方法的应用，它避免了对总体单位的逐一调查和较多的中间环节，在较大程度上减少了各方面对统计数据在调查过程中的干扰，因而使得调查的数据较符合客观实际。它具有事先计算及控制抽样平均误差和便于对样本指标进行检查，避免调查工作中间环节的弄虚作假的特点。大大提高了统计数据的准确性和及时性。

2.强化统计基础工作是提高统计数据质量的保证。首先要搞好统计调查表的设计。企业综合统计部门应根据上级部门和本企业生产经营管理的需要，会同会计等部门统一设计企业内部套表，在设计中应体现新的国民经济核算体系，各指标之间应相互联系，相互配套，统计指标的涵义、范围、计算口径应一致。统计表的设计，统计分类标准和各种编码应当统一，以适应计算机整理、汇总、分析的需要。新的统计报表的采用，可以克服企业统计工作中存在的杂乱、重复、矛盾等弊端，也有利于报表的规范化、系统化，更有利于统计数据的准确性。其次，实现原始记录、统计台账的标准化。我们知道，原始记录是业务核算、会计核算、统计核算的共同基础，只有这样才能使三种核算结果相互衔接，口径一致，而要保证核算数字的准确性，要求核算的数字来源，都有真实的原始记录为依据。从原始记录开始一直到整理、场内报表及三种核算，数字来源通过逐级加工，都是有据可查的。只有这样核算，数字的准确性才有确切的保证。

3.加强统计法制法规建设是提高统计数据质量的法律保障。在企业统计工作中，主观随意性是影响统计数据质量的重要因素。领导者的法制观念和对统计数据质量的重视程度以及统计人员的综合素质，对统计数据质量有着直接的影响。只有具有强烈的事业心和责任感，具有高度的统计法制观念，具有基本的工艺技术知识和统计技能的统计人员，才具有做好统计工作的前提和基础。因此，要加强统计法制建设，健全统计法规，防止某些企业领导和统计人员对统计数据弄虚作假，要确定统计犯罪的界限，作出良性的具体规定，以强化统计法规的法律效力和约束力。应通过典型案件的查处和暴光宣传《统计法》，引起全社会的关注，提高社会公众的法制观念和执法自觉性，使《统计法》真正成为提高统计数据质量的法律保障。

4.提高统计人员的业务素质是提高统计数据质量的关键所在。统计数据质量与统计人员的业务素质和队伍稳定有直接的关系，企业统计人员是提高统计信息最基础、最原始数据的源泉，因此，为了提高统计人员的业务素质，必须搞好他们的上岗和在岗培训，要实行“统计员资格”考试制度，达到合格标准并取得上岗合格证方可上岗。要提高统计人员的统计分析能力，掌握多种使用统计分析方法，例如聚类分析法、判别分析法、回归分析法、相关分析法、主成分分析法等。其次还要提高统计人员对现代统计分析软件的应用能力做到“一专多能”。依靠科技手段快速提供高质量的统计数据。企业还应按规模大小、统计业务的难易程度，配备有一定统计职称的综合统计人员，以提高统计工作质量，保证统计数据的准确性。

5.用科学的统计分析方法对数据质量评估是提高统计数据质量的方法保证。首先，可运用抽样调查法推断总量指标的准确性，它是对全面报表、普查、重点调查的基层统计数据或汇总统计数据进行可靠性检验或误差判断的科学方法。其次，运用回归分析法检测统计数据的可信度。例如，在对汇总数据的评价中，可利用回归分析，发现矛盾，提高数据的可靠性，并可用计算机建立模型，对各类数据纵横比较，以确定其质量。另外，还可用主次因素排列分析图、因果分析图来分析各种统计数据质量。在多种经济成分的统计数据中，要寻求一种能够多因素同时考虑的方法，不能只局限与一些单一因素的评估方法。例如运用模糊评价法等。要加快成立相对独立的专门从事统计数据质量评估的社会终结组织结构，确保统计数据评估的独立性和公正性。

6.加大新的统计技术的应用是提高统计数据质量的必要途径。计算机技术不仅可以实现数据处理高速化、数据传输网络化、数据贮存资源化，从而降低统计数据在人工处理、传输、贮存等环节上的技术性误差和逻辑性差错，而且有利于从机制上形成强有力的统计质量管理体系，维护统计数据管理相对独立性并有效地遏止随意虚报、瞒报以及统计数据质量的其他腐败行为。

