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收入與消費論文范文第1篇

論文關(guān)鍵詞：ELES消費結(jié)構(gòu)升級，消費信貸，住行消費革命

 

一、我國消費結(jié)構(gòu)及消費結(jié)構(gòu)升級現(xiàn)狀

消費結(jié)構(gòu)反映人們的消費水平、消費質(zhì)量、和消費需求的滿足狀況，其變化對社會經(jīng)濟的發(fā)展起著舉足輕重的作用。

(一)、消費結(jié)構(gòu)的升級也稱“消費革命”，是指一個社會的消費需求的變化與發(fā)展，即代表一個消費時代的主流商品的升級和變革的過程。所謂主流商品，也就是大多數(shù)消費者已經(jīng)或即將把主要支付集中在其身上的商品。這里的革命更多地體現(xiàn)出的是外延型的躍遷，即從無到有的過程。當然也包括了消費重點和熱點的變化。

改革開放后我國消費結(jié)構(gòu)升級的階段性特點

以滿足吃穿為重點的溫飽型階段（1978 ― 1984 年）。在這一階段，隨著居民收的增加，居民消費的重點主要是滿足基本的生活需求即解決溫飽問題，所以這一階段食品和衣著消費占到居民消費支出的70% ― 80%。自行車、手表和縫紉機是該時期的主要消費熱點或標志性商品。

一般耐用消費品普及階段（1985 ―1991 年）。這一階段是我國城鎮(zhèn)居民在解決溫飽之后，隨著收入水平的上升而進行的第二次消費結(jié)構(gòu)升級過程免費論文下載。在這次升級過程中，城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向呈明顯的上升趨勢畢業(yè)論文題目，彩色電視機、電冰箱、洗衣機是該時期的主要消費熱點。城鎮(zhèn)居民消費從千元級邁向萬元級，形成了以家用電器普及為代表的耐用消費品熱潮。

以居住、家庭設(shè)備等為重點的優(yōu)化生活品質(zhì)階段（1992 ― 2000 年）。在這一階段，我國正式確立了市場經(jīng)濟體制，商品市場化程度迅速提高，勞動力等要素的市場化也逐步展開，城鎮(zhèn)居民收入水平邁上新的臺階，家庭消費呈現(xiàn)出新的變化趨勢：居民的住房消費支出增加，居住條件得到明顯改善；空調(diào)、大容量冰箱、影碟機、組合音響、家庭影院、高清晰度彩電、中高檔樂器（如鋼琴）、健身器材、手機、個人電腦等多種新一代消費熱點產(chǎn)品大量進入尋常百姓家庭；城鎮(zhèn)居民用于通訊、旅游和健康的支出增加。

以住房、汽車、教育文化、旅游等為重點的享受型和發(fā)展型階段（從2001 年起）。新一輪消費結(jié)構(gòu)升級是指本階段的完成過程。這一階段，家用汽車、住房至今等十萬元至幾十萬元的大型耐用消費品成為城鎮(zhèn)居民關(guān)注和消費的熱點，以教育為龍頭的教育、通信、文化娛樂、旅游等服務(wù)類消費大幅攀升。對我國城鎮(zhèn)居民而言，新一輪消費結(jié)構(gòu)升級的本質(zhì)是生活質(zhì)量從小康向富裕的過渡和轉(zhuǎn)變。

