對生產(chǎn)系統(tǒng)的總體效率的度量ppt課件

1、TFP的 度量 對消費系統(tǒng)的總體效率的度量，人們傾向于運用總要素消費率TFPTotal Factor Productivity，即消費系統(tǒng)的總產(chǎn)出與總投入之比。用X、Y分別表示某種方式的總投入和總產(chǎn)出，那么總要素消費率TFP為： 總產(chǎn)出的增長率 = 總投入的增長率 + 總要素消費率的增長率投入增長率的大小僅闡明消費規(guī)模擴張的程度，其本身不是效率研討所關(guān)懷的內(nèi)容。 TFP的度量 消費率變化的分解TFP指數(shù)TFPst是兩個時期產(chǎn)出與投入的比例之商,即: 總產(chǎn)值指數(shù)st /總投入指數(shù)st 思索到消費過程種的技術(shù)效率問題,在普通情況下,我們有: 1 思索到消費過程種的技術(shù)效率問題,在普通情況下,我們有

2、: 、, 表示兩個時期消費的技術(shù)效率系數(shù).當消費是技術(shù)有效的,那么實踐的產(chǎn)出量與由消費函數(shù)所計算的產(chǎn)出量相等將這一結(jié)果代入上式 TFP的度量當兩個時期的投入量相等時，即 時，上式可分解為兩部分的乘積， 3 2 3式種的第一部分，反映了兩個時期消費的技術(shù)效率的變化，第二部分反映了技術(shù)的變化。即消費率的變化分解為消費技術(shù)效率的變化、消費技術(shù)的變化兩個部分。假設(shè)兩個時期的消費都是有效的或是消費的技術(shù)效率沒有變化，那么此時的消費率變化完全由技術(shù)變化所導致。TFP的度量上面由于假定了兩個時期的投入量相等，均為X*，所以這里便不存在規(guī)模問題。如今讓我們看投入程度不同的情況，假設(shè)時期t的投入大于時期S的投入

3、，記 ,那么k1。我們進一步假定，在時期t消費函數(shù)是(t)階齊次的。這樣(2)式變?yōu)?4TFP的度量 (4)提供了對消費率指數(shù)的一種完全分解，它將消費率的變化分解為: 消費的技術(shù)效率的變化 規(guī)模效應(yīng) 技術(shù)變化 而規(guī)模變化又有兩個要素決議，一是投入變化程度的幅度k，二是規(guī)模報酬參數(shù)(t) 假設(shè)假定是不變規(guī)模報酬，那么規(guī)模效應(yīng)為 1，否那么必需知道規(guī)模報酬參數(shù)，才干確定規(guī)模效應(yīng)的大小。 4TFP的度量常用的消費率指數(shù)1.拉氏Laspeyres和帕氏Passsche數(shù)量指數(shù) 2.費氏Fisher指數(shù) 3.湯氏Tornqvist數(shù)量指數(shù) 4.莫氏消費率指數(shù) TFP的度量常用的消費率指數(shù)拉氏Laspey

4、res和帕氏Passsche數(shù)量指數(shù) 拉氏數(shù)量指數(shù)是以基期價錢為權(quán)重，而帕氏數(shù)量指數(shù)那么是以現(xiàn)期的價錢為權(quán)重。拉氏數(shù)量指數(shù)為： 是第i種物品在基期s時期的價值份額。 TFP的度量常用的消費率指數(shù)帕氏Passsche數(shù)量指數(shù) 拉氏數(shù)量指數(shù)是以基期價錢為權(quán)重，而帕氏數(shù)量指數(shù)那么是以現(xiàn)期的價錢為權(quán)重。拉氏數(shù)量指數(shù)為： 是第i種物品在基期t 時期的價值份額。 TFP的度量常用的消費率指數(shù)費氏Fisher指數(shù) TFP的度量常用的消費率指數(shù)湯氏Tornqvist數(shù)量指數(shù)在近十幾年，湯氏數(shù)量指數(shù)被廣泛運用于總要素消費率問題的研討中。湯氏數(shù)量指數(shù)定義為個體數(shù)量指數(shù)的加權(quán)幾何平均值，而權(quán)重那么是基期和現(xiàn)期價值份