总之，提高统计数据质量是统计工作的永恒主题，要在明确什么是统计数据质量的基础上，抓住影响统计数据质量的关键，采取切实有效措施，最大限度地保证提高数据的质量，确保统计三大职能的发挥。

五、结语

统计信息是社会经济信息的主要组成部分，在社会经济生活中发挥着越来越重要的作用。作为其表现形式的统计数据的质量也受到越来越多人的关注。而目前我国的统计数据质量管理，不论是与社会各界的需求相比，还是与相关国际准则的运作要求相比，均存在一定差距。完善我国统计制度是一项长远的任务，这需要统计人员与社会各界的共同努力。

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计量分析论文例9

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

一、质量成本管理的重要意义

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

二、目前企业质量成本统计存在的突出问题及症结

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

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

三、提高企业质量成本统计数据完整性的对策

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

1、科学认识质量成本内涵

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

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

3、加强对质量成本统计完整性的监督与考核力度

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

4、选择切实可行的质量成本数据收集渠道

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

5、搭建质量成本统计项目与内部财务预算之间的衔接平台

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

6、细化质量成本统计科目

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

7、简化纳入质量成本管理的产品项目，按照产品类别进行统计

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

8、实行全寿命质量成本法

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

9、尝试将质量成本统计工作职责由财务部门划归生产管理部门

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

计量分析论文例10

会计计量是指根据被计量对象的计量属性，选择运用一定的计量基础和计量单位，确定应记录项目金额的会计处理过程。会计计量由两个主要因素构成：一是计量属性，二是计量单位。计量属性解决“计量什么”，而计量单位解决对选定的计量属性“用什么去计量”。计量属性与计量单位是两个不同层次的问题，计量属性是内在的、根本的问题；计量单位是外在的、形式的问题，计量单位的选择随计量属性的变化而发生变化。作为财务会计的一个重要环节，会计计量的主要内容包括资产、负债、所有者权益、收入、费用、成本、损益等，并以资产（负债往往可称为负资产，而所有者权益为资产扣除负债后的剩余资产或净资产）计价与盈亏决定为核心。其中，资产计价就要用货币数额来确定和表现各个资产项目的获取、使用和结存；而损益决定则是指通过量化和比较来确定经济资源在使用过程中所发生的转移、消耗或折耗同所产生结果之间的数量差。会计计量的目标，是在账面上及时地反映实际价值的变动，使资产的账面价值与实际价格始终保持一致。

历史成本计量是传统会计计量的核心，历史成本原则包括两个内容：一是以历史成本为计量属性，二是以名义货币为计量单位。按照历史成本原则进行会计核算时，某项资产要求按其取得或交换时的实际价格计价入账，入账后的账面价值（历史成本）在该资产存续期间内一般不作调整。在强调收益计量且相对稳定的传统会计环境中，历史成本因其客观性、可验证性和有利于反映资产经营责任履行情况的优势而被广为推崇。然而，现代会计环境及信息需求者对会计信息的需求量，自20世纪70年代以来发生了根本变化。全球性通货膨胀促成了现行成本法等通货膨胀计量模式的适时提出，随着世界经济局势的巨大变化，高新技术被大量地采用、信息技术的发展，大规模的企业联合和兼并，以及衍生金融工具的不断创新，加之会计信息使用者对会计信息决策的相关性及充分披露的要求越来越高，历史成本计量受到了严峻挑战。公允价值、未来现金流量现值等价值计量基础，可以随着经济环境的变化，及时反映资产价值的变化和风险，具有高度决策相关性，并且能披露传统会计所无法处理的自创商誉、衍生金融工具、人力资源等会计信息，使资产负债表更能体现企业价值，提高了会计信息在经济信息系统中的地位，因而打破了历史成本法“一统天下”的神话，引起了会计计量模式的变革。本文拟从会计计量的质量要求谈谈从历史成本到公允价值的发展趋势。

一、可靠性与相关性的两难选择

在传统会计模式下，可靠性是最重要的会计信息质量要求。所谓可靠性是指会计信息应如实表达所要反映的对象，一般由客观性、可验证性和中立性三个要素组成。可靠性原则与历史成本原则及稳健主义紧密相联，反映了会计人员传统的价值取向，即会计应以事后反映为主，而这种反映必须是客观、中立、证据确凿的，且排斥主观的估计和预测，以降低会计报表使用者的财务风险，更进一步说就是降低会计人员的职业风险。