(二)、目前我國所處的消費結(jié)構(gòu)升級階段是“住行消費革命”，顧名思義，與住行直接關(guān)聯(lián)的產(chǎn)業(yè)面臨大力度的改革和發(fā)展。那么，這些產(chǎn)業(yè)即現(xiàn)階段培育出的市場熱點，已經(jīng)具備了主流商品的市場。但這些商品在現(xiàn)有的市場運行和操作中，亟待解決的一些問題成為其發(fā)展的瓶頸。住房，截至2008年底，我國已竣工的通過房地產(chǎn)開發(fā)商經(jīng)營的積壓房為9124萬M2,市值大約為2000億元。而我國的住房消費支出使用恩格爾系數(shù)計算不足5%，與國際標準的20%相差甚遠。房屋的價格畸高，需要住房的人絕非少數(shù)，卻沒有足夠的支付能力，只能表明這個市場還不夠發(fā)達，市場化程度低。在這種情況下畢業(yè)論文題目，住房信用貸款就可以緩解供需矛盾，從2000年起個人按揭貸款購房已經(jīng)成為市場主流。有資料表明，個人購買商品住房占商品房銷售總量的90%，而且代表著未來的發(fā)展趨勢。同時，商業(yè)銀行也向消費者以自有產(chǎn)權(quán)的房屋為抵押申請用于裝修房屋、購置家家電支出發(fā)放的一次性貸款。這些新的貸款辦法的出臺，在一定程度上也將這些商品的需求能量逐漸釋放，不失為一個一舉兩得的好方法。同等道理也適用于我國的轎車行業(yè)，我國目前人均保有量為20輛/萬人，與世界平均水平的1輛/11人的差距是巨大的。當然，也從另一個角度反映出中國轎車市場潛力的巨大。

二、分析方法

擴展線性支出系統(tǒng)模型(Extend Linear Expenditure System，ELES)是經(jīng)濟學(xué)家Luch于1973年在美國經(jīng)濟計量經(jīng)濟學(xué)家Stone的線性支出系統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上推出的一種需求函數(shù)系統(tǒng)免費論文下載。目前被廣泛用于對消費結(jié)構(gòu)的研究中，本文也將采取這一分析定量實證研究方法，用數(shù)據(jù)說明消費結(jié)構(gòu)升級問題及亟待解決的消費信貸問題。 該系統(tǒng)假定某一時期人們對各種商品(服務(wù))的需求量取決于人們的收入和各種商品的價格，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，并且認為基本需求與收入水平無關(guān)，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。

假設(shè)將人們的消費支出具體劃分為I類，則各類商品的消費支出可以用模型表示為：

Vi=Piqi+βi(Y-V0) (1)

其中，Vi是對第I類商品的消費支出， Pi和qi分別為第I類商品的價格和基本需求量，βi為邊際消費傾向，V0為基本需求總支出，Y為收入水平。該模型即為“擴展線性支出系統(tǒng)模型”（ELES模型）。

如果樣本數(shù)據(jù)為橫截面數(shù)據(jù)，可用最小二乘法對模型進行估計畢業(yè)論文題目，則可以設(shè)：

αi=Piqi-βiV0 (2)

則模型（1）可以表示為：Vi=αi+βiY (3)

對公式（2）兩端求和得：V0=Σαi/(1-Σβi) (4)

由公式（2）也可以得出：

Piqi=αi +βiV0 (i=1,2,3,...m)(5)

然后利用彈性公式計算相關(guān)系數(shù)

收入彈性= βiI/Vi 其中，I取平均收入

自價格彈性=-βi（1- V0+ Piqi）/ Vi

互價格彈性=-βiPjqj/ Vi (i≠j)

本文以2001~2008年的中國城鎮(zhèn)居民的收入與消費支出情況（數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》）并2001年為基年進行了處理，（表略），對城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)及其變化進行定量分析。

三、消費支出構(gòu)成分析及邊際消費傾向?qū)嵶C分析

（一）、消費支出構(gòu)成

表1 城鎮(zhèn)居民家庭平均全年消費性支出的構(gòu)成（%）

 

年份

食品

衣著

家庭設(shè)備用品及服務(wù)

醫(yī)療保健

交通通訊

娛樂教育文化服務(wù)

居住

雜項商品及服務(wù)

