基药制度对中国医药市场影响分析

基药制度对中国医药市场影响分析（共11篇）

1.基药制度对中国医药市场影响分析 篇一

QFII制度对我国证券市场的影响分析《商业会计》 2013年 第10期 作者：宋洋 杨向荣 王曙光 中国QFII制度的现状分析《知识经济》 2012年 第24期 作者：赵心刚 QFII投资中国股市的投资特征-时代财富-2012年 第11期(3)QFII制度对中国证券市场波动的影响研究《经济经纬》 2011年 第1期 作者：王麟乐 张一 卢方元

向QFII学习《经济研究参考》 2013年 第48期 作者：李允峰

QFII渐入佳境《中国外汇》 2011年 第13期 作者：王莉

人民币合格境外机构投资者（RQFII）制度发展回顾《深交所》 2013年 第3期 作者：裴慧奇

九大因素影响城市的金融产业集聚发展《上海城市管理》 2014年 第1期 金融因素对我国农产品价格波动的影响研究《商业经济》 2014年 第1期 作者：庄岩 环境补偿项目的市场化融资模式研究《祖国：教育版》 2013年 第12期 作者：沈玲 周勇 刘桂贤

2.基药制度对中国医药市场影响分析 篇二

关键词：利率上调,住房市场,房租

引言

中国房地产业在经历了十年的波动后, 在2003年下半年重新快速增长, 推动了整个国民经济的发展, 但是, 同时也导致了目前住房投资过热及房价过高, 并呈现不断上涨的趋势, 特别是现阶段国内外学者和专家都认为中国的住房市场存在巨大的泡沫或者局部泡沫, 有可能造成中国住房市场的不稳定并危及整体国民经济的良好走势。政府也看到了房地产业对国民经济发展的积极作用, 同时也看到了房地产业过度发展所形成的潜在性危害。因此, 加强房地产业的宏观调控成为国家宏观调控体系的重要内容之一。利率政策政策作为一项重要的货币政策宏观调控方式, 近十年来一直是政府对住房市场进行宏观调控的重要手段之一。由于国内物价存在上涨压力、国际环境趋于复杂的背景下, 为引导公众通胀预期, 发挥价格杠杆的调控作用, 人民银行加大了公开市场操作力度, 先后多次次上调商业银行存款准备金率和金融机构人民币存贷款基准利率, 以抑制货币信贷的过快增长。据中国银行数据显示, 仅1996—2007年这十二年来, 人民币基准贷款利率就发生了多次调整。例如, 一年期贷款利率从1996年初的12.6%, 一直降低到2002年的5.31%, 达到十二年的最低, 每次下调最小幅度0.54个百分点, 其中1998年一年内三次下调, 合计下调2.25个百分点;从2004年10月开始上调, 到2007年3月从5.31%分四次上调到6.39%, 每次上调均为0.27个百分点。因此, 在此背景下, 研究利率上调对中国住房市场的影响无疑具有重要的理论和现实意义。

自1994年启动住房制度改革以来, 国内有不少的学者对利率调整和住房价格的关系进行了相关的理论研究和实证分析。在理论模型推导方面, 许承明和王安兴 (2006) 构建了一个住房投资者行为模型, 结论表明, 在利率外生下, 房价与利率负相关;赵善华 (2008) 分析了在完全市场下利率对房地产市场供需双方的影响, 认为房地产商品的均衡价格同其他商品一样都是由供求双方的力量决定。在实证方面, 王家庭和张换兆 (2006) 从实证的角度详细分析了利率变动对住房供给市场、住房需求市场以及土地市场的影响, 总结了利率对房地产的宏观调控作用并得出相应的规律性;余琳和南灵 (2009) 以西安为例, 实证分析了贷款利率上调对住房市场价格的影响, 实证结果表明中国利率政策对住房价格有一定的抑制作用, 但由于利率政策的时滞性和住房需求的刚性影响, 利率调控政策的效应还有待释放;徐庆华 (2011) 以深圳市1996—2009年房地产市场的相关数据实证研究了利率调整对住房市场需求、供给以及价格的影响, 实证结果表明利率与深圳市住房市场的供给存在长期稳定关系, 而与需求、价格不存在长期稳定关系。

然而, 国内的这些研究基本上是基于国外相关理论和经验结论来研究国内的现状, 其出发点在于在研究前就已经承认了中国这样一个市场化程度还不完善的体制下, 利率对房价具有主要的影响, 而其研究的目的大多是用某几年的数据去检验其效应。而具体结合中国现实国情研究分析利率上调对中国住房市场影响的理论和模型却基本上为零。鉴于此, 本文从已有研究出发, 构建了一个简单的住房需求供给模型, 从未预测到中国人民银行对利率上调和已预早测到中国人民银行要对利率进行上调两方面来分析利率上调对中国住房市场的影响, 为后续的研究提供了一个较好的分析框架。

一、模型的基本框架

本文假使住房需求的数量为HSd, 且HSd只与真实房租R有关:HSd=f (R) , fR<0。住房的供给数量HSS与住房存量H有关, 即HSS=h (H) 。由于住房存量在短期内是固定的, 则均衡的房租必须使HSs=HSd。因此, 市场出清的房租可以表示为:R=R (h (H) ) , R′<0, 其中R (.) 是住房需求函数的反函数。为了简单可以把它记为R (H) 。

假设住房折旧为δpH, 维修支出为κpH, 借出或借入的名义利率i (假设它们相等) , 从而可知每单位住房服务消费的一期成本为ωpH, ω是住房折旧, 维修费用和消费住房服务的机会成本之和减去名义住房价格的变化率πH (即住房存量的名义增值) 。

理性的个人消费者对住房服务的需求直到住房服务的边际效益等于边际成本为此, 即R (H) =pHω。

名义住房价格的变化率πH等于通货膨胀率π与真实住房价格变化率πQ之和, 其中πQ=p觶H/pH=πH-π。则均衡条件为

其中ν=σ+κ+i-π=σ+κ+r, r为真实利率。

上面描述了住房存量的需求, 然而, 新住房的建造取决于总的投资量I。假设新住房建造市场是完全竞争的, 新住房的供给决定于住房的真实价格pH, 则总的投资量I=I (pH) , I (pH) >0。则住房存量的净变化等于总的投资量减去住房折旧:

二、模型分析

由于住房存量的动态方程为H觶=I (pH) -σH, 因此, 要使得H觶=0需要I (pH) =σH, 即为了使住房存量保持不变, 新住房的投资 (是实际住房价格的增函数) 必须恰好抵消现存住房的折旧。对这个方程两边关于H求导:

因为I′ (pH) >0, 所以在 (H, pH) 空间里H觶=0曲线向上倾斜。这意味着在H觶=0的上方H觶>0, 因此H是递增的。对于给定的H, 如果pH高于保持住房存量不变的价格, 投资 (pH是的增函数) 高于折旧的数量。因此, 住房的存量位于H觶=0的上方。同理, 在H觶=0的下方, H觶<0, 因此, H下降, 即pH和投资太低, 不足以抵消折旧从而保持住房存量不变。因此, 住房存量下降到H觶=0的下方 (如图1所示) 。

由于住房的真实价格pH的动态方程为, 因此, 要求νpH-R (H) =0或pH=R (H) /ν。对这一表达式两边关于H求导得到的斜率:

因为R′ (H) <0, 房租是住房存量的递减函数, 在 (H, pH) 空间是向下倾斜的。随着H的增加而增加。这意味着在右边, 。对于给定的pH, 如果H变高, 因此房租变低, 为保持投资者获得回报率r, 房租的降低必须被资本利得的升高所抵消, 即pH升高。同理, 对于的左边, 。因此, 如果H降低, 则房租上升, 为保持投资者获得回报率r, 必须被资本损失所抵消 (如图2所示) 。

结合上页图1和图2, 我们得到图3。在图3中箭头表示住房存量H和住房真实价格pH的运动方向。比如, 在p觶H=0线的右方和H觶=0的上方, H觶和p觶H都为正, 因而pH和H都在上升, 故箭头指向上方和右方。该图其他部分的箭头所依据的道理相同。而在p觶H=0和H觶=0线上, pH和H只有一个在变。最后, 在E点H觶和p觶H均为0, 因此没有偏离此点的运动, 从而我们可以找到如图3所示的鞍点路径。

三、利率上调对住房市场的影响

为了讨论利率上调对中国住房市场的影响, 本文假设住房市场一开始处于长期的均衡中, 中国人民银行决定上调金融机构人民币存贷款基准利率, 可以简单的假设为利率r的一个永久性上升 (可能会是暂时性上升, 因为分析的道理基本相同, 故在此不讨论此种情况) , 从而提高了模型ν值, 因为ν=σ+κ+i-π=σ+κ+r。住房市场中的需求者和供给者有可能未预测到中国人民银行对利率r的上调, 也可能早已预测到中国人民银行要对利率进行上调, 故我们在此分两种情形分别讨论利率上调对住房市场的影响:

(一) 人们未能预测到中国人民银行对利率r的上调

的位置由pH=R (H) /ν定义, 由于利率r的上调, 使得ν也增加, 这意味着使的pH降低了。因此新的位于原来曲线的下面。除此之外, 的斜率是R′ (H) /ν, 因此, 利率r的上调使得斜率变小。故新的曲线比旧的更加平坦。由I (pH) =σH定义。因为利率r没有在式中出现, 因此H觶=0的位置不受影响 (如图4所示) 。

随着利率r的上升, 现存住房的数量H不会非连续地变化。住房的实际价格pH必须向下跳动以保证将经济带到新的鞍点路径上。由上页图4可知, 随着利率r的上升, 经济从E点跳到A点。住房价格pH非连续地向下跳动引起投资数量向下跳动。因此在原先的初始H值上, 投资不足以抵消折旧, 现在位于的下方, 住房存量开始下降。随着H的下降, 因为R′ (H) <0, 房租开始下降。随着H经济移动到新的鞍点路径, 房屋的实际价格上升。因为I′ (pH) >0, 这意味着投资开始上升。经济最终到达点Enew, 在新的均衡上, pH不变, 因此投资不变。另外, 在新的低水平上, 住房存量不变, 最终房租上升了。