对于当今的投资者、债权人和其他会计信息使用者，会计信息要对决策有用，还必须能够帮助用户预测将来事项的结果，或者去证实和纠正预期的情况，从而具有影响决策的能力。相关性就是会计信息所表现出的这种影响判断和决策及决策差别的能力。通常由及时性、预测性和反馈价值三个要素组成。

可靠性和相关性的要求很难两全，可靠性是面向过去的会计信息质量特征，而相关性是面向未来的会计信息质量特征；可靠性的目的在于事后反映，而相关性的目的在于决策；相关性中的预测和及时性要求，可能影响信息的可靠性，而为了追求完全可靠而忽略了信息的及时性和预测性，再可靠的信息，其相关性也会大大削弱。正如葛家澍教授所说：“相关性是体现会计信息使用者需求的属性，而可靠性则是体现财务会计固有特点的属性。若从相关性衡量，显示的往往是财务会计的缺陷，但从可靠性来衡量，似乎又成为财务会计信息的优势。”

历史成本计量是所有会计计量方法中最具可靠性的，而更具相关性的价值计量将取代其成为会计计量的中心，这无疑是可靠性与相关性权衡的结果。我们可以清醒地认识到，首先，历史成本的可靠性也是相对的，历史成本法存在大量的确认、计算、分配和备选方案，使损益计算严重失实。其次，通货膨胀和知识经济时代资产新概念的冲击，使历史成本法的根本优势———可靠性受到致命的打击，以名义货币为计量单位，历史成本为计量属性，在物价变动的环境中，既不能反映由于通货膨胀引起的一般物价变动，也不能反映被计量对象的个别价值变动，这样，历史成本不再可靠。而诸如商誉、技术、人力资源、衍生金融工具等则可能根本无历史成本可循。因而，无论从客观实际还是从历史成本法的本身性能上看，以可靠性为借口强调成本计量而排斥价值计量是站不住脚的。

二、历史成本原则只有在特定的历史时期才适用

历史成本原则之所以在计量属性中独领数百年，是与特定历史时期的经济发展状况密不可分的。在前工业社会，社会进步缓慢，科技对经济的推动作用不明显，劳动生产率的提高自然也十分缓慢。劳动生产率提高的缓慢性，不但决定了商品的内在价值变化缓慢，而且决定了货币本身的价值变化也是缓慢的。二者共同作用的结果，使商品价格在一个相当长的时期内保持了相对稳定。在这种条件下，历史成本原则自然成为近似科学、合理的最佳计价模式。

然而事实上，劳动生产率从来就不是恒久不变的。从游牧经济到农耕经济，再到工业经济、知识经济；从手工劳动到作坊劳动，再到工业化大生产、自动化生产，每一种变革都以社会劳动生产率的提高作为标志，每一种经济内部都有劳动生产率量变的过程，只不过在不同的社会、不同的历史发展阶段，劳动生产率提高的速度有差异而已。进入20世纪以来，科技创新对经济发展的推动作用空前地显现出来，社会劳动生产率的飞速进步，从根本上动摇了历史成本计量属性的理论基础。因此关于各种新的计量属性的大讨论在20世纪延绵不绝也就不足为奇了。

三、会计计量：从历史成本到公允价值

现行的会计准则规定在关联方交易、非货币易、资产租赁交易等诸多交易中必须按规定采用公允价值。国际会计准则委员会（IASC）对公允价值所下的定义为：“在公平交易中，熟悉情况的当事人自愿据以进行资产交换或负债结算的金额。”美、英等国的准则制定机构也对公允价值下了类似的定义，如美国财务会计准则委员会（FASB）所下的定义为：“在现时交易中，在非强制或非清算性销售的情况下，当事人自愿据以买卖资产（承担或结算负债）的金额。”公允价值强调公平交易，而公平交易是在交易双方自愿和熟悉市场情况下进行的，从而形成的交易价格应当是公允的。公允价值的确定在交易双方熟悉市场情况的前提下，往往需要依靠诸如资产评估、证券评价等中介机构的专业判断（估计），再由当事人做出最终决定。值得注意的是，历史成本也可以说是过去（原始交易时日）的公允价值，但在会计报表时日（或入账后的任何时日），公允价值不再是原始交易价格（历史成本），而是要按报表时日的市价重新计量，所以，公允价值计量就包含了初始计量和后续计量问题。只是一般而言，公允价值是指公允的现时价值。