2000

39.18

10.01

8.79

6.36

7.9

12.56

10.01

5.17

2005

36.69

10.08

5.62

7.56

12.55

13.82

10.18

3.5

2007

36.29

10.42

6.02

6.99

13.58

13.09

收入與消費論文范文第2篇

論文關(guān)鍵詞：VEC模型，脈沖響應(yīng)方差分解

改革開放三十年來，以財政支出為主要載體的社會經(jīng)濟建設(shè)活動，帶來了我國前所未有的經(jīng)濟持續(xù)高速增長。1978—2007年期間，國家財政支出從1122.09億元增加到49781.35億元；GDP總量從3645.2億元增加到249529.9億元，年均增長率超過9%；人均GDP由381元增加到18934元，增加了近50倍[1]。但是，截至到2008年，城鄉(xiāng)居民收入比例也擴大到3.36：1，絕對差距首次超過1萬元。以城鄉(xiāng)居民收入差距拉大為代表的社會不公平問題已成為制約我國經(jīng)濟持續(xù)增長不容忽視的問題。可見，在財政支出所具有的資源配置、收入分配和穩(wěn)定經(jīng)濟增長的三大職能中，收入分配職能并沒有得到良好的發(fā)揮和體現(xiàn)。那么，財政支出結(jié)構(gòu)的變動對經(jīng)濟增長和社會公平會產(chǎn)生什么樣的影響？在協(xié)調(diào)經(jīng)濟增長與社會公平問題上，財政支出應(yīng)怎樣安排呢？這不但是發(fā)達國家財務(wù)管理論文，也是轉(zhuǎn)軌國家和發(fā)展中國家經(jīng)常爭論不休的問題。因此，本文試圖借助于向量誤差修正模型，系統(tǒng)地研究財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長與社會公平[2]的動態(tài)影響機制。

一、文獻述評與理論分析

（一）文獻述評

從亞當·斯密開始，經(jīng)濟學(xué)研究都強調(diào)經(jīng)濟效率，而不太注意收入分配差距。只要經(jīng)濟增長符合帕累托效率，就沒有壞處，哈耶克認為這就是經(jīng)濟學(xué)研究的基本命題核心期刊。受其影響，西方學(xué)者們大多重視財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，加之二戰(zhàn)后世界各國政府普遍把經(jīng)濟增長列為財政支出的首要目標，使得這種研究趨勢更是盛極一時，而對于財政支出結(jié)構(gòu)與社會公平關(guān)系的研究則明顯滯后。

對于國內(nèi)研究而言，目前已有的關(guān)于財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長與社會公平的影響研究還比較少。學(xué)者們大多側(cè)重于財政支出總量與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，或者是財政支出結(jié)構(gòu)與社會公平關(guān)系的研究，鮮有把經(jīng)濟增長和社會公平作為一個整體來研究其與財政支出結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。而且，在劃分財政支出結(jié)構(gòu)的分類標準上大家還未達成共識，再加上對社會公平系數(shù)的界定和研究方法的不同，最終導(dǎo)致實證分析結(jié)論存在差異?？荑F軍、金雙華（2002）以基尼系數(shù)為社會公平指標，將財政支出劃分為公共福利支出和非福利支出，利用簡單回歸分析得出我國財政支出對社會公平問題重視不夠的結(jié)論。孫文祥、張志超（2004）以城鎮(zhèn)對農(nóng)村居民的人均收入差額與農(nóng)村居民人均收入的比值作為社會不公平指數(shù)，構(gòu)造了六個模型方程分別研究財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長，財政支出結(jié)構(gòu)與社會公平的問題，得出地方財政支出具有顯著促進經(jīng)濟增長的作用，中央財政支出可以明顯改善社會公平程度，不同的財政支出項目對經(jīng)濟增長和社會公平的貢獻具有顯著差異的結(jié)論。王莉、冉光和（2007）利用基尼數(shù)據(jù)等指標進行回歸分析，得出財政支出結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民之間收入差距呈負效應(yīng)的結(jié)論。劉成奎、王朝才（2008）以城鄉(xiāng)居民收入差為社會公平指標，分析不同財政支出項目對城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民收入的影響。冉光和、潘輝（2009）對全國居民、城鄉(xiāng)居民以及東中西居民三個樣本進行公共支出與收入分配關(guān)系的VAR模型實證研究，得出公共支出對居民收入分配起到了負面影響結(jié)論。