(二) 人们预测到未来T时利率r的上调

因为人们预测到利率的上调, 所以直到利率r的上调前, 系统的动态学仍由原来的来支配。在变化时, H和pH都不会发生变化。如果pH发生跳跃, 在利率r的上调前, 人们将会预测到资本利得或损失。因此在利率r上调后, 经济必须位于新的均衡增长路径上 (如图5所示) 。

在利率r上调的消息发布后, 因为住房的存量不会发生变化, pH必须发生向下的跳跃以确保经济位于图5中的A点。在消息发布, 到利率r上调, H下降而房租R上升, 另外pH下降, 因此投资也会持续下降。直到利率r上升后, 移动到左边, 并且变得更加平坦。经济位于新的均衡增长路径的B点。经济仍旧位于H觶=0的下方, 因此住房存量持续下降, 而房租持续上升。不过, 经济位于的右边, 因此住房的实际价格上升, 投资上升。经济移动到新的鞍点路径直到到达在Enew的长期均衡点。在新的长期均衡点, H降低了, R提高了, pH下降了, 而I降低了。

结论

本文从已有研究出发, 构建了一个简单的住房需求供给模型, 从未预测到中国人民银行对利率上调和已预早测到中国人民银行要对利率进行上调两方面来讨论利率上调对中国住房市场的影响, 模型分析结果表明, 利率的上调对住房市场的影响有两个途径: (1) 影响住房市场供求。利率可看作货币的跨期价格, 是使用货币的成本。当利率提高时, 会相应提高房地产开发成本和购房信贷成本。由于房地产开发周期较长, 市场对利率的敏感反应主要表现在需求上。人们在测算购房可支付能力时, 常常是从当前的利率外推, 往往不关心长期利率的变化。所以, 当利率较低时, 就会有更多的人认为自己具有购房的支付能力, 因而出现了较高住房需求, 房价就会升;反之需求降低, 会抑制房价上升。 (2) 影响房租。房租是拥有房地产的收益, 相当于股息。它的高低取决于实际房地产租赁市场的供求, 同时还受到人们对房地产回报的要求和预期的影响。人们在计算投资房地产的回报时, 一个重要的参考依据就是利率。当利率较低时, 资金存入银行或其他金融机构的回报较低, 则对投资房地产的回报要求也会较低, 租金要也就较低。因此, 在其他影响因素不变的情况下, 利率与租金的变化应该是正相关的。

因此, 住房价格上升太快时期, 利率上调可以作为一个调控中国房价的有效手段。

参考文献

[1]Poterba, James M.Tax subsidies to owner-occupied housing:An Asset-market Approach.Quarterly Journal of Economics, 1984, 99 (November) :729-752.

[2]Poterba, James M.State Responses to Fiscal Crises:The Effects of Budgetary Institutions and Politics.Journal of Political Economy, 1994, 102 (August) :799-821.

[3]David Romer.Advanced Macroeconomics.University of California, Berkeley.

[4]王家庭, 张换兆.利率变动对中国房地产市场影响的实证分析[J].中央财经大学学报, 2006, (1) .

[5]徐庆华.利率调整对房地产市场影响的研究——以深圳市为例[J].中国城市经济, 2011, (11) .

[6]余琳, 南灵.贷款利率调整对房地产市场价格影响分析[J].商场现代化, 2009, (1) .

[7]许承明, 王安兴.风险转移规制与房地产价格泡沫的控制[J].世界经济, 2006, (9) .

3.医药行业：招标大年 基药机会多 篇三

而到了2014年，随着基药招标的尘埃落定，反贿赂的影响渐行渐远，医药行业的基本面大致拨开云雾见太阳。东方证券李涉花预计，2014年整体政策将会比较温和，从近期公布的麻醉药调价即可看出端倪，对药价的调控更加合理，基药红利将持续，招标过程更加体现“质量优先，价格合理”的原则，医药行业在经过2013下半年的调整后有望再迎来新一波行情。

生物产业发展规划提升产业地位

2013年1月6日，国务院发布《生物产业发展规划》，未来生物产业发展要面向健康、农业、能源、环保等领域的重大需求，加快推进生物产业高端化、规模化、国际化发展，其中生物医药排在七大产业的首位。我们认为该规划的出台将促进我国生物医药产业的创新能力及质量管理能力的提升，一般规划出台后，将有望出台相关产业的扶持政策，包括补贴及各种激励措施等，预计对相关企业的发展将带来有利影响。

东方证券预计，该规划将全面提升生物医药企业的创新能力和产品质量管理能力。生物医药领域将加快生物技术药物、化学药物、中药等新产品与新工艺开发和产业化，积极推动行业结构调整，做大做强生物医药产业。2013～2015年，生物医药产业产值年均增速将达到20%以上，有望推动一批拥有自主知识产权的新药投放市场，形成一批年产值超百亿元的企业。

新版GMP的执行力度超预期

因为通过率不高，此前市场预期严格执行会有一定时间的延迟或缓冲。截至2013年12月31日，已有796家无菌药品生产企业全部或部分车间通过新修订药品GMP认证。全国无菌药品生产企业共1319家，已通过认证的企业796家，占60.3%。其中855家已完成现场检查，占64.8%。已通过认证的企业生产的品种覆盖《国家基本药物目录》（2012年版）中收载的全部无菌药品；国家医保药品目录（2013年）中收载的无菌药品覆盖率也达98.7%；总体产能已达到2012年无菌药品市场实际需求的160%以上。从供应上来说，已通过认证的企业 基本可以满足市场需求，执行上折中可能性不大。

由于上市公司融资优势明显，不会因新版GMP退出市场，部分企业未能及时通过，但已备有库存供一段时间销售。如西藏药业的公告称，原有BNP冻干制剂生产线12月31日停止生产，预计2015年3月之前将取得新版GMP认证证书，且在此之前已备充足产品。因此，新版GMP的严格执行将加速产业集中度进一步提高，产业结构优化。

2014年医药投资五线索

当前，整个市场对于医药板块整体保持较高的预期，而负反馈效应较弱，真正对板块运行有压力的是板块业绩不达预期，但是短期调整后，市场会回归到对医药板块的高预期，医药板块2014年享有高估值溢价将成为市场常态，PEG的扩大有望为板块上涨的理由。德邦证券认为，2014年的投资可遵循以下五个线索：

第一，今年整个政策都是围绕着招标政策的制定来展开，今年少部分省市开展了招标，大部分省市招标要在2014年发生。因此品种和营销能力是医药企业的必杀计。第二，对于今年的反商业贿赂，虽然也波及到内资公司的销售，但对外企打击更大。尤其是利好那些有高端制造和研发能力的公司，进口替代速度会加快。医药投资标的线索之三，药品降价是常态，如果想规避降价风险，“非药领域”值得重视，而且这部分多数还处于成长期阶段，这部分的出现牛股的几率更大。并购已经成为医疗器械企业成长的必由之路，因此关注手握现金流，有并购资源的公司。第四，民营资本进入医疗服务领域，国家的号召，民企的响应，已经为这个板块增加了不少想象空间。对于涉“院”药企，收购医院的资质是非常重要的考量标准。第五，在医药板块中还有些资源稀缺性的个股，这些个股往往是细分子行业的龙头，值得重点关注。

具体投资标的分为四类：

一是看好基药扩容受益品种。展望2014年，各省新版基本药物的招标工作将全面推行，新进入目录的制药企业将有望真正享受到基药市场的盛宴，继续看好基本药物扩容带来的投资机会，建议关注新进基药的品种在未来两年内实现超预期发展，选择条件一是基于品种是否为独家品种，二是基于企业之前是否积累了一定的竞争力，而不是纯粹意义上的 “白手起家”，在此基础上建议关注通化东宝（600867）、奇正藏药（002287）、誉衡药业（002437）、众生药业（002317）。

二是看好医疗服务大发展时代。医疗服务板块一直享受较高估值，且在可预期的未来依然很难看到其估值大幅调整的可能，因此在医疗服务产业大发展的当下，建议投资者从中长线进行布局，建议关注爱尔眼科（300015）、通策医疗（600763）、复星医药（600196）等。

三是看好儿童药市场走上舞台。看好从医院端切入市场，树立起儿童药常青品牌。据此建议关注山大华特（000915）和洪城股份（600566）；看好中成药培育出10亿规模产品，建议关注汉森制药（002412）；看好剂型创新满足儿童新需求，亚宝药业（600351）的丁桂儿脐贴依靠贴剂创新从小儿腹泻辅助用药这个市场夺得自己的份额，成为这方面成功的代表。

4.基药制度对中国医药市场影响分析 篇四

关键词：市场动力,中国工业化,实证分析

1 引言

工业化是反映一个国家社会生产方式变革、资源配置领域转移、经济结构调整和国民经济增长的历史性过程,是世界各国经济发展的必经阶段,也是各国摆脱贫困、走向富裕的必由之路。消费、投资和出口是拉动工业化与经济增长的“三驾马车”,它们的变化反映社会总需求的变化。消费需求和投资需求共同反映国内市场需求,消费增长促进投资, 而投资增长又必须得到消费的支持; 出口体现国外市场需求,出口的增加也刺激投资需求的增长。由此可见,市场动力不仅拉动经济增长,也是推动工业化进程的重要驱动力。在中国市场经济不断深化和工业品买方市场局势持续的情况下,新型工业化更应该注重以市场为导向,依靠市场动力来推动。也就是说,中国特色新型工业化与经济增长的动力条件在本质上具有一致性。

党的“十七大”提出,要“坚持走中国特色新型工业化道路,坚持扩大国内需求特别是消费需求的方针,促进经济增长由主要依靠投资、出口拉动向依靠消费、投资、出口协调拉动转变,由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变,由主要依靠增加物质资源消耗向主要依靠科技进步、劳动者素质提高、管理创新转变”。显然,在新的历史条件下,从市场动力的角度探索中国特色的新型工业化道路的动力创新问题,具有重要的现实指导意义。