在财务会计中，计量属性是指资产、负债等可用财务形式定量方面，即能用货币单位计量的方面。经济交易或事项因可从多个方面予以货币定量而有不同的计量属性。在会计理论界比较有代表性的，是美国财务会计准则委员会（FASB）在1984年发表的第5号财务会计概念公告“企业财务报表的确认与计量”中所表述的五种计量属性：

其一，历史成本是会计计量中的最重要、最基本和最普遍采用的属性。当价格变化较小时，它可用以提供相关、可靠而有用的会计信息，且信息成本较低；否则，在价格变动明显时，相关信息的质量就会大大降低。

其二，现行成本又称重置成本或现实投入成本，是假定在某期取得相同或类似资产时将支出的现金数额或其他等值物。如：重新购置或制造同类新资产或具有相同生产能力的资产的市场价格或成本，其优点是：①可以避免在价格变动时虚计收益，能确切反映企业维护再生产能力所需生产耗费的补偿；②期末财务报表提供以现行成本为基础的现时信息，而非过去的历史信息；③以现行成本与现行收入相配比具有逻辑上的统一性，可增强收入费用配比决定的收益的可比性与可靠性。其缺点则主要体现在现行成本确定的难度较大，影响会计信息的可靠性，用它不能消除货币、购买力变动的影响，财务报表项目之间将因此而缺乏可比性。

其三，现行市价又称脱手价值，指在正常清算情况下，销售资产时可望获得的现金或其他等值物。其特点是：①在企业决定是否持有资产甚至是否持续经营时，可为其提供资产潜在变现价值（在此种状态下是一种机会成本）这一重要信息；②可用于提供评估企业财务应变能力和变现价值的相关信息；③可用以对资本性支出项目（如固定资产）进行较客观的评估，以消除费用摊配上的主观随意性。其缺点是：在理论上以变现价值进行计量，有悖于持续经营假设；不适应于对企业预期使用的资产（与变现价值无关）和某些不存在变现价值的资产或负债（如无形资产、专用设备或厂房等）进行计量；它未考虑一般购买力的变动，也不能消除通货膨胀的影响。

其四，可实现净值又称预期脱手价值，是资产在正常经营过程中可带来的未来现金流入或将要支付的现金流出。它考虑了资产能导致经营性收入或支出这一资源特征，但只适应于计划未来销售的资产或未来清偿既定数额的负债，且未考虑货币的时间价值，因而其适应范围无法囊括全部资产。

其五，未来现金流量的现值又称资本化价值，指资产在正常经营性使用中可望带来未来现金流入的现值（或贴现值）减去为实现这一流入所需的现金流出的现值后的净额，它考虑了现金流量的时间分布以及货币的时间价值等因素，在理论上较全面，但确定性差，且计算过程较为繁琐，因而在实际中较少运用。

这五种计量属性各有优劣，但并不完全排斥，往往可以在会计计量时同时使用两种或两种以上属性，以加大会计信息组合的有用性。计量属性的选择，应当从特定计量对象、计量内容和计量的目的出发。例如物价变动会计所要计量的对象，包括会计主体的经济业务以及物价变动对这些经济业务的影响。所要计量的内容，包括会计主体的一切资产、负债和所有者权益、收入、费用和利润。计量的目的，是反映和消除物价变动对计量对象及计量内容的影响。由于计量对象和计量内容的复杂性，选择单一的计量属性有时不能够达到计量的目的。因此，就需要恰当地结合、采用各种计量属性。但尽管如此，企业仍必须有一个主要的或基本的计量属性。一般说来，主要的或基本的计量属性的选择应当以物价变动对企业主要资产的影响程度以及企业主要资产的特点为依据。由此可以得出，历史成本计量已难以保持其为单一计量模式的主导地位，历史成本计量和公允价值计量并用的混合计量的多元模式已经是无可争辩的现实。

应当指出的是，公允价值取代历史成本成为21世纪的主要计量属性，主要是由于对金融工具特别是衍生工具的计量需要。20世纪80年代初期，美国多家金融机构因从事衍生金融工具交易失败陷入财务困境，但在此之前，建立在历史成本计量模式上的会计报告显示出“良好”的经营业绩和“健康”的财务状况。安然事件引起美国和国际会计界的极大震动，IASC和FASB在开发金融工具会计准则的过程中，都确立了以公允价值计量所有金融工具的目标。