綜上所述財務(wù)管理論文，國內(nèi)外關(guān)于財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長和社會公平的影響研究基本上是圍繞財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長，或者是財政支出結(jié)構(gòu)與社會公平進行單一靜態(tài)研究。然而，追求經(jīng)濟效率和社會公平是政府安排財政支出所面臨的永恒主題。只考慮財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系而忽視社會公平的問題，或者離開經(jīng)濟增長而單一的研究財政支出結(jié)構(gòu)與社會公平的關(guān)系，得出的結(jié)論都可能有失偏頗。這是分析財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長與社會公平影響不可或缺的研究思路?；诖?，本文將在前人研究的基礎(chǔ)上，采用向量誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)等動態(tài)分析方法系統(tǒng)考查財政支出結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長和社會公平動態(tài)影響。

（二）理論分析

財政支出結(jié)構(gòu)是指各類財政支出占總支出的比重。按照經(jīng)濟性質(zhì)不同，財政支出結(jié)構(gòu)可以分為政府投資性支出、政府消費性支出和政府轉(zhuǎn)移性支出三種。三種支出在財政總支出中所占比重的變動，直接反映了財政支出職能的調(diào)整。一般而言，投資性支出和消費性支出直接影響社會資源的配置，促進經(jīng)濟增長。具體地說，從需求方面講，投資性和消費性支出與私人支出無異，直接構(gòu)成社會總需求的一部分，通過乘數(shù)效應(yīng)拉動經(jīng)濟增長；從供給方面講，投資性支出會影響生產(chǎn)函數(shù)而間接拉動經(jīng)濟增長，如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等支出會形成社會物質(zhì)資本，從而解決制約經(jīng)濟增長的瓶頸因素；科學(xué)、教育以及衛(wèi)生等領(lǐng)域支出會形成人力資本，從而提高勞動者生產(chǎn)率，改善社會生產(chǎn)技術(shù)，促進經(jīng)濟持續(xù)增長核心期刊。相反，轉(zhuǎn)移性支出具有兩面性，它不僅能促進經(jīng)濟增長，也能熨平收入分配不均。具體地說，從需求方面講，轉(zhuǎn)移性支出直接增加居民可支配收入，擴大了社會總需求。同時財務(wù)管理論文，當社會收入分配差距拉大時，轉(zhuǎn)移性支出能夠縮小甚至彌補收入分配不均的缺口，穩(wěn)定社會公平秩序。從供給方面講，轉(zhuǎn)移性支出也是一種典型公共品，具有很強的外部性特征。

因此，在財政支出結(jié)構(gòu)上，投資性支出和消費性支出比重越大，表明財政的資源配置職能較強；轉(zhuǎn)移性支出比重越大，表明財政的收入分配職能較強。

二、變量選取與研究方法

（一）變量選取

本文選取1978—2006年社會公平指標、經(jīng)濟增長指標以及財政支出結(jié)構(gòu)指標共同構(gòu)建VEC計量模型進行分析。各變量均為年度變量，并用GDP平減指數(shù)扣除物價因素的影響。由于中國統(tǒng)計年鑒中沒有GDP平減指數(shù)，這里借鑒司春林（2002）的做法，用公式進行換算，GDPiindex表示第i年的GDP指數(shù)，GDP1978index表示1978年GDP指數(shù)（1978年=100），GDPi表示第i年的名義GDP值，GDP1978表示1978年名義GDP值。需要指出，我國預(yù)算外支出結(jié)構(gòu)不具有明顯特征，波動性較大，所以我們暫不考慮財政預(yù)算外支出，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒2008》以及國研網(wǎng)教育版宏觀經(jīng)濟年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