2 文献回顾

工业化的理论研究可追溯到Hamilton(1791)的工业化思考, 其后Liszt(1841)从“后进国”视角系统论述了工业化理论, 为工业化研究奠定了基础。此后, 发展经济学家围绕工业化内涵、 工业化理论、 工业化路径、 工业化标准、工业化实施策略等方面分别展开了研究。随着发展经济学的兴起与发展, 工业化研究得以不断推进与深入,形成了Rosenstein-Rodan(1943)的工业化大推进理论、 Singer等(1950)的贸易条件恶化论、 Hirschman(1958)的不平衡发展论和联系效应论、 Lewis(1954)的二元经济结构论等。

工业化的动力研究从动力来源角度可分为内生动力理论和外在动力理论。内生动力理论研究, 主要包括资本要素动力(Harrod,1954;Domar,1962;Young,1994;Harris,1998;Hart,2005)、劳动要素动力(Kuznets,1966;Cutle, Davies, 2007)、 知识投入动力(Denniso, 1962; Arrow,1962)、 技术进步动力(Solow,1960;Romer,1990;Young,1998;Jones,1999;Huntington,2005)。外在动力理论包括制度动力(North,1981; Schultz,1991; Reinert,2006)、 市场动力等。

工业化的市场动力研究主要有:Kevin,Andrei,Robert(1989)研究了收入分配机制、 市场需求对工业化的推动作用; Walker,Vatter(1999)研究了需求与经济增长的相互关系; Kahneman(1996)针对工业化经济学效用与快乐的倒错,提出“回到边沁”的主张; Shiue,Keller(2004)研究了中国与欧洲各国在工业化过程中消费需求动力的差异性;Robertson(1937)认为对外贸易是经济增长的发动机; Lall(1991)提出贸易战略是工业化成功的主要决定因素;Clingingsmith,Williamson(2005)研究了发展中国家的工业化的贸易动力; Vercammen(2002)和Johan,Fredrik(2006)分别研究了投资对工业化的推进, Gunnar(2004)和Panteghini(2006)探讨了跨国投资与工业化进程。

国内学者针对中国特色新型工业化的市场动力研究主要有:李重芬(2005)、蒋伏心(2005)、陈桂生(2006)研究了市场机制对工业化的作用。马正兵(2005) 研究了经济增长、工业化与投资之间的关系。周美娟(2005)研究了中日工业化中期固定资产投资规模与结构的比较分析。柳哲(2000)提出在工业化过程中,应综合运用进口替代和出口导向战略。黄晓玲(2001)研究了外国直接投资对中国工业化演进的作用。苏晓红(2004)认为市场化是实现工业化和信息化融合的主要动力。周柯(2006)认为市场机制是我国新型工业化的基础性机制。[1]

3 模型构建与检验

3.1 变量选取及数据说明

本文选取中国工业增加值作为新型工业化的代表变量, 选取最终消费作为消费的代表变量, 选取资本形成总额(支出法下的国内生产总值中的资本形成总额)作为投资需求的代表变量, 选取出口额作为出口需求的代表变量[2]。根据水平序列时序图显示有时间趋势和常数项,故在检验水平序列时确定有趋势项和常数项,滞后阶数采用AIC最小准则。检验结果如表1所示。

注: 其中D()表示原序列的一阶差分序列,(c,t,n)分别表示单位根检验模型中的截距项、时间趋势项和滞 后阶数。*表示在5%水平显著,* *表示在1%水平显著。所有数据分析均运用Eviews6.0软件进行。

单位根检验结果显示,所有变量水平序列的统计量的ADF绝对值均低于5%临界值水平,因此,水平序列是非平稳序列。一阶差分后, D(LY)、D(LC)、D(LI)的ADF统计量在5%水平显著,D(LE)的统计量在1%的水平显著,说明四个序列的一阶差分序列为平稳序列。

(2)VAR模型构建与协整检验

本文采用Johansen(1988)和Juselius(1990)所提出的Johansen检验[3],对多变量系统进行检验。根据AIC信息准则,经过多次实验,当最大滞后阶数选择1时是优良的,AR根均落在单位圆内,满足VAR稳定性条件,因而自回归滞后阶数取为1。采用Johansen检验的最大特征值法,得出协整检验结果,如表2所示。

注: r表示协整关系的个数。

检验结果表明,在5%显著水平下,变量Y、C、I、E之间存在1个协整关系,协整关系式可表示为:

LY=0.553LC+0.425LI+0.043LE-0.004

(3)基于水平VAR的因果关系检验[4]

选取自回归滞后阶数分别为1和2,对各变量的因果关系检验结果如表3所示。

注: 确定以滞后1期或2期的概率,以大的为准,概率是否大于0.05。

因果检验结果表明, 长期来看, 消费和新型工业化存在双向因果关系; 投资和出口都是新型工业化的直接原因,反之不然; 消费和投资也存在双向因果关系; 消费与出口之间不存在因果关系,出口是投资的原因,投资不是出口的原因。

(4)VEC模型的建立

建立VEC(向量误差修正)模型的过程是,先估计由D(LY)、D(LC)、D(LI)、D(LE)这四个I(0)过程组成的向量自回归模型,然后将前文估计的协整关系以误差修正项的形式引入到模型中,即:

VECM=LY-0.553LC-0.425LI-0.043LE+0.004

VEC模型结果表明,中国工业化水平在短期内受投资的影响最大,其次是消费,最小的是出口。

(5)基于VEC的因果关系检验

基于VEC的因果关系检验可以揭示变量之间的短期因果关系。各变量对短期经济增长率的因果关系,可以就相应的参数作约束检验。假设相应的变量系数为零,如果假砷被接受, 则可以认为该变量对经济增长没有短期Granger因果关系,否则,接受该变量对经矫增长存在短期Granger因果关系。[5,6]由此分析可得出投资、消费、净出口之间的短期因果关系。

以上结果表明,在短期内消费、投资都是工业化的直接原因,而出口不能成为工业增长的直接因素。

3.3 滞后变量模型分析

经济运行过程中广泛存在时间滞后效应,为了进一步分析工业增加值是否受到过去某些时期的各因素及其自身的影响,即期的工业增加值在某种程度上是否依赖于过去若干期内投资形成的固定资产总额、社会零售品销售总额和净出口额,以下构建消费、投资、出口与工业增加值的滞后变量模型加以分析。

(1)消费对工业化的影响

模型中R2=0.999341,调整后为0.999227,表明方程的拟合优度非常好,D.W值为1.700208,表明序列无自相关, 模型可靠。LY与LC存在正向相关性。LY的滞后一期和滞后二期对当期的LY的综合弹性为80.03%,受滞后一期影响较大,滞后二期影响减弱; LC对LY有正的弹性,LY受LC当期影响较大,为101.43%,滞后一期影响较弱。

(2)投资对工业化的影响

模型中R2=0.999202,调整后为0.999063,表明方程的拟合优度非常好, D.W值为1.782501,表明序列无自相关, 模型可靠。LY与LI存在正向相关性。LY的滞后一期和滞后二期对当期的LY的综合弹性为86.67%,受滞后一期影响较大,滞后二期影响减弱; LI对LY有正的弹性, LY受LI当期影响较大, 为49.65%, 滞后一期影响较弱。

(3)出口对工业化的影响

从模型中可知:R2=0.998280,调整后为0.997981,表明方程的拟合优度非常好, D.W值为1.555730,表明序列无自相关, 模型可靠。LY与LE存在正向相关性。LY的滞后一期和滞后二期对当期的LY的综合弹性为85.44%,受滞后一期影响较大,滞后二期影响减弱; LE对LY有正的弹性,LY受LE当期影响较大,为11.55%,滞后一期影响较弱。

4 研究结论与政策建议

协整检验结论表明,消费、投资、出口与中国特色新型工业化存在长期均衡关系。长期来看,消费对工业化的影响最大,投资次之,出口的作用最小。具体来说,消费对工业增加值的长期均衡弹性为0.553,即消费每增加1个百分点,工业总产值增长0.553个百分点; 投资对工业增加值的长期均衡弹性为0.425,即投资每增加1个百分点,工业总产值增加0.425个百分点; 出口对工业增加值的弹性为0.04,即出口每增加1个百分点,工业总产值增加0.04个百分点。

误差修正模型检验结论表明,在短期内,中国工业化水平受投资的影响最大,其次是消费,最小的是出口。其中,滞后1期的消费增长率具有正系数,消费拉动工业增长的弹性系数为0.553; 滞后1期和滞后2期的投资增长率的系数都为正值,说明短期内投资的增加能非常有效的提高工业增加值,弹性系数为0.8; 出口增长率的系数为负,说明出口大于进口的增长模式对短期工业增长有负面的刺激作用,但弹性系数很低,仅-0.082,表明这方面的影响很弱。此外,滞后2期的工业增长对工业化的弹性为-0.823,说明工业增长率在短期内有一种回归正常水平的趋势。

滞后变量模型表明,消费、投资、出口是促进工业增长的重要动力因素,它们之间是正向相关关系,并存在典型的滞后效应,其中消费的影响最大,其次是投资,最小的是出口。

以上实证结论与中国特色新型工业化的发展实际是相吻合的。在未来,消费动力对中国特色新型工业化的贡献还有很大上升空间和潜力, 投资在一段时期内还将继续保持在较高的水平上推动新型工业化, 出口的拉动效应有上升趋势。中国政府应努力改革和完善分配体制,提高居民消费率, 从增加民生财政、 提高劳动报酬占初次分配中比重、 发挥税收调节收入差距的作用、 完善消费信贷、 扩大公共消费品供给、 加快城市化和城乡经济一体化、 完善流通体制、 优化市场环境、 稳定资本市场等方面, 加大消费动力对工业化的推动作用[7]。围绕新型工业化建立生态补偿投资机制、 从扩大投资主体、 优化投资管理体制、 增加对重点领域投资等方面着手, 为新型工业化提供强劲的投资动力需求[8]。同时, 要继续重视出口需求对中国特色新型工业化的拉动作用, 应突出在优化贸易结构、 扩大高新技术产品出口比重和创立自主品牌竞争力方面下功夫。

参考文献

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[7]柳思维.全面小康消费水平与完善消费市场体系[J].湖南社会科学,2004,(1).

