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        全國(guó)各省GDP增長(zhǎng)與地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量的關(guān)系研究

        2016-05-14 13:01:01貢小妹黃帥
        經(jīng)濟(jì)師 2016年5期
        關(guān)鍵詞:存儲(chǔ)量單位根數(shù)據(jù)模型

        貢小妹 黃帥

        摘 要:文章主要考慮各省的GDP變化對(duì)于各省居民人民幣存儲(chǔ)量的變化影響。文章中的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2004-2013年的數(shù)據(jù)。文章采用計(jì)量的方法對(duì)我國(guó)31個(gè)省近10年的GDP變化數(shù)據(jù)和當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的變化數(shù)據(jù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的分析,主要采用Eviews8.0軟件進(jìn)行分析檢驗(yàn),包括單位根的檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn),地區(qū)GDP的增長(zhǎng)會(huì)明顯帶動(dòng)居民人民幣存儲(chǔ)量的增長(zhǎng),兩者是呈正相關(guān)的關(guān)系。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)省份的GDP增長(zhǎng)對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的增加影響尤為明顯。經(jīng)濟(jì)發(fā)展中省份的GDP增長(zhǎng)對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的影響較小。針對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異,文章提出居民投資理財(cái)?shù)慕ㄗh。

        關(guān)鍵詞:各省GDP 地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量 面板數(shù)據(jù) 投資理財(cái)

        中圖分類號(hào):F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

        文章編號(hào):1004-4914(2016)05-010-04

        一、引言

        進(jìn)入21世紀(jì),隨著我國(guó)的綜合國(guó)力的提升,全面建設(shè)小康社會(huì)成為了黨和國(guó)家工作的關(guān)注點(diǎn)。我國(guó)各省居民的生活水平得到了提高,越來(lái)越多人的理財(cái)觀念發(fā)生了變化,居民正在逐漸接受基金、股票等投資理財(cái)方式,但是儲(chǔ)蓄一直是我國(guó)居民理財(cái)?shù)母?。各省GDP的增加對(duì)于各地區(qū)居民的人民幣存儲(chǔ)量的變化是否存在明顯的相關(guān)關(guān)系,是本文所要研究的重點(diǎn)。

        本文從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)面板數(shù)據(jù)模型的角度,對(duì)全國(guó)各省GDP增長(zhǎng)與地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量的關(guān)系進(jìn)行研究,探討全國(guó)GDP的增長(zhǎng)與人們的投資理財(cái)觀念的變化。

        二、理論基礎(chǔ)

        (一)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ)及基本模型

        本文研究31個(gè)省2004-2013年間的GDP情況和各省居民的人民幣存儲(chǔ)量,屬于在時(shí)間序列上選取多個(gè)截面所得的樣本數(shù)據(jù),故采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)面板數(shù)據(jù)模型對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行分析研究。要判斷所選模型的具體形式(變截距模型、變系數(shù)模型以及動(dòng)態(tài)模型),在進(jìn)行模型估計(jì)前必須進(jìn)行F檢驗(yàn)。F檢驗(yàn)基于單方程面板數(shù)據(jù)模型的三種情形及兩個(gè)假設(shè)。

        單方程的面板數(shù)據(jù)模型的三種情形及兩個(gè)假設(shè):

        其中Yit是因變量,Xit是K*1維解釋變量向量,n為截面成員個(gè)數(shù),T為每個(gè)截面成員的觀測(cè)時(shí)期總數(shù)。參數(shù)αit表示模型的常數(shù)項(xiàng),βit為對(duì)應(yīng)于回歸向量Xit的系數(shù)向量。隨機(jī)誤差項(xiàng)uit相互獨(dú)立,且滿足零均值、等方差的假設(shè)。在成員截面上,該模型共含有n個(gè)截面成員方程,在時(shí)間截面上,該模型共含有T個(gè)時(shí)間截面方程。

        情形1:橫截面上無(wú)個(gè)體影響,無(wú)結(jié)構(gòu)變化。即:αi=αj;βi=βj。

        情形2:變截距模型,在橫截面上個(gè)體影響不同,又分為固定影響和隨機(jī)影響兩種。即:αi≠αj;βi=βj。

        情形3:變系數(shù)模型,除了存在個(gè)體影響外,在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。即:αi≠αj;βi≠βj。