（1）社會公平指標上我們選取全國居民收入基尼系數(shù)衡量。首先，選擇上梯形面積法計算城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的基尼系數(shù)，具體計算公式為，Mi表示某一收入水平組家庭累計百分比，Qi表示某一收入水平組收入數(shù)累計百分比。其次，按照R.Msunarum公式計算全國居民收入基尼系數(shù)，具體計算公式為，G1G2分別表示農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民收入分配的基尼系數(shù)財務(wù)管理論文，P1P2分別表示農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民占總?cè)丝诘谋戎兀瑄1u2分別表示農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民的人均收入，u表示全體居民的人均收入，G表示全國居民收入的基尼系數(shù)。

（2）經(jīng)濟增長指標上我們選取國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率衡量。根據(jù)當年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率=（當年國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)-100）/100公式計算而得，其中以上年國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)為100。

（3）財政支出結(jié)構(gòu)指標上我們分別選取財政投資性支出、消費性支出以及轉(zhuǎn)移性支出各自占財政總支出的比重來衡量。依據(jù)官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，財政投資性支出包括基本建設(shè)支出、挖潛改造資金和科技三項費用、支農(nóng)支出以及科教文衛(wèi)支出等；財政消費性支出包括增撥企業(yè)流動資金、地質(zhì)勘探費、工業(yè)交通等部門事業(yè)費、國防支出以及行政管理費等；財政轉(zhuǎn)移性支出包括社會保障支出和政策性補貼支出等。

表1 變量定義表

變量名

變量解釋

變量名

變量解釋

Gini

全國居民基尼系數(shù)

GDP

國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率

GIV

財政投資支出占財政支出比重

GCS

財政消費支出占財政支出比重

GTR

財政轉(zhuǎn)移支出占財政支出比重

（二）研究方法

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文首先利用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩(wěn)性，對非平穩(wěn)變量進行處理，使之成為平穩(wěn)時間序列。如果變量是單整的，借鑒Engle和Granger（1987）提出的協(xié)整理論進行Johansen協(xié)整檢驗，以確定財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長、社會公平之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。進步利用Granger因果關(guān)系檢驗揭示變量之間因果關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，建立向量誤差修正（VEC）模型，用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟理論的長期均衡過程，更加全面認識變量之間穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系和動態(tài)的短期關(guān)系；構(gòu)造向量自回歸（VAR）模型，確定不同財政支出對經(jīng)濟增長和社會公平的動態(tài)影響程度核心期刊。根據(jù)研究需要，構(gòu)造出分析財政支出結(jié)構(gòu)影響經(jīng)濟增長和社會公平的計量模型1和模型2。同時，為了避免模型回歸分析中可能存在異方差和多重共線性問題，對變量數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。其中，i是滯后階數(shù)，n是樣本個數(shù)，是擾動向量。

模型1：

模型2：

三、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

利用Dickey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列相關(guān)的ADF單位根檢驗法，滯后長度根據(jù)SIC法則自動選擇，檢驗變量的平穩(wěn)性，對于非平穩(wěn)性的變量進行差分處理使之成為平穩(wěn)時間序列。表2的ADF檢驗結(jié)果顯示，樣本期間內(nèi)僅有財政投資性支出和轉(zhuǎn)移性支出是非平穩(wěn)時間序列財務(wù)管理論文，但是它們的一次差分都是平穩(wěn)的時間序列，即這兩個序列都是一階單整I（1）。

表2 ADF檢驗結(jié)果

變量名

檢驗類型（c，t，k）

ADF檢驗值

伴隨概率p值

結(jié)論

lnGini

（c，t，0）

-2.0240*

0.0430

平穩(wěn)

lnGDP

（c，t，3）

-3.9201*

0.0263

平穩(wěn)

lnGIV

（c，t，0）

-3.2130

0.1023

非平穩(wěn)

D（lnGIV）

（0，0，0）

-4.7690**

0.0000

平穩(wěn)

lnGCS

（c，0，2）

-3.4119*

0.0198

平穩(wěn)

lnGTR

（c，0，3）

-2.3022

0.1790

非平穩(wěn)

D（lnGTR）

（0，0，2）

-3.2291**

0.0024

平穩(wěn)