5.基药制度对中国医药市场影响分析 篇五

关键词：融资融券；波动性；GJR-GARCH模型

一、引言

根据中国证监会〔2006〕69号规则的规定，融资融券（short sales）是指证券公司向客户出借资金供其买入上市证券或出借上市证券供其卖出，并收取担保物的经营活动，具体来说，包括证券融资交易和证券融券交易。这种高风险、高回报、高杠杆效应的融资融券交易制度改变了市场只能“单边做多”的重大缺陷，使“做空市场”成为了可能，顺应了证券市场的发展需求，进而得到了长足的发展。在我国政策的大力支持下，融资融券规模在不到两年的时间内有了飞速的发展，无论是融资融券的交易量还是可以进行融资融券的标的证券的数量的增加都是显而易见的。但是，快速发展的融资融券业务在促进证券市场功能的发挥，资本市场效率的提高等方面的作用还没有明显地体现出来，这个问题引起了业内人士、学者和证券市场管理者的广泛关注和讨论，一度成为学术界的研究热点，近年来关于融资融券的研究不绝于耳。

二、文献综述

最早具有记载的融资融券交易出现于400多年以前，1607年，当荷兰东印度公司的股票刚刚开始在阿姆斯特丹证券交易所上市交易，一名商人就对东印度公司的股票进行了卖空。现代融资融券交易制度在20世纪30年代于美国形成和完善之后，融资融券交易制度特别是融券卖空交易一直是理论界和实务界所关注的焦点：是否具有完善证券市场的运行机制；是否可以发挥市场稳定器的作用；是否对证券市场产生了积极的影响等问题得到了国内外学者的深入研究，其中融资融券对市场波动性的影响引起了广泛的关注。因此，本章拟从融资融券对市场的波动性影响这个角度出发，对学术界和实务界关于融资融券的研究进行系统、全面地回顾与梳理。

Senchack和Starks（1993）、Figlewski和Webb（1993）发现卖空机制对有期权在交易所上市交易的股票价格下跌的影响较小，他们进一步发现在卖空该股票之后，市场上随后的波动与卖空交易之间的关系并不显著。Woolridge和Dickinson（1994）通过对纽约股票交易所、美国证券交易所和场外市场的研究显示卖空交易和股价的关系是正向的但在统计意义上不显著。投资者不能通过卖空交易获得异常收益，但是投资者可以通过在上涨的市场中增加卖空份额，在下跌的市场中减少卖空份额给市场提供流动性。此外，卖空机制对股票是在纽约股票交易所、美国证券交易所还是在场外市场上交易没有实质影响。James J. Angel（1997）以1990年11月到1991年1月期间纽约证券交易市场上144个上市公司的股票为研究对象，探讨了卖空机制与股价下跌之间的内在关系。实证研究表明，常规的卖出或者买入指令在股价下跌超过2%或者上升超过2%后的半个小时内分别占所有指令流的57.87%和64.60%，也就是说导致市场波动性的根本原因是市场上常规性的买卖指令所引起的“助涨杀跌”效应，而并非卖空机制的存在。相反，市场上带有报升规则等约束条件的卖空机制在一定程度上却能起到稳定证券市场的作用。台湾学者张哲章（1998）通过对台湾证券市场的实证研究，发现股价是融券余额的先行指标，即股价变动是因，融券余额的变动是果，也就是说融券余额的变动要滞后于股价的变动。The Chase Manhattan Bank（美国大通曼哈顿银行）（2000）以1990年到1999年美国证券交易所的数据位基础，研究了NYSE综合指数与卖空份额之间的内在关系。研究同样得出，这两组数据的变动趋势极为相似，即具有正向关系，卖空量随着指数的上升而增加，随着指数的下降而减小。从这个方面来说，卖空有利于缓解市场的波动性，具有稳定证券市场的作用。Anchada Charoenrook和Hazem Daouk（2003）利用世界上111个国家（其中，23个发达国家，88个新兴市场国家）的证券市场的数据，研究了卖空限制对市场市场波动性的影响，结果发现，在允许卖空的证券市场上，股票收益总的波动性要比不允许卖空的证券市场低，即卖空限制可以显著地降低市场的波动性，起到稳定证券市场的作用。廖士光、张宗新（2005）利用我国香港股票市场上的数据，实证检验了新兴市场引入卖空机制对股市的冲击效应，发现卖空机制对整个市场的影响是一个相当复杂的过程。徐海涛（2005）选取了证券市场上29个具有代表性的市场指数收益率作为整体市场收益的衡量标准，利用实证模型检验了卖空约束对市场收益偏度和市场波动性的影响，实证结果发现限制卖空会导致市场收益向负向偏离，市场收益的波动程度也会加大。陈淼鑫、郑振龙（2008）运用非对称GARCH模型基于1992年7月1日到1996年2月29日期间的数据探讨了香港市场推出卖空机制前后市场波动率的变动情况，实证发现卖空机制不但没有加大市场的波动性，反而降低了市场的波动性，起到了稳定市场的作用。袁怀宇、张宗成（2009）通过比较上海与香港两个证券市场，采用EGARCH-GED模型研究了卖空限制对股票市场收益波动的不对称性问题。他们认为，卖空限制会导致股票市场的波动性增大，市场也更容易出现暴涨暴跌的现象。

三、实证结果与分析

1、样本数据的选择及指标选取

6.基药制度对中国医药市场影响分析 篇六

据《艺术报》报道，苏富比与国有企业北京歌华艺术有限公司签署了10年的合作协议，共同组建苏富比在亚洲的首家合资公司。此次合作，苏富比投资约120万美元，获得合资公司80%的股份。在我们看来，这一点可能是此次合作影响最深远的。

对于国际拍卖巨头苏富比而言，获利颇丰的香港市场似乎并不满足其胃口。尽管被阻止在中国大陆进行拍卖业务，苏富比（微博）却一直在积极寻求进军大陆市场的渠道。

今年5月，苏富比在香港开设了一个占据15000平方英尺的空间，用于定期举办拍卖会、展览、讲座、特别活动和其它一些贯穿全年的文化项目。而此次与歌华的合作似乎主要意在利用最近公布的83000平方米的文化自由港。该自由港目前正由歌华开发，并将于2013年年底在北京天竺综合保税区完工。

据苏富比报告显示，自由港的建设将耗资7.5亿美元。建成后的自由港将作为一个税务优惠的存储位置，并成为举行艺术拍卖会、非文化遗物私人销售展览、巡展和教育活动的平台。

自由港的建成将允许中国收藏家更自由地购买和存储艺术品，缓解他们对当前高进口关税和审查的忧虑。可以说，自由港计划是中国艺术市场几十年来最大的事件之一。对关税的忧虑使中国收藏家在香港和大陆最近一些拍卖会上的热情有所降温。但随着自由港的建成，中国收藏家将能够把海外吸纳的艺术品带回国，先存储在自由港里，再决定是将其长期持有，或用于填补其私人博物馆，还是放在家中炫耀。自由港的建成将从整体上帮助香港和大陆艺术市场发展。

苏富比表示，和歌华的合作关系将“从战略上提升苏富比在大陆的长期发展，并允许它潜在地利用中国艺术市场所带来的机遇”。值得关注地是，国外拍卖行之前只能在香港开展业务，除非它们和大陆的公司形成合作伙伴关系。因而，苏富比和歌华的合作意味着，苏富比现在可以像佳士得（微博）（与国内拍卖行Forever形成合作伙伴关系）一样在北京开展业务。而如中国嘉德（微博）这样的国内拍卖行也逐渐向香港等海外市场拓展。

对苏富比而言，定期在北京文化自由港举办拍卖会可能是最有利可图的，特别是这个计划与激发当地收藏家购买、与中国嘉德和北京保利这样的主要对手竞争、以及促进中国大陆拍卖市场的发展密切相关。

迄今为止，苏富比的这一动向已获得许多市场观察家和艺术投资者的关注。如同Stifel Nicolaus金融研究中心董事总经理David Schick于《艺术报》的采访中提到的，“（苏富比）为艺术市场带来了名誉和（少量投资），而北京歌华艺术有限公司为进驻中国市场开启了先决条件。（这项合作）展现了苏富比的品牌效应——仅120万美元的投资，苏富比便被邀请成为了国有艺术企业的合作伙伴。”

正如精日传媒之前报道的，北京自由港是否会像其制造商希望的一样，帮助北京挑战香港和新加坡，成为卓越的亚洲艺术交易中心，还是个未知数。尽管如此，自由港确有潜力激发大陆收藏家购买更多的艺术品（尤其是海外拍卖），以及为中国大陆的艺术市场注入新的活力。迄今为止，许多中国收藏家不太情愿进口高价艺术品、古董甚至葡萄酒，主要原因都是由于中国大陆强硬的关税政策。自由港的建设，以及苏富比拍卖行的参与，将从本质上重塑中国大陆艺术市场：

目前，中国收藏家仍然对惩罚性税收保持较高关注，政府也更多地将注意力转移到艺术市场上，而收藏家继续在纽约、伦敦和香港的拍卖行吸纳价值数以百万计的艺术品，并定期将拍品存储于海外。

中国政府能否会最终与艺术收藏家在税收政策上达成妥协仍不得为知，但我们能预测到的是，北京文化自由港开启之时，中国藏家将遣返海外购买的艺术品，并在政府作出决策之前，以免税的形式持有它们。

对于苏富比而言，参与到北京文化自由港的早期规划阶段有着额外的潜在优势。正如《艺术报》所观察到的，根据合作协议条款，“歌华将不能在其授权区域的自由港允许任何其它公司进行拍卖或进行销售展示，并被限制与竞争者结成伙伴关系。 ”不过，由于建设自由港的日期还有待确定，如果歌华未能履行条款，苏富比仍保留终止合同的权利。自由港的功能是服务于中国收藏家、经销商和艺术机构，而苏富比依托歌华进驻大陆市场无疑是明智之举。