        假設(shè)H1:斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)上和時(shí)間點(diǎn)上都相同,但是截距不同。

        假設(shè)H2:截距和斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時(shí)間點(diǎn)上都相同。

        如果接受了假設(shè)H2則檢驗(yàn)停止,采用情形1的模型;如果拒絕了假設(shè)H2,則應(yīng)繼續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)H1,判斷斜率是否都相等。如果拒絕假設(shè)H1,則應(yīng)采用情形3的模型;如果接受假設(shè)H1,則采用情形2的模型。在確定模型類型之后,進(jìn)行參數(shù)估計(jì),建立模型。

        (二)數(shù)據(jù)收集

        本文選取全國(guó)31個(gè)省2004-2013年GDP變化和居民人民幣存儲(chǔ)量變化的數(shù)據(jù),研究我國(guó)31個(gè)省近10年的GDP變化與居民人民幣存儲(chǔ)的關(guān)系。所選數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》2004-2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

        三、實(shí)證分析

        (一)模型設(shè)定

        基于理論模型(1)建立各省GDP對(duì)于地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)影響之間的回歸模型??紤]到經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民人民幣存儲(chǔ)量都隨時(shí)間有指數(shù)增長(zhǎng)的趨勢(shì),為了消除變量可能存在的異方差和便于變量之間的長(zhǎng)短期分析,故采取雙對(duì)數(shù)線性模型:

        其中l(wèi)nGDPit是解釋變量,表示各地區(qū)GDP年度數(shù)量的對(duì)數(shù),單位是億元;lnRMBsavingit是被解釋變量,表示各地區(qū)居民人民幣年度存儲(chǔ)量的對(duì)數(shù),單位是億元;i為截面成員個(gè)數(shù),t為每個(gè)截面成員的觀測(cè)時(shí)期總數(shù)。本文中,成員截面上,該模型共含有31個(gè)截面成員方程,在時(shí)間截面上,該模型共含有10個(gè)時(shí)間截面方程。βit為對(duì)應(yīng)于回歸向量lnGDPit的系數(shù)向量,參數(shù)αit是截距項(xiàng)的常數(shù)項(xiàng)部分,隨機(jī)誤差項(xiàng)uit相互獨(dú)立,且滿足零均值、等方差的假設(shè)。

        (二)取自然對(duì)數(shù)后數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

        取自然對(duì)數(shù)后的變量描述性統(tǒng)計(jì)如下表1所示。

        四、各省GDP增長(zhǎng)與地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量關(guān)系模型的檢驗(yàn)

        (一)單位根檢驗(yàn)

        利用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行具體的回歸分析之前,首先需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判斷各變量序列的平穩(wěn)性,從而防止回歸得到的估計(jì)量是有偏的(即:偽回歸)。對(duì)于單位根檢驗(yàn)分為:相同單位根過程下的檢驗(yàn)(有LLC檢驗(yàn)、Breiting檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn))和不同單位根過程下的檢驗(yàn)(有IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn))。為了避免單種單位根檢驗(yàn)方法的局限性,本文在Eviews8.0操作界面中采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)進(jìn)行綜合分析。根據(jù)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法,依次按照有截距有趨勢(shì)、有截距無(wú)趨勢(shì)和無(wú)影響三種關(guān)系分別進(jìn)行水平分析、一階差分、二階差分的分析。只有這三種(有截距有趨勢(shì)、有截距無(wú)趨勢(shì)和無(wú)影響)模型都不能拒絕原假設(shè),認(rèn)為該面板序列是非平穩(wěn)的。表2是在只含截距的一階差分條件下得到的檢驗(yàn)結(jié)果。

        由表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,在顯著性水平為5%下,各檢驗(yàn)方法所得的P值均小于5%,所以拒絕原假設(shè)(H0:存在單位根,不穩(wěn)定)。說(shuō)明無(wú)論是在同質(zhì)面板(LLC檢驗(yàn))還是異質(zhì)面板(IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn))的檢驗(yàn)下,都顯示各水平變量存在單位根,其一階差分序列都不存在單位根。該序列是一階單整的。