注：（1）檢驗類型（c，t，k）表示ADF方程中的截距、時間趨勢項和滯后階數(shù)；（2）*、**分別表示在5%、1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；（3）D表示對變量進行一次差分。

由于上述兩個變量都是一階平穩(wěn)序列，其它變量都是水平平穩(wěn)序列，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。如果它們之間具有協(xié)整關(guān)系，則表示雖然在短期內(nèi)它們具有各自的變動規(guī)律，但在長期內(nèi)卻存在著共同的變化趨勢。根據(jù)AIC、SC信息準則以及似然比LR統(tǒng)計量確定最優(yōu)滯后階數(shù)值為2。

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果

原假設(shè)

特征根

Trace 統(tǒng)計量

Max-Eigen 統(tǒng)計量

None

0.8595

131.22**

51.02**

At most 1

0.7939

80.20**

41.06**

At most 2

0.6003

39.13

23.84*

注：**表示在1%顯著水平下拒絕原假設(shè)；趨勢假設(shè)：時間序列有均值和線性趨勢項，協(xié)積方程只有截距項。

（二）VEC模型估計

表3的協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，跡檢驗和最大特征根檢驗存在沖突財務(wù)管理論文，前者認為有2個協(xié)整關(guān)系存在，后者認為有3個協(xié)整關(guān)系存在。對于這樣的情況，檢驗估計得到的協(xié)整向量，并將選擇建立在協(xié)整關(guān)系的解釋能力上。同時，運用向量誤差修正模型，我們得到協(xié)整方程和誤差修正方程（見表4）。

表4協(xié)整方程和誤差修正方程

協(xié)整方程

模型1

LnGini=-1.70LnGIV+9.37LnGCS-0.19LnGTR+12.98

(5.40**) (-1.73) (2.63*)

模型2

LnGDP=2.47LnGIV-26.81LnGCS+1.38LnGTR-25.01

(-6.25**) (2.91*) (-3.58*)

誤差修正方程

模型1

DLnGinit=-0.30ecmt-1+0.10ecmt-2+0.34DLnGinit-1+0.24DLnGinit-2-1.45DLnGDPt-1+0.46DLnGDPt-2

(-2.75*) (1.74) (1.05) (0.73) (-2.55*) (0.71)

+0.26DLnGIVt-1+0.35DLnGIVt-2+0.27DLnGCSt-1-0.44DLnGCSt-2-0.19DLnGTRt-1+0.11DLnGTRt-2+0.11

(2.74*) (0.76) (2.91*) (-1.36) (-1.07) (2.56*)

模型2

DLnGDPt=-0.02ecmt-1-0.003ecmt-2+0.07DLnGinit-1-0.16DLnGinit-2+0.39DLnGDPt-1-0.41DLnGDPt-2

(1.27) (-3.13*) (0.59) (-2.38*) (2.15*) (-2.71*)

+0.17DLnGIVt-1+0.05DLnGIVt-2-0.08DLnGCSt-1-0.08DLnGCSt-2-0.05DLnGTRt-1-0.03DLnGTRt-2+0.10

(2.30*) (0.32) (-2.78*) (-0.65) (-2.82*) (-1.04)

注：**、*表示在1%、5%顯著水平下拒絕原假設(shè)。

需要指出，括號內(nèi)數(shù)字為T檢驗值，基尼系數(shù)取對數(shù)為負數(shù)，所以模型1協(xié)整方程表明長期中財政投資性支出和轉(zhuǎn)移性支出與社會公平成正相關(guān)，且投資性支出貢獻度相對較大；財政消費性支出與社會公平無顯著關(guān)系。誤差修正方程表明社會公平變動偏離長期均衡關(guān)系時，其負反饋修正機制產(chǎn)生效果，但修正速度很慢。經(jīng)濟增長率、財政投資性支出、消費性支出的一期滯后差分值和轉(zhuǎn)移性支出的二期滯后差分值對短期社會公平調(diào)整都有顯著影響。模型2協(xié)整方程表明財政支出對經(jīng)濟增長都有顯著影響，消費性支出貢獻度相對較大。誤差修正方程表明經(jīng)濟增長偏離長期均衡關(guān)系時，其負反饋修正機制產(chǎn)生效果，但修正速度更慢核心期刊。社會公平、財政支出以及前期經(jīng)濟增長都對本期經(jīng)濟增長的變動有顯著影響。