7.基药制度对中国医药市场影响分析 篇七

中国大陆最新统计, 到2012年底我国专业市场的数量接近十万家。2011年中国年交易额突破一个亿的专业市场共有5075家, 整个交易额已突破了8.2316万亿。纵观中国近几十年的发展, 可以发现纺织服装专业市场的发展与我国经济起飞保持着高度的一致性。据中国纺织工业协会流通分会不完全统计:2010年我国拥有纺织服装专业市场 (万平方米以上) 699家, 市场经营总面积9172.51万平方米, 同比增长22.55%;市场店铺总数108.41万个, 同比增长7.02%;市场经营商户总数93.53万家, 同比增长6.49%;市场成交总额1.56万亿元, 同比增长10.86%。随着专业市场规模的扩大和数量的增加, 产业集聚程度增加, 形成洼地效应, 从而拉动区域经济的增长, 由此我们有理由相信纺织服装专业市场与区域经济的发展存在某种普遍的影响模式, 促进了彼此之间的协调发展。

为了更好地指导纺织服装专业市场的发展, 从而推动区域经济的快速发展, 我们构建东方丝绸市场发展、绍兴轻纺城与区域经济发展的计量模型, 通过实证分析, 寻找影响区域经济发展的关键因素, 并调整这些因素, 来提高专业市场的核心竞争力, 通过优化资源配置, 提高经济运行效率, 促进区域经济的持续发展, 从而为政府制定区域经济政策提供指导。

二、研究设计

(一) 样本选择及数据来源

本文以中国东方丝绸市场和浙江绍兴轻纺城2001-2011年数据为样本, 进行实证分析, 其中苏州经济数据来自苏州统计年鉴, 绍兴经济数据来自绍兴统计年鉴, 东方丝绸市场和绍兴轻纺城数据来自深圳证劵交易所公布的上市公司年度报告。

(二) 变量的选取

1. 被解释变量。

区域经济发展的指标的选取, 学者们根据自己的研究的侧重点不同, 构建很多区域经济发展指标体系, 李雪梅和张素琴 (2009) 选取了工农业总产值、国民收入、国民生产总值等19个指标, 本文认为GDP是区域经济发展的最核心指标, 其它指标与之的相关性较强, 变化趋势基本相同, 因此选取GDP代表区域经济发展。

2. 解释变量。

纺织服装专业市场发展的指标选取, 贺佼萍 (2008) 认为准入状况, 摊位租金, 经营户变化, 市场的美誉度, 市场的诚信程度, 政府的支持力度, 市场管理制度等24个指标能反映专业市场竞争力水平;张芳 (2008) 认为专业市场综合竞争力评价指标有成交额、人力资本状况、服务设施条件、行业协会、利润增长率等。在上述研究的基础上, 考虑到纺织服装专业市场本身的特征、指标可量化性以及指标可获得性等因素, 最终确立了总资产、股东权益、每股收益、利润总额、营业房出租毛利率、董事平均报酬这6个指标代表东方丝绸专业市场的发展状况。

(三) 计量模型的构建

以GDP被解释变量, 以总资产、股东权益、每股收益、利润总额、营业房出租毛利率、董事平均报酬为解释变量, 构建多元回归模型如下:

其中, k1、k2、k3、k4、k5、k6分别表示总资产、股东权益、每股收益、利润总额、营业房出租毛利率、董事平均报酬的对GDP的回归系数, η是误差项, k表示常数项。

三、实证结果分析

(一) 变量相关性分析

*.在0.05水平 (双侧) 上显著相关。**.在.01水平 (双侧) 上显著相关。

从表2、3相关性结果可以看出:GDP与专业市场的各个指标间具有较好相关性, 基本符合回归分析的要求。

(二) 回归结果分析

*.在0.05水平 (双侧) 上显著相关。**.在.01水平 (双侧) 上显著相关。

由表4的回归结果可以看出:

1. 总资产对区域经济的影响。

东方丝绸市场的总资产对苏州区域经济影响没有通过显著性检验, 说明东方丝绸市场的资产规模的扩大, 没有对区域经济产生显著影响, 东方丝绸市场的资产规模扩大的主要原因是其房地产和热电厂的贡献, 专业市场的规模没有显著增加, 因此对区域经济的促进作用不明显。绍兴轻纺城的总资产对区域经济的影响通过了显著性检验, 且系数为正, 即绍兴轻纺城总资产和区域经济存在着正相关关系, 从增长极观点看, 公司总资产越大, 对周边地区的经济发展辐射作用越大, 这种辐射作用吸引更多的资源要素集中产生规模效应, 使得专业市场发展规模更大, 最终推动了区域经济的增长。

2. 股东权益对区域经济的影响。

东方丝绸市场和绍兴轻纺城的股东权益对区域经济的影响都通过了显著性检验, 说明股东收益和区域经济存在着正相关关系。股东收益代表了股东对企业的所有权, 反映了股东在企业中享有的经济利益, 现代企业从长远目标是最求股东价值最大, 股东价值则体现在公司的未来盈利能力, 即管理者在以后各个年度为公司创造利润的能力, 公司的未来盈利能力越强, 企业的前景越好, 专业市场随着发展, 专业市场的发展带来推动了区域经济的增长。

3. 每股收益对区域经济的影响。

东方丝绸市场和绍兴轻纺城的每股收益对区域经济的影响都通过了显著性检验, 而东方丝绸市场的系数为负, 绍兴轻纺城为正, 说明东方丝绸市场的每股收益不但不促进区域经济的发展, 反而起到阻碍作用。每股收益是衡量上市公司盈利能力最重要的财务指标它反映普通股的获利水平, 也是投资者最关心的指标之一, 通过对上市公司每股收益的计算, 有助于引导投资者正确运用上市公司的每股收益对上市公司的收益情况和盈利能力进行评价, 进而使投资者做出正确的投资决策。轻纺城的公司业绩相对较好, 股票价格相对较高, 投资者的信心较大, 对区域经济的拉动作用明显;而东方丝绸市场整体业绩较差, 投资者对其失去信心, 从而对区域经济增长产生阻碍作用。

4. 利润总额对区域经济的影响。

东方丝绸市场和绍兴轻纺城的利润总额对区域经济的影响都通过了显著性检验, 说明专业市场的盈利状况是一个市场发展的主要衡量标准, 专业市场利润增加, 是其效益提高的主要体现, 专业市场效益提高, 就会通过外部规模效益拉动区域经济的发展, 形成二者良性互动发展的局面。

5. 营业房出租毛利率对区域经济的影响。

绍兴营业房出租毛利率对区域产业集群的影响通过了显著性检验, 并且系数均为负, 而东方丝绸市场的营业房出租毛利率对区域经济影响没有通过显著性检验, 营业房出租毛利率提高会阻碍区域经济的发展。因为营业房出租毛利率提高, 即其出租费用升高, 可能会使潜在租房者不断流失, 也可能会使原有租房者停止续租, 从而导致专业市场个体商户减少, 顾客人流量减少, 进而对区域产业集群的发展产生负面影响。

6. 董事平均报酬对区域经济的影响。

从薪酬方面看, 董事平均报酬对区域经济的影响通过了显著性检验, 并且系数均为正, 即董事平均报酬与区域经济之间存在正相关关系。根据上市公司年度报告可知, 公司董事、监事、高级管理人员的报酬是根据公司的经营情况并参照社会和行业的平均水平确定的, 实行的是岗位工资和业绩奖励相结合的模式。所以采用适当的薪酬激励方法, 可以促进公司及专业市场的发展, 也可推动区域经济的发展。

四、对策建议

根据文章的结论, 我们提出发展纺织服装专业市场, 促进区域经济快速发展的对策建议。

第一, 扩大纺织服装专业市场的规模。一是拓宽业务范围, 强化品牌效应, 增加新产品, 吸引更多国内外顾客;二是招商引资, 吸引更多个体商户, 扩大专业市场现有商铺的利用率, 同时可以对专业市场进行规模升级, 扩大专业市场的面积;三是增强专业市场团队建设, 强化人才队伍, 实现更好的赢利模式, 从而扩大纺织服装专业市场的规模。

第二, 在培育和加强传统有形市场布局和拓展的同时, 新型商业业态如电子商务市场的作用也必须重视。为了促进电子商务市场的发展, 完善以下配套措施。一是努力改善市场的网络基础设施;二是完善网上资金支付、结算及相关融资配套等金融服务;三是与相关信息平台、媒体平台的有机融合;四是加强专业市场的诚信建设, 营造电子商务发展的信用环境。

第三, 在进一步推动纺织服装专业市场规模扩张的同时, 应当继续完善相关的配套制度, 如设置划行规市、纺织服装检测、创意研发服务、金融服务、商务咨询服务、完善配套物流等。同时, 在区域分工合作中, 重点发挥市场配置资源的基础性作用, 同时适当发挥政府调控作用。

第四, 适当降低营业房的租金, 使公司在盈利的条件下, 能吸引更多的商户, 从而增加纺织服装专业市场的客流量, 促进区域产业集聚, 从而带动区域经济的发展。

第五, 完善公司薪酬激励制度, 根据企业文化、董事个人情况, 并做到科学、灵活和实事求是, 这样才能最大限度调动其积极性, 并让其在公司中更好的实现自我价值。

第六, 市场辐射区域的各政府也有责任通过一揽子宏观政策来根据自身优势发展产业集群, 利用共享的专业市场平台带动本地的经济发展, 如通过采取来料加工、产业园区等政策接轨市场, 主动吸收、承接核心区转移的现代产业, 加速区际交通建设等。

参考文献

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[2]贺佼萍.专业市场的电子化发展[J].现代经济, 2008 (8) :137-138.