        (二)協(xié)整檢驗(yàn)

        由于單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示該序列的水平變量存在單位根,其一階差分序列不存在單位根,說(shuō)明該序列是不平穩(wěn)的。對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型,如果變量序列是不平穩(wěn)的,在進(jìn)行回歸估計(jì)之間需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),以防止虛假回歸或者偽回歸。在Eviews8.0中,本文采用Kao和Pedroni進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn),該方法是建立在Engle和Granger二步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。(如下表3)

        由表3可知,在Pedroni檢驗(yàn)方法下,除Panel rho-Statisic和Group rho-Statisic的P值不顯著外,其余統(tǒng)計(jì)量分別在5%和1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)(不存在協(xié)整關(guān)系)。在PP檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)方法下,都顯示在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)(H0:不存在協(xié)整關(guān)系)。而Kao檢驗(yàn)的t-Statisic在1%的顯著性水平上也拒絕原假設(shè)。本文研究主要依據(jù)Panel ADF-Statisic、Panel PP-Statisic和Group ADF-Statisic、Group PP-Statisic的統(tǒng)計(jì)結(jié)果,其他統(tǒng)計(jì)量作為參考。檢驗(yàn)結(jié)果表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系,可以進(jìn)行對(duì)面板數(shù)據(jù)回歸模型的估計(jì)。

        (三)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)—F檢驗(yàn)

        為了確定面板數(shù)據(jù)模型的具體形式(變截距模型、變系數(shù)模型以及動(dòng)態(tài)模型),在進(jìn)行模型估計(jì)前必須進(jìn)行F檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Eviews8.0軟件計(jì)算得S1=0.745228(變系數(shù)模型);S2=1.448625(變截距模型);S3=13.52186(無(wú)影響模型)。按照如下公式,基于單方程的面板數(shù)據(jù)模型的三種情形及兩個(gè)假設(shè)進(jìn)行分析:

        計(jì)算得:F1=7.802643665;F2=70.86432465

        F[(N-1)K,(N(T-K-1))]=F(30,248)=1.505316

        F[(N-1)(K+1),(N(T-K-1))]=F(60,248)=1.372769

        因?yàn)镕2=70.86432465>F[(N-1)(K+1),(N(T-K-1))]=F(60,248)=1.372769,所以拒絕假設(shè)H2,又因?yàn)镕1=7.802643665> F[(N-1)K,(N(T-K-1))]=F(30,248)=1.505316,所以拒絕假設(shè)H1,所以接受假設(shè)情形3:變系數(shù)模型,除了存在個(gè)體影響外,在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。即:αi≠αj;βi≠βj。

        五、模型結(jié)果

        根據(jù)F檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行回歸分析,建立GDP與人民幣存儲(chǔ)之間的關(guān)系為固定影響變截距,變系數(shù)模型。通過Eviews8.0對(duì)模型(2)進(jìn)行計(jì)算,估計(jì)結(jié)果如下:

        lnRMBsavingit=αit+βitlnGDPit-0.316319

        R2=0.998073,F(xiàn)-statistic=2105.804

        得到的回歸擬合優(yōu)度R2=0.998073,較為接近1,說(shuō)明GDP和人民幣存儲(chǔ)具有較高的擬合程度,F(xiàn)-statistic=2105.804相對(duì)較高,說(shuō)明本次回歸結(jié)果具有較高的可信度。系數(shù)βit和截距αit的估計(jì)結(jié)果如下表4所示。表4是依據(jù)各省彈性系數(shù)βit的大小進(jìn)行的排名結(jié)果。