（三）因果檢驗

Granger（1988）指出，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么也一定存在某種形式的Granger因果關(guān)系，或單向的，或雙向的。協(xié)整分析得出的經(jīng)驗方程只能表示變量之間存在相關(guān)關(guān)系或至少一個方向的因果關(guān)系，要想揭示變量之間的因果關(guān)系，還需通過Granger因果關(guān)系檢驗。

表5Granger因果檢驗結(jié)果

Null Hypothesis

Obs

F-Statistic

Prob

結(jié)論

LnGini does not Granger Cause LnGDP

26

3.72906

0.0291

拒絕原假設(shè)

LnGDP does not Granger Cause LnGini

1.85800

0.1710

接受原假設(shè)

LnGIV does not Granger Cause LnGDP

26

2.77932

0.0692

拒絕原假設(shè)

LnGDP does not Granger Cause LnGIV

3.96284

0.0238

拒絕原假設(shè)

LnGCS does not Granger Cause LnGDP

26

0.07063

0.9749

接受原假設(shè)

LnGDP does not Granger Cause LGCS

0.70548

0.5605

接受原假設(shè)

LnGTR does not Granger Cause LnGDP

26

3.05082

0.0537

拒絕原假設(shè)

LnGDP does not Granger Cause LnGTR

2.39282

0.1004

接受原假設(shè)

LnGIV does not Granger Cause LnGini

26

2.96578

0.0581

拒絕原假設(shè)

LnGini does not Granger Cause LnGIV

0.37126

0.7746

接受原假設(shè)

LnGCS does not Granger Cause LnGini

26

0.54046

0.6604

接受原假設(shè)

LnGini does not Granger Cause LnGCS

0.96788

0.4283

接受原假設(shè)

LnGTR does not Granger Cause LnGini

26

2.33310

0.0815

拒絕原假設(shè)

LnGini does not Granger Cause LnGTR

0.23638

0.8699

接受原假設(shè)

表5檢驗結(jié)果與ECM模型基本一致，在Granger因果關(guān)系上，我們?nèi)?0%置信度水平可得到如下結(jié)論：（1）社會公平是經(jīng)濟增長的Granger原因，經(jīng)濟增長不是社會公平的Granger原因。這表明我國社會公平問題比較復(fù)雜，經(jīng)濟增長導(dǎo)致收入分配不均可能不是社會公平的決定性原因，可能還有人力資本和制度等原因。（2）財政投資性支出與經(jīng)濟增長互為Granger因果，這符合凱恩斯乘數(shù)-加速原理。（3）財政投資性支出與轉(zhuǎn)移性支出既是經(jīng)濟增長的Granger原因財務(wù)管理論文，又是社會公平的Granger原因。這表明除了擴大社會有效需求，財政投資性支出為私人創(chuàng)造了平等的受教育和醫(yī)療保健等起點公平條件，轉(zhuǎn)移性支出為私人脫貧致富的最終實現(xiàn)創(chuàng)造了結(jié)果公平條件。

（四）脈沖響應(yīng)和方差分解

Johansen協(xié)整檢驗、向量誤差修正機制以及Granger因果關(guān)系檢驗僅能說明變量之間的長期或短期關(guān)系，而我們更關(guān)心系統(tǒng)沖擊對各個內(nèi)生變量變化的貢獻度和各個變量對沖擊響應(yīng)的方向、時滯效應(yīng)以及穩(wěn)定過程。為此，我們可以通過脈沖響應(yīng)比較各種財政支出對社會公平和經(jīng)濟增長的影響強度和方式，通過方差分解來進步評價不同財政支出對社會公平和經(jīng)濟增長的貢獻度。