5、額的簡單算術(shù)平均值，即: 湯氏指數(shù)普通寫成對數(shù)方式： 這種對數(shù)方式為實踐計算提供了方便。 TFP的度量湯氏指數(shù)運用令x y 分別表示投入和產(chǎn)出的數(shù)量，、分別表示產(chǎn)出和投入的價值份額，下標ij分別表示第i種產(chǎn)出物和第j種投入物，下標st表示不同的時期或地域、或企業(yè)。在大多數(shù)實證研討中所計算的湯氏消費率增長率的方式為: 即：莫氏消費率指數(shù)1.間隔函數(shù) A點實踐產(chǎn)出Y1A,Y2A，其產(chǎn)出間隔函數(shù)值 Y2消費能夠性前沿Y2AO Y1A Y1ABC莫氏消費率指數(shù)2.莫氏消費率指數(shù) s時期技術(shù)、產(chǎn)出角度的莫氏消費率指數(shù)為 ：t時期技術(shù)、產(chǎn)出角度的莫氏消費率指數(shù)為: Xs Xt XTtTsfdceba莫氏消

6、費率指數(shù)Fare等人以兩個時期技術(shù)莫氏消費率指數(shù)的幾何平均值作為莫氏消費率指數(shù)： Ech,Tch分別表示時期s到時期t所發(fā)生的效率提高和技術(shù)提高。當把技術(shù)設(shè)定為不變規(guī)模報酬時，效率的含義為綜合效率技術(shù)效率規(guī)模效率。效率變化Ech = 技術(shù)效率變化TEch規(guī)模效率變化SechO (a) Y O (b) Y O (c) YO (e) Y O (f) Y 異方差和 Y序號Y儲蓄X收入序號Y儲蓄X收入120487771715782412721059210181654256043909954191400265004131105082018292676051221097921220028300610711

7、91222201727430740612747232105295608503134992416002815094311426925225032100105881552226242032500118981673027257035250129501766328127033500137791857529190036000148191963530210036200151222211633128003820016170222880X居民收入Y儲蓄能否存在異方差？圖示法Y與Xe2與X能否存在異方差？解析法Goldfeld-Quandt檢驗按X對N對察看值排序?qū)⒅虚gC=1/4N個察看值除去，并將剩下的劃分為

8、大小一樣的兩個子樣。每個子樣的容量為(nc)/2.對每個子樣進展回歸，計算殘差平方和計算F統(tǒng)計量檢驗假設(shè) 存在異方差 不存在異方差修正方法加權(quán)最小二乘法LS(W=?) Y C X或者，GENRY1=Y/X, GENRX1=X/X, LS Y1 C X1F=769899.2/162899.2 =4.7265%顯著性程度下，F(xiàn)(12，12)2.98存在遞增的異方差GENR XH=1/XLS (W=XH) Y C X修正方法思索的問題：模型中的X Y已不是原來意義的XY,加權(quán)之后變量經(jīng)濟學上能否仍有意義？dl=1.24,du=1.38,存在序列相關(guān)非平穩(wěn)經(jīng)濟變量與協(xié)整非平穩(wěn)時間序列與虛偽回歸單位根檢

9、驗經(jīng)濟變量的協(xié)整性誤差修正模型非平穩(wěn)時間序列與虛偽回歸隨機序列的特征量隨時間而變化非平穩(wěn)時間序列反之平穩(wěn)時間序列非平穩(wěn)時間序列能夠?qū)е绿搨位貧w單整性：對于一個非平穩(wěn)序列Xt，假設(shè)差分D次后，可以變成一個平穩(wěn)可逆的ARMA時間序列，而在差分D-1次后仍是非平穩(wěn)的，那么稱該時間序列具有D階單整性，記為XtI(d)兩個序列： 平穩(wěn)序列 簡單的非平穩(wěn)序列非平穩(wěn)時間序列與虛偽回歸單位根通常把時間序列的非平穩(wěn)性檢驗稱為單位根檢驗DF或ADF檢驗假設(shè)H0: 非平穩(wěn) H1: 平穩(wěn)計算DF統(tǒng)計量DFDfa 接受H0,非平穩(wěn)序列 DFDfa 回絕H0,平穩(wěn)序列例 中國進出口序列，都是一階單整變量 是一個平穩(wěn)序列。單位根經(jīng)濟變量的協(xié)整性協(xié)整性是對非平穩(wěn)經(jīng)濟變量長期平衡關(guān)系的統(tǒng)計描畫。非平穩(wěn)經(jīng)濟變量間存在的長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。留意：當多變量存在協(xié)整關(guān)系時，被解釋變量的單整階數(shù)不能高于任何一個解釋變量的單整階數(shù)。經(jīng)濟變量的協(xié)整性檢驗 1 假定序列xt ytI(1) 2經(jīng)過DF ADF 檢驗 平穩(wěn)性的方法檢驗序列xt yt能否存在協(xié)整關(guān)系誤差修正模型假設(shè)序列xt ytI(1)，