        六、結(jié)果分析

        本文采用Eviews8.0軟件進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析。由于各地區(qū)GDP發(fā)展和居民人民幣存儲(chǔ)量都隨時(shí)間有指數(shù)增長(zhǎng)的趨勢(shì),故采取雙對(duì)數(shù)線性模型。為了防止虛假回歸,在計(jì)算回歸模型之前,首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn),研究發(fā)現(xiàn)取對(duì)數(shù)后的變量在一階差分上是不存在單位根,說(shuō)明變量序列是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),本文研究采用Kao和Pedroni進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)(變量序列不存在協(xié)整關(guān)系)。說(shuō)明各省GDP與當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)之間存在協(xié)整關(guān)系。因而可以直接進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì),在此選擇F檢驗(yàn)來(lái)確定面板數(shù)據(jù)模型具體的影響形式,發(fā)現(xiàn)回歸模型的影響形式是固定影響變截距、變系數(shù)模型。最后根據(jù)以上實(shí)驗(yàn)所得結(jié)論,建立人民幣存儲(chǔ)和各地區(qū)GDP之間的回歸模型。

        從表4可以看出,各省人民幣居民存儲(chǔ)量的截距項(xiàng)明顯不同,說(shuō)明由于各省的GDP增長(zhǎng)量不同,會(huì)導(dǎo)致不同地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量有不同程度的增加。一方面,反映了我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡;另一方面,說(shuō)明各地區(qū)居民在理財(cái)觀念上的差異。研究發(fā)現(xiàn),盡管各地區(qū)的人民幣存儲(chǔ)存在一定的差異,但是人民幣存儲(chǔ)和地區(qū)GDP的增長(zhǎng)總體上是呈正相關(guān)的關(guān)系,回歸模型的系數(shù)顯示各省之間存在差異,但是回歸系數(shù)全部為正,說(shuō)明各省GDP的增長(zhǎng)對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)量的影響是正相關(guān)的關(guān)系。擬合優(yōu)度為0.99807說(shuō)明國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)明顯帶動(dòng)居民儲(chǔ)蓄的增加。

        彈性系數(shù)βit,反映各省GDP增長(zhǎng)對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用袢嗣駧糯鎯?chǔ)量的影響大小。彈性系數(shù)大,說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)影響較大;彈性系數(shù)小,說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)影響較小。在各省的彈性系數(shù)中,發(fā)現(xiàn)上海(彈性系數(shù)1.215652087)、浙江(彈性系數(shù)1.179852716)、北京(彈性系數(shù)1.142657909)等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份的彈性系數(shù)較大,說(shuō)明這些省份的GDP每增長(zhǎng)1%,該地區(qū)的居民人民幣存儲(chǔ)就會(huì)明顯增加。除此之外,結(jié)合所收集的原始數(shù)據(jù)來(lái)看,發(fā)現(xiàn)西藏近10年來(lái)的GDP增長(zhǎng)和居民人民幣存儲(chǔ)量是所研究的31個(gè)省份中最低的。從表4中發(fā)現(xiàn)西藏(彈性系數(shù)為1.172019819)、甘肅(彈性系數(shù)1.108277898)等經(jīng)濟(jì)略不發(fā)達(dá)的地區(qū)的彈性系數(shù)也較大,說(shuō)明這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%,對(duì)于當(dāng)?shù)鼐用竦娜嗣駧糯鎯?chǔ)存在較大的影響。

        從表4可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)省份的彈性系數(shù)總體而言都大于1,是富于彈性的。說(shuō)明該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于該地區(qū)居民人民幣存儲(chǔ)量產(chǎn)生較大影響。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展中省份的彈性系數(shù)小于1,是缺乏彈性的。說(shuō)明這些省份的GDP增長(zhǎng)對(duì)于居民人民幣存儲(chǔ)的影響相比而言有所減弱,但是由于其彈性系數(shù)較為接近于1,說(shuō)明其影響是較為顯著的。

        七、結(jié)論及建議

        國(guó)家GDP的增長(zhǎng)和居民存儲(chǔ)量的增長(zhǎng)對(duì)于研究一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。從本文驗(yàn)證結(jié)果表明,兩者具有明顯的正相關(guān)關(guān)系,擬合優(yōu)度達(dá)到0.998073,說(shuō)明國(guó)家GDP的增加對(duì)于各省居民人民幣的存儲(chǔ)增加具有明顯的推動(dòng)作用。從本次研究可以發(fā)現(xiàn),各地區(qū)居民的人民幣存儲(chǔ)金額存在一定差異,經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)省份的居民人民幣存儲(chǔ)受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的較大影響。各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的同時(shí),在一定程度上折射了各地區(qū)居民投資理財(cái)觀念的差異。在此,對(duì)于更好地提高居民生活水平,增加居民收入,提出以下幾點(diǎn)投資理財(cái)方面的建議:

        轉(zhuǎn)變投資理財(cái)觀念。近年來(lái),我國(guó)政府加強(qiáng)各類理財(cái)投資方式的監(jiān)管方式和風(fēng)險(xiǎn)控制,規(guī)范個(gè)人投資理財(cái)環(huán)境,引導(dǎo)居民理財(cái)觀念轉(zhuǎn)變。由于儲(chǔ)蓄的風(fēng)險(xiǎn)性較小,仍然是許多人理財(cái)方式的首選。但是從長(zhǎng)遠(yuǎn)投資理財(cái)?shù)慕嵌葋?lái)看,儲(chǔ)蓄理財(cái)方式的年利率相比其他理財(cái)方式,收益甚微。轉(zhuǎn)變地區(qū)居民的投資理財(cái)觀念,可以更好地提高理財(cái)收益。在選擇哪種理財(cái)方式之前,先對(duì)各種理財(cái)方式的收益進(jìn)行整體的考量,結(jié)合自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力,選擇合理的投資理財(cái)方式。

        選擇多渠道的投資理財(cái)方式,不要把雞蛋放在同一個(gè)籃子里。理財(cái)?shù)哪康氖菫榱烁嗟氖找妫谶x擇各種理財(cái)方式之前,先對(duì)各種理財(cái)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性的估量。不要選擇單一的理財(cái)方式,在穩(wěn)健的投資上,選擇更多收益的理財(cái)方式。以下提供幾種投資理財(cái)?shù)姆绞剑?/p>

        一是外匯投資。合理調(diào)整手中的外幣資產(chǎn)結(jié)構(gòu),對(duì)外匯存款投資宜選擇較短期的產(chǎn)品,適當(dāng)關(guān)注并選擇外匯理財(cái)產(chǎn)品。當(dāng)前,隨著我國(guó)綜合實(shí)力的增強(qiáng),人民幣升值與否一直是社會(huì)討論的熱點(diǎn)。大量拋出外匯,完全持有人民幣不可取。一方面是由于人民幣與外匯兌換手續(xù)比較復(fù)雜;另一方面,在生活水平逐漸提高的條件下,人們對(duì)于旅游的需求也漸漸從國(guó)內(nèi)轉(zhuǎn)移到國(guó)外。在此情況下,若手上外匯之前結(jié)算干凈的話,則對(duì)于再次購(gòu)買外匯,會(huì)產(chǎn)生相對(duì)較高的手續(xù)費(fèi)。

        二是證券投資。證券投資相比較于股票,其風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)小一點(diǎn)。但是居民在選擇證券投資之前,必須了解目前證券市場(chǎng)的行情,在投資策略上,建議如下:(1)主動(dòng)型投資策略。為獲得最大限度的收益,可以選擇在單項(xiàng)資產(chǎn)權(quán)重上顯著區(qū)別于市場(chǎng)基準(zhǔn)指數(shù)構(gòu)造,也可以在投資政策許可的范圍內(nèi),通過回購(gòu)、拆借等手段融入資金,提高資產(chǎn)組合的杠桿比率;(2)半主動(dòng)型投資策略。在指數(shù)優(yōu)化的基礎(chǔ)上,選擇增持因本幣升值而收益的優(yōu)勢(shì)行業(yè)的企業(yè);(3)保守型投資策略。力求獲得與市場(chǎng)相同的收益率,通常選擇證券投資基金、固定收益證券、建構(gòu)指數(shù)組合。

        三是黃金等貴金屬的投資。黃金作為一種重要的分散風(fēng)險(xiǎn)的投資工具,金價(jià)的變動(dòng)與其他的經(jīng)濟(jì)信號(hào)變動(dòng)息息相關(guān)。相比較與其他的投資方式,黃金等貴金屬的投資,從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看具有兩方面的價(jià)值:一是保值增值的價(jià)值。黃金作為與美元相對(duì)的等位幣,其價(jià)值不言而喻。人民幣在當(dāng)前國(guó)際化浪潮下面臨是升值還是貶值的問題,相對(duì)而言,黃金的投資較為穩(wěn)健許多;二是可以作為首飾等藝術(shù)品繼承下去。由于黃金其穩(wěn)定的特性,在首飾領(lǐng)域也是獨(dú)占鰲頭,各種黃金配飾,在藝術(shù)觀賞層面也具有較高的工藝價(jià)值。因此,可以作為家族投資,傳承下來(lái)。