8.基药制度对中国医药市场影响分析 篇八

关键词：市场经济环境,社会保障制度,影响

我国现阶段正处于社会空前革变的时期, 经济处在产业结构重大调整的过程当中, 经济发展处于新常态状态下, 社会各领域面临着重大的结构整合及革变。社会保障制度作为政治基础的重要组成部分, 在新的市场环境下亟待革变。新的市场环境下, 原有的社会保障制度弊端日益凸显, 与经济基础发生了矛盾, 因此, 当务之急是通过研究市场经济环境对社会保障制度的影响, 寻找出建立能够适应当前经济发展和国情的社会保障制度, 以确保改革的深化、社会的和谐稳定及国家各方面机能的可持续升级。

一、市场经济环境与社会保障制度之间的内在联系

(一) 市场经济环境决定社会保障制度的构建

市场经济环境与社会保障制度之间存在着内在的唯物辩证关系, 市场经济环境属于社会存在范畴, 社会保障制度属于社会意识形态范畴, 两者之间相辅相成, 相互作用, 市场经济环境对社会保障制度具有决定性作用, 而社会保障制度对市场经济环境在一定程度上具有反作用。

市场经济环境作为社会存在, 对社会保障制度的构建具有决定性的作用, 任何一种形式的社会保障制度都要建立在一定的市场经济环境下, 要与市场经济发展需要相适应。社会保障是市场经济发展到一定阶段的必然产物, 而且, 落后于市场经济发展的社会保障制度必然被淘汰, 这是一种客观存在的必然趋势。

(二) 社会保障制度对市场经济环境具有反作用

社会保障制度属于社会意识形态范畴, 对市场经济环境的社会存在具有反作用。社会保障是市场经济不可缺少的一部分, 市场具有一定的自发性、盲目性和滞后性, 需要一定宏观手段进行调控。市场在分配上具有严重的不均衡性, 容易造成两极分化。而且, 在市场竞争机制下, 如果没有一定的调节作用就会造成大量的失业人口, 致使诸多社会不稳定因素的出现, 因此, 需要一定的社会保障制度加以协调, 维系市场经济稳定、持续、安全运行, 为劳动者在基本生活及生命发展上提供必要的保障, 确保社会劳动力的基本生产需求, 以维护市场经济的正常发展, 保障市场经济环境的安全与稳定。

二、我国市场经济环境对社会保障制度的影响

(一) 新的市场经济环境决定着社会保障制度的革变

我国现阶段经济发展进入新常态, 各领域面临着重大的产业结构调整, 在此阶段虽然促进了经济的快速升级, 但是也造成了大量剩余劳动力的存在, 在很大程度上加大了社会保障制度的压力, 特别是农村社会保障体系受到了巨大的冲击。随着现代化、工业化及城镇化进出的不断推进, 农村老龄化程度加快, 落后的农村社会保障已不能满足农村老年人口的医疗及赡养等保障性问题。在新的市场经济环境下, 很多农村青壮年开始从事生产经营活动、弃农务工, 在很大程度上会增加农村丧失劳动能力人员收入中断的风险。

另外, 随着市场经济及社会的快速发展, 人们生活水平得到了提高, 而且在医疗技术不断发展的进程中, 我国人口的平均寿命得到了提高, 社会老龄化的趋势日益凸显。然而, 当前我国在社会保障制度上, 基本养老基金已不能满足现阶段的需求。在此状况下, 不仅要求社会保障制度不仅要满足老年人口的供养问题, 还哦要解决相关医疗和日常护理服务问题。因此, 在新的市场经济环境下, 社会保障制度亟待革新, 同时也说明了市场经济环境对社会保障制度具有革变性的影响作用。

(二) 市场经济环境是社会保障制度的经济和物质基础

市场经济是人类社会发展过程中的必然阶段, 其在发展过程中既需要一定的劳动力资源的合理优化配置, 又具有劳动力的优胜劣汰的作用。因此, 在市场经济环境下竞争机制的必然存在会导致部分劳动者失去劳动就业的机会。

一方面, 当前, 我国市场经济进入新的历史发展时期, 新的环境下, 竞争日益激烈, 社会分配问题日益凸显, 但是, 市场自身具有一定的盲目性, 需要一定的制度进行宏观调整, 当前我国社会分配制度及社会保障制度在很大程度上落后于市场经济的发展, 造成了一定的矛盾的出现。市场经济环境的变化, 必然导致其相对应的社会保证制度的革变, 社会保障制度只有在适应市场经济的基础上才能够发挥其实效性, 市场经济环境的变化必然带来社会保证制度的革变与反思。当前, 我国在新的市场经济环境下, 就业、失业问题日益凸显, 传统的社会保障制度无法解决这些问题, 亟待革变。另一方面, 市场经济的发展有给社会保障制度提供了一定的物质基础, 市场经济越是发达, 市场经济环境越是稳定, 社会保障制度则会越是完备, 人们的生活才会得到更大的保障。因此, 市场经济环境是社会保障制度的经济和物质基础。

三、当前市场经济环境下建立健全符合经济发展需要的社会保障制度

(一) 建立健全农村社会保障制度, 实现城乡社会保障制度的对接

现阶段我国市场经济发展进入新常态, 城乡经济一体化不断推进, 在很大程度上推动了城乡保障制度的发展进程, 社会保障制度应在经济基础的推动下, 建立具有承接效应的制度体系。在当前的市场经济环境下, 社会保障制度的弊端日益凸显, 尤其是农村社会保障制度, 因此, 应以此为切入点, 建立健全农村社会保障制度, 实现城乡社会保障的对接, 以适应我国城镇化、工业化建设的进程需要。具体来讲, 应立足我国农村的现状, 建立以自助为主与互济为辅的农村社会保障制度, 实现以我国基本法定社会保障为主, 家庭、企业等多层级保障的辅助性全方位的社会保障制度体系。在此基础上, 建立一种可在城乡之间实现转移的社会保险关系, 实现城乡社会保障制度的对接。

(二) 大力发展第三产业, 缓解就业压力, 提高社会保障制度的实效性

第三产业的发展能够在很大程度上缓解就业矛盾压力, 扩大就业。就相关数据显示, 我国在通过发展第三产业扩大就业上有很大的空间, 通过对第三产业的大力推进, 大概可增加9300万-3.5亿个就业岗位, 前景广阔。因此, 应将大力发展第三产业作为我国扩大就业的主要渠道, 与此同时, 在一定程度上也能够为社会保障制度提供一定的物质基础, 使其进一步完善, 发挥实效性作用。

结语:市场经济环境对社会保障制度具有决定性的影响作用, 新的市场环境必然带来新的社会保障制度体系结构。现阶段, 我国社会保障制度相对市场环境的发展机制要滞后, 存在一定的矛盾, 因此, 应从我国当前的市场环境出发, 对社会保障制度进行革变, 与此同时, 也从市场发展的角度, 大力发展经济, 完善各领域的产业结构, 为社会保障制度的革变提供物质基础。

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9.基药制度对中国医药市场影响分析 篇九

关键词：儒家思想；法律制度；礼法合一

中图分类号：D920.4 文献标识码：A 文章编号：1671-864X（2016）05-0077-01

儒家思想是中国传统文化的重要内容，也是维护君主专制统治的理论基础。春秋时期，孔子创立儒学，西汉时期儒家思想正式确立为封建社会的正统思想，古代礼、法关系也由分立、对立走向合一。“春秋决狱”是礼法融合的一个重要标志，以之为开端，儒家思想全面贯注至法律中，成为古代法律制度的灵魂，开启了中国法律儒家化的进程。

一、中国古代法律儒家化的进程

（一）中国古代法律儒家化肇始——汉朝“引礼入法”。

汉武帝时期，董仲舒创立新儒学，指出应以儒家经典《春秋》统一思想，提出了“天人感应”理论，将儒家思想推崇为社会、政治乃至家庭生活的最高准则。董仲舒还主张“德主刑辅”之说，确立了“三纲五常”的绝对准则，并提出“春秋决狱”制度。自汉代春秋决狱、引礼入法开始，中国法律走上了儒家化的道路。

（二）中国古代法律儒家化的深入——魏晋南北朝“礼法进一步结合”。

魏晋南北朝时期是古代法律儒家化的深入阶段，起着承前启后的关键作用。这一时期，儒家思想开始渗透到立法领域，受汉代“春秋决狱”及律令章句之学的兴起，掀起了引经注律的高潮，推动了儒学的法律化和法律解释的经学化，进一步促进了“礼”与“法”的结合，中国法律的儒家化向纵深迈出了具有实质意义的一步。

（三）中国古代法律儒家化的完成——唐朝“礼法合一”。

《唐律疏议》是中国古代礼法结合的典范，它始终贯彻“德礼为政教之本、刑罚为政教之用”的立法思想，以维护“君为臣纲、父为子纲、夫为妻纲”所确立的君权、父权、夫权为根本任务，充分体现儒家贵贱有等、亲疏有份的思想，强调宽仁慎刑，被纪昀称为“一准乎礼以为出入、得古今之平”。《唐律疏议》的制定与颁布标志着中国古代法律儒家化历史进程的完成，从而形成了礼法合一的法律体系。

二、儒家思想对中国古代法律制度的具体影响

（一）儒家思想在中国古代立法指导思想中的体现。

1.确立以“十恶”为核心的罪名体系。

三国两晋南北朝时期，《北齐律》确立“重罪十条”的罪名，包括反逆、大逆、降、恶逆、不道、不敬、不孝、不义、内乱。

在此基础上，隋《开皇律》正式确立了“十恶”罪名，唐宋元明清历代法典均加沿用。“十恶”带有明显维护儒家“三纲五常”的色彩，“十恶”中十种罪名首先是维护君权的“谋反”“谋大逆”“谋叛”三种罪名，皆处以极刑，而紧随其后的便是维护宗法等级、天理伦常的“恶逆”“不道”“大不敬”“不孝”“不睦”“不义”“内乱”七种罪名。