        四是房地產(chǎn)投資。我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展、城市化加速發(fā)展的時(shí)期,越來(lái)越多的外來(lái)人員涌入大城市。形成對(duì)于住房的巨大需求,在此情況下,越來(lái)越多的人選擇以在一座城市買房作為自己在一座城市立足的標(biāo)志。由于目前我國(guó)還處于社會(huì)主義初級(jí)階段,存在資源分配不合理,貧富差距等問題。城市較好的教育資源、就業(yè)環(huán)境、公共設(shè)施齊全等特點(diǎn),更加堅(jiān)定越來(lái)越多的人選擇投資房地產(chǎn)的決策。樓市持續(xù)升溫,房?jī)r(jià)居高不下。但是房地產(chǎn)投資從遠(yuǎn)期看來(lái)仍然存在較大的風(fēng)險(xiǎn),因此,居民投資者要密切關(guān)注國(guó)家政策,審慎投資,根據(jù)自身的經(jīng)濟(jì)能力理性的做出投資決策。

        五是教育投資。教育實(shí)質(zhì)上也是一種投資行為,與其他投資行為相比,教育投資的特殊性表現(xiàn)在就學(xué)時(shí)間沒有彈性,教育費(fèi)用沒有彈性,教育價(jià)格上升很快,子女的資質(zhì)無(wú)事先預(yù)測(cè)等等。居民在進(jìn)行教育投資時(shí)需要注意以下幾個(gè)方面:(1)更新教育投資理念,做好職業(yè)規(guī)劃。當(dāng)前居民的教育理財(cái)觀念沒有及時(shí)地更新,所以居民在挑選合適的教育理財(cái)產(chǎn)品之前,需要借鑒專家之手。任何的投資行為都是存在風(fēng)險(xiǎn)的,所以居民在決定教育投資理財(cái)之前要做好相應(yīng)的準(zhǔn)備。(2)貸款接受高等教育。考慮到我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性,各省居民的生活水平也存在很大差距。所以對(duì)于目前家庭生活拮據(jù)的大學(xué)生而言,貸款接受高等教育也是自我合理投資的行為。(3)合理地利用好國(guó)外教育資源。在選擇國(guó)內(nèi)還是國(guó)外求學(xué)時(shí),要綜合考慮目前的國(guó)家政策和自身的經(jīng)濟(jì)水平,作出理性的教育投資決策。

        在居民選擇任何一種投資理財(cái)方式時(shí),都需要考慮該理財(cái)方式的風(fēng)險(xiǎn)性、流動(dòng)性、收益性、政策風(fēng)險(xiǎn)等。在使自己的人民幣存儲(chǔ)增值的同時(shí),要靈活運(yùn)用各種投資理財(cái)方式,結(jié)合自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力和投資理財(cái)產(chǎn)品的特性,作出最佳的投資理財(cái)決策。更好地促進(jìn)社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)大發(fā)展大繁榮。

        參考文獻(xiàn)

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        [2] 劉志麗.人民幣升值:個(gè)人如何投資理財(cái)[J].西部論叢,2005(10)

        [3] 常華兵.人民幣升值下的居民投資理財(cái)[J].財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì),2007(3)

        [4] 張明慧.中國(guó)城市化進(jìn)程對(duì)能源消費(fèi)的影響——基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào),2012(6)

        (作者單位:上海大學(xué) 上海 200444)

        (作者簡(jiǎn)介:貢小妹,碩士生導(dǎo)師,博士,研究方向?yàn)楣ど坦芾?;黃帥,碩士,研究方向?yàn)閼?zhàn)略管理和知識(shí)產(chǎn)權(quán)管理。)

        (責(zé)編:賈偉)

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