2.服制定罪原则。

《晋律》首立“准五服以制罪”的制度，服制是古代以丧服表示亲属的范围并指示亲等的制度。按照丧期和丧服的不同，分为五种，即所谓斩衰、齐衰、大功、小功、缌麻五服，从而形成了一定的亲属关系。刑律以此作为亲属相犯时处刑轻重的标准，规定尊长杀伤卑幼，关系愈亲则定罪愈轻，反之，卑幼杀伤尊长，关系愈亲则处分愈重。奸非罪不论尊卑长幼，关系愈亲则处分愈重。亲属间的盗窃罪亦不同凡人，减等治罪，关系愈亲则罪刑愈轻，关系愈疏则罪刑愈重。“准五服以制罪”制度的确立，是封建法律儒家化的重要标志之一，其影响广远，直至明清。

3.亲亲相隐原则。

所谓“亲亲相隐”制度，是指在亲属间互相隐瞒罪行而得以减轻、免除刑罚处罚或者根本不被视为犯罪，它是儒家倡导的伦常纲纪等道德观念在法律上的反映。春秋战国时期，是儒家提出亲亲相隐的主张。西汉时法律上开始有“亲亲得相首匿”的规定，卑幼不可告发尊长，否则以不孝论处，则体现了父为子纲的伦理观。 三国、两晋、南北朝时期，亲亲相隐原则进一步得到确认。 唐律对亲亲相隐原则作了具体规定，将其发展为同居相隐不为罪的规则，以后各朝的规定大体上与唐相同。

（二）儒家思想对中国古代司法的影响。

1.春秋决狱。

“春秋决狱”是中国古代司法官根据儒家经典特别是孔子编撰的编年体史书《春秋》之义理作为决断复杂、疑难案件依据的一种特殊审判方式，是儒家思想引入汉律的典型代表。“春秋决狱”实行“论心定罪”，即根据案情事实，追究行为人动机，并以其动机有无恶意做为定罪量刑的首要条件，实际是儒家思想的法律化。

2.废除肉刑的刑制改革。

汉朝多次减轻刑罚，汉文帝废除了肉刑：以徒刑代替黔刑，以笞刑代替斩左趾，以弃世代替斩右趾；汉景帝又两度减轻了笞刑，并废除了宫刑。这两次改革使中国古代的刑制由野蛮向文明进步，为封建刑制向新“五刑”过渡奠定了基础，这些都是儒家仁政主张对刑罚的重大改造。

3.秋冬行刑。

汉代遵循顺天行刑的儒家思想，对死刑的执行实行“秋冬行刑”制度。汉统治者根据“天人感应”理论，规定除谋反大逆等“决不待时”者外，一般死刑犯须在秋天霜降以后、冬至以前执行，因为这时“天地始肃”，杀气已至，便可“申严百刑”，以示所谓“顺天行诛”。秋冬行刑制度，对后世有着深远影响，唐律规定“立春后不决死刑”，明清律中的“秋审”制度亦溯源于此。

三、中国古代“礼法合一”的利弊探析

儒家思想对中国法律的积极影响是显而易见，其注重教化、预防犯罪、重视个人道德修养、主张恤刑慎杀、罚当其罪等积极的合理因素，在今天仍可使我们从中得到许多有益的啟发和借鉴。

诚然，儒家思想不可避免地有其消极的一面，表现最为明显的在两个方面。首先是儒家的宗法伦理精神以血缘家庭关系为根本，强调家长的权利、整个宗族的利益，扼制个人权利观念的发展。其次，儒家的人治主义在法律观念上表现为把国家治理寄希望于那些圣君、贤相和清官，漠视法律的地位和作用。

儒家思想不论其精华还是弊端都对中国法律产生了广泛而深刻的影响。以辩证的观点来看，作为中华法系主体的儒家法律思想，仍包含很多积极的、合理的、值得借鉴的因素。我们不仅要借鉴国外法律思想中的精华，也要批判地继承国内的法律历史遗产，取其精华，去其糟粕，为建设具有现代中国特色的法治服务。

参考文献：

[1]武树臣.儒家法律传统[M].北京：法律出版社，2003.

[2]龙大轩、和合.传统文化中的国家法与民间法[J].西南民族大学学报，2007.

[3]李云飞.回顾法制儒家化对封建法制的影响[J].法制博览（中旬刊），2012.

10.基药制度对中国医药市场影响分析 篇十

1 理论回顾与研究假设

(1)市场导向与企业绩效。尽管基于理论视角的不同,产生了对市场导向的不同理解,但都承认市场导向的企业都将会把主要注意力放在发现和满足顾客的需求上。市场导向作为特定的企业文化模式和价值取向,能使企业更有效地回应顾客需求和竞争威胁,在市场竞争中处于有利位置,继而获得竞争优势。从以上的理论回顾可以发现,学者们对市场导向和企业绩效之间的关系进行了很多的实证研究。大多数的实证结果支持市场导向会对企业盈利性有积极作用,实施市场导向对企业是有利的,通过提升市场导向水平保持竞争优势符合企业的利益。由此,本文提出如下假设:

H1:市场导向正向影响企业绩效

H11:顾客导向维度正向影响企业绩效

H12:竞争者导向维度正向影响企业绩效

(2)组织合法性的中介作用。制度理论认为,企业的生存和发展离不开利益相关者的投入,组织嵌入在利益相关者所构成的制度环境之中,当利益相关者的利益诉求通过各种途径得以表达,就会转化为对企业的压力[1,2]。顾客作为企业最核心的利益相关者,是市场导向重点关注的维度之一,其需求和认知从组织认知角度理解是周遭环境对企业产生的刺激和压力。企业应该如何把握复杂多变的利益相关者压力,如何对利益相关者压力进行反应?Ruekert(1992)认为,市场导向是企业通过获取和利用来自顾客的信息来制定满足顾客需求的战略,并通过响应消费者期望和需求来执行[3]。如果企业能够符合处于制度系统之内的各利益相关者的社会期望和认知,就能够得到他们的认可和接受,从而获得更高的合法性。此外,顾客与其他利益相关者之间又是相互连接、相互影响的社会网络系统,各角色之间存在多人互动和交叉重叠的关系,所以某些顾客认可和喜爱某个企业最后可能促使企业其它的利益相关者对企业的认知,从而会更进一步提高企业的合法性。

竞争者导向也是市场导向的一个重要维度,研究认为,企业的持续竞争优势来源之一在于企业能够识别竞争者的行动信息,并积极响应,做出针对性的反应行为,以达到在满足顾客需求和创造顾客价值方面相对更优(Narver&Slater,1990)。本研究认为基于顾客导向和竞争者导向的企业市场营销战略对企业的市场合法性有积极的促进作用,高合法性的企业被认为更合乎利益相关者的期望,更容易获得政府及社会公众的支持,会对企业绩效产生积极的效应。所以提出如下假设:

H2:合法性在市场导向与企业绩效关系之间起着中介作用

H21:合法性在顾客导向与企业绩效关系之间起着中介作用

H 2 2:合法性在竞争者导向与企业绩效关系之间起着中介作用

2 数据收集与数据分析

2.1 样本和数据搜集

本研究使用的数据来自课题组关于“市场导向与合法性”调查问卷。主要通过两种分式进行调查问卷的发放,一是通过政府部门协助,二是电子邮件和实地调研的方式向一些熟悉的企业总经理、副总经理、部门经理发放调查问卷并通过多次反复联系收回问卷。考虑到问卷调查可能涉及到企业内部的敏感信息,问卷发放以前与被调查对象进行了沟通,向他们说明本次调查的学术研究目的和保密性。本研究样本取自于青岛、北京、上海、天津等地的企业。此次共发放问卷4 3 7份,回收2 5 2份,剔除无效问卷3 5份,有效问卷为2 1 7,问卷的有效回收率为4 9.7%。

2.2 数据分析

本研究用回归模型对组织合法性的中介效应进行检验,根据B a r r o n和K e n n y所提出的中介效应的验证方法,本研究分为三个步骤:(1)用中介变量合法性对自变量市场导向做回归分析,其结果应该显著;(2)用因变量企业绩效对市场导向做回归分析,其分析应该显著;(3)用组织绩效同时对市场导向和合法性做回归分析,此时自变量与因变量的β值如果降低并且不显著的话,那么组织合法性起完全中介作用,如果显著则为部分中介,但是要求中介变量和因变量之间的关系显著。

分析结果如表4所示。模型1是自变量市场导向对中介变量合法性的回归分析,顾客导向的回归系数β=0.4 5 1(P=0.0 0 0),竞争者导向的回归系数β=0.3 8 9(P=0.0 0 0),F=3 0.2 3 6,P=0.0 0 0,R2=0.5 1 5,校正后的R2=0.4 9 8,说明企业实施市场导向战略能提高其自身的合法性,市场导向对合法性有着显著的积极影响。模型2是控制变量(行业类型、企业规模和企业性质)对因变量企业绩效的回归,模型2没有通过显著性检验,表明研究中的控制变量对企业绩效不具有解释力,这与许多学者的研究结论一致。模型3是自变量市场导向对因变量企业绩效的回归分析,其顾客导向维度的β=0.4 3 4(P=0.0 0 0),竞争者导向维度β=0.2 5 1(P=0.0 9 0<0.1),F值为5.5 9 2,P=0.0 0 0显著低于0.0 1,模型3和模型2相比其R2提高了0.3 2 4,说明模型3的整体效果较好,市场导向对企业绩效能产生显著影响,即H 1,H 1 1,H 1 2得到验证。在模型4中加入了市场导向和合法性两个自变量后,顾客导向维度的β=0.1 8 3,且P值不显著,竞争者导向维度的β=0.0 0 7,且P值不显著,而合法性β=0.6 3 3,P=0.0 0 0小于0.0 1,对组织绩效影响仍为显著,并且和模型3相比,自变量市场导向两个维度的β值都有明显的降低(顾客导向β值0.4 3 4降为0.1 8 3,竞争者导向由0.2 5 1降为0.0 0 7),说明合法性在市场导向与组织绩效之间存在中介效应的假设成立,并且存在完全中介效应,即假设H 2,H 2 1,H 2 2得到验证。

注:***表示P≤0.01;**表示P≤0.05;*表示P≤0.1 0

4 结论与启示

本研究以合法性为中介变量,构建了市场导向对企业绩效影响的概念模型,并以天津、青岛、上海等地的2 1 7家企业为样本对模型进行了检验,获得了一些具有重要实践指导意义的研究结论。

4.1 市场导向战略与企业绩效

企业的市场导向战略对实现良好的企业绩效具有重要的推动作用,市场导向是企业实现收入的主要来源。面对全球金融危机的冲击、市场需求的萎缩和企业间竞争的加剧,企业需要注重顾客与竞争对手等外部环境的变化,将外部环境信息在企业内部共享,并据此对外部环境的变化做出反应,这样企业才能更好地把握市场中的机会。这与多数学者的研究结论一致。

4.2 合法性中介于市场导向对企业绩效的影响

该结论进一步揭示出市场导向对企业绩效的作用机制。该研究结论清晰的表明,市场导向通过合法性对企业绩效产生间接影响,合法性是一个具有完全中介效应的中介变量。这说明企业合法性水平的提升是市场导向对企业绩效产生影响的关键环节,对企业市场导向战略的成功实施起到了重要作用。所以,实施市场导向的企业还应当关注和加强自身合法性水平提高的投入,合法性可以证明企业在一个社会体系中的角色是正当的,有助于企业资源的获取和获得利益相关者的支持。企业不是生活在真空之中,而是逐步的嵌入于利益相关者环境中,利益相关者压力会对企业造成直接或间接的负面影响,利益相关者对企业也有一种“约束力”。另外,本研究通过引入合法性作为中介变量进行实证研究,也进一步深化了市场导向理论的研究。

摘要：为解释合法性影响下市场导向对企业绩效的作用路径,在梳理现有相关文献基础上探索性的提出市场导向、合法性与企业绩效关系的研究假设,以天津、青岛等华东地区217份有效调查问卷为样本,运用回归分析方法进行实证分析。研究结果表明,市场导向对组织合法性和企业绩效有积极作用;合法性在市场导向和企业绩效间具有完全中介作用。该研究在推进市场导向理论研究的同时,也为企业的管理实践提供了新的指导依据。

关键词：市场导向,合法性,企业绩效,中介效应

参考文献

[1]李剑力.探索性创新、开发性创新与企业绩效关系的整合研究模型及理论假设[J].经济经纬,2 0 1 0(3).

[2]李忆,司有和.组织结构、创新与企业绩效:环境的调节作用[J].管理工程学报,2 0 0 9(4).

11.基药制度对中国医药市场影响分析 篇十一

关键词：财政政策；“家电下乡”政策；“万村千乡市场工程”；农村消费市场

近年来，国际经济环境不断恶化，受全球金融危机的影响，2009年世界贸易额下降12％，创下自1945年以来最严重的衰退。为了保持国民经济继续平稳较快增长，从1998年开始，中国政府在拉动内需和消费上采取了强有力的刺激措施，但农村市场发展仍然滞后。2008年，全社会消费品零售总额为10.85万亿元，农村地区(县及县以下)仅为34753亿元，占全国总人口54.32％的农村居民仅消费了32.03％的社会商品，农村社会消费品零售额占全社会消费品零售额总额的比重过低，庞大的农民消费群体与相对较少的市场份额形成鲜明的反差，目前农村消费市场难以与城市消费市场和谐发展。

2008年12月24日召开的国务院常务会议明确指出，搞活流通，健全农村流通网络是促进消费、扩大内需的重要切入点。政府先后出台了有目的刺激农村消费的政策，包括“万村千乡市场工程”“家电下乡”、“汽车摩托车下乡”等。这对于开拓农村消费市场，促进城乡消费市场统筹发展起到了积极的作用。

一、“家电下乡”政策的绩效分析

2007年12月1日开始，山东、河南、四川三省成为首批“家电下乡”政策试点地区，在规定时间内农民购买包括彩电、冰箱(含冰柜)和手机三种补贴类家电产品，可得到产品售价13％的财政资金直接补贴。

以试点地区农村居民家庭平均每百户耐用消费品拥有量2006年和2008年状况比较，每百户平均彩电拥有量，2008年比2006年增加，全国平均水平增加9.79台，河南增加11.29台，山东增加8.26台，山东增幅较小，是由于其彩电拥有量趋于饱和，四川增加10.33台；每百户平均手机拥有量，2008年比2006年增加，全国平均水平增加34.08部，河南增加40.35部，山东增加60.57部，四川增加35.38部；每百户平均冰箱拥有量，2008年比2006年增加，全国平均水平增加7.71台，河南增加11.57台，山东增加13.05台，四川增加14.47台。

从表1、表2和表3可以看出，试点省份农村居民家庭补贴类家电产品拥有量大幅增加，明显大于全国平均水平。实际数据说明，“家电下乡”政策已逐渐得到农民认可，带来了家电热，拉动了农村耐用品消费市场。“家电下乡”政策是当前经济形势下我国扩大内需一项重要举措，也是财政政策工具及运作机制的一项创新。

二、“万村千乡市场工程”绩效分析

2005年中国政府正式启动“万村千乡市场工程”，目标是从2005年起，力争用三年时间，形成以城区店为龙头，乡镇店为骨干，村级店为基础的农村消费经营网络，在全国农村乡村两级建立和培育出25万家具有现代水平的超市型“农家店”。逐步缩小城乡消费差距，解决农民消费不安全、不方便及不实惠的问题，财政部配套拨付“万村千乡市场工程”项目补贴资金。截至2009年底，农家店已达41.6万家，配送中心1467个，覆盖全国85％的县、75％的乡镇与50％的行政村。

截至2008年底，河南省累计建成合格农家店32546万家，居全国第一位。“万村千乡市场工程”显著拉动了农村消费增长，确凿数据表明，从2006年开始河南农民人均生活消费支出增长速度超过了同期城镇居民消费增速(见表4)；在“万村千乡市场工程”和其他财政支农政策的共同作用下，城乡市场消费品零售额增幅差距逐步缩小，2005年河南省城乡市场消费品零售额的增幅差距为4.89个百分点，2008年城乡市场增幅差距缩小到1.11个百分点(见表5)。

“万村千乡市场工程”为农村所需的生活用品顺利进入农村市场开辟了“绿色通道”，改善了农村消费环境，提高了农民消费质量，将现代经营方式和理念引入到农村。随着农村居民保健意识的逐渐加强，其市场参与力、依赖力和选择力不断提高，对食物消费需求由温饱转向吃好，食品饮料烟酒类等也逐渐成为农村市场新宠，农村居民对生活必需品数量的扩张有相当的影响。随着“万村千乡市场工程”全面展开和深入，农村消费市场容量会大幅增加，将最终内生经济的增长。

三、城乡居民家庭耐用消费品拥有量比较

城镇居民以家电为代表的第二次消费升级已经基本完成，开始了以汽车、住房、通讯产品为代表的第三次消费升级，而农村居民正开始进行以彩电、电冰箱、洗衣机为代表的第二次消费升级。农村居民如果不能顺利填充城镇居民第二次消费升级过程中形成的消费空间，企业生产能力会相对过剩。

近年来，农村居民收入不断增加，2009年农民人均纯收入达到了5153.00元，潜在购买力已经提升到一定水平，具有了购置高档耐用消费品的能力。通过城乡比较(见表6)，农民家庭家用电器低保有量以及增长速度超过城镇家庭，都说明了农村巨大的家电潜在需求。与城镇居民相比，农村居民消费还相对落后，但其消费欲望强烈，存在较大的提升空间。因而扩大内需，开拓农村消费市场的财政政策是积极有效的。

农村居民家庭彩电和手机普及率较高，但冰箱和洗衣机普及率只有50％和30％左右，市场潜力巨大，“家电下乡”的重点应放在冰箱、洗衣机等产品上，尽快提高这类传统耐用消费品的普及程度。

四、结论和建议

(一)以上分析说明，继续为拓展农村市场创造宽松的政策环境，建立相应的刺激消费的财政政策的长效机制，充分发挥财政政策在开拓农村消费市场方面的中长期作用；加快供销合作社体制创新，充分发挥其在网点、资金技术与农村联系密切等优势；支持大型流通企业跨区域兼并重组，大力发展农村连锁经营，促进现代物流向农村延伸，使我国农村流通体系能够融入到城市流通体系中，降低工业品下乡成本，努力增加农村市场工业品有效供给，消除城乡消费断层。

(二)深入开展“万村千乡市场工程”建设，加强对农家店的后续支持，在固定资产投资立项、税收、用地、用水、用电等方面一律给予政策倾斜，引入现代流通业态；要把扩大农村居民消费需求与农村流通体系建设、小城镇建设，吸收农村剩余劳动力，增加农民收入等方面有机结合起来。

(三)继续稳步实施“家电下乡”政策，进一步扩大覆盖范围，简化补贴程序，加大补贴力度；规范“家电下乡”市场，营造价格合理、质量可靠、售后服务绿色通道和农民信赖的惠农工程，“家电下乡”的重点应放在冰箱、洗衣机等千元级耐用消费品上。

(四)农村消费基础设施建设是新农村建设的背景下拉动农民耐用品消费的重要条件，扭转财政支出的城市偏向，我国城市流通资源是农村的3.24倍，政府要采取积极的财政货币政策，增加对农村基础设施的投入，包括水电、交通通讯和电视信号接转等。

(五)尽快改变城乡二元社会保障制度非均衡发展的态势，据统计，占我国人口较大比重的农村居民家庭的社会保障，仅占全国保障费的11％。在农村实施更加积极的社会保障政策，降低农村居民的不确定预期，提高消费信心，释放农村居民的有效需求。

参考文献：

[1]赵荣：家电下乡政策的实施与思考[J].《农业展望》，2009(4)。

[2]郝爱民：农村流通体系建设对农民消费的影响[J].《北京工商大学学报》，2010(5)。