表6VAR模型平穩(wěn)性檢驗

Root

Modulus

Root

Modulus

0.996398

0.996398

0.603642 - 0.570974i

0.830900

-0.864283

0.864283

0.603642 + 0.570974i

0.830900

-0.087091 - 0.859657i

0.864058

0.149442 - 0.727316i

0.742510

-0.087091 + 0.859657i

0.864058

0.149442 + 0.727316i

0.742510

0.691905 - 0.508023i

0.858382

-0.670197

0.670197

0.691905 + 0.508023i

0.858382

-0.600645

0.600645

0.798529 - 0.261842i

0.840363

-0.155832

0.155832

0.798529 + 0.261842i

0.840363

如果被估計VAR模型所有根的模倒數(shù)小于1，則其是穩(wěn)定的。若模型不穩(wěn)定，此時模型并不具有可逆性，脈沖響應(yīng)函數(shù)的標準誤差是無效的。在考察變量響應(yīng)之前，先檢驗VAR過程的穩(wěn)定性，如表6所有根的模均小于1，可以肯定VAR過程是平穩(wěn)的、可逆的。

圖1 基尼系數(shù)對一個標準差新息的響應(yīng) 圖2 經(jīng)濟增長率對一個標準差新息的響應(yīng)

（1）由圖1可以看出，財政投資性支出標準差擾動對基尼系數(shù)前十期產(chǎn)生正向影響，第六期達到最大值0.018494，從第十一期起轉(zhuǎn)為負向影響，之后逐漸收斂，表明財政投資性支出對我國社會公平的影響具有一定滯后影響；財政轉(zhuǎn)移性支出標準差擾動對基尼系數(shù)產(chǎn)生負向影響，之后逐漸減弱，雖然其后過程有細微波動，但在整個沖擊響應(yīng)階段保持微弱的負向影響，表明財政轉(zhuǎn)移性支出對我國長期社會公平有一定促進作用；而財政消費性支出對基尼系數(shù)的影響不穩(wěn)定，波動較大，后期逐漸收斂。

（2）由圖2可以看出，財政投資性支出標準差擾動對經(jīng)濟增長率交替產(chǎn)生正負影響，最終維持在-0.001410影響水平上，這表明財政投資性支出對我國經(jīng)濟增長先表現(xiàn)出引致效應(yīng)，隨后產(chǎn)生擠出效應(yīng)；財政消費性支出和轉(zhuǎn)移性支出的標準差擾動對經(jīng)濟增長率產(chǎn)生正向影響財務(wù)管理論文，其后過程雖有波動，但在整個沖擊響應(yīng)階段對經(jīng)濟增長率保持正向影響，這表明財政消費性支出和轉(zhuǎn)移性支出對我國經(jīng)濟增長具有穩(wěn)定的引致效應(yīng)，不存在擠出效應(yīng)。

圖3 基尼系數(shù)方差分解圖4 經(jīng)濟增長率方差分解

（3）由圖3可以看出，財政消費性支出和經(jīng)濟增長對基尼系數(shù)的影響很小，基尼系數(shù)預(yù)測方差主要受其自身、財政投資性支出和轉(zhuǎn)移性支出的影響，整個期間自身影響逐漸減弱最終鎖定43%，不同的是財政投資性支出和轉(zhuǎn)移性支出的影響都是逐漸增加，最終分別穩(wěn)定在33%和13%。

（4）由圖4可以看出，經(jīng)濟增長受其自身影響最大，除此之外基尼系數(shù)對其影響逐漸減弱至12.5%，財政投資性支出和消費性支出對其影響迅速增加至9%和13%，而整個期間財政轉(zhuǎn)移性支出對其影響基本穩(wěn)定在3%。

四、研究結(jié)論與政策建議

經(jīng)濟增長和社會公平是構(gòu)建和諧社會可持續(xù)發(fā)展的重要基石。在社會公平與經(jīng)濟增長日益沖突的背景下，本文從財政投資性支出、消費性支出和轉(zhuǎn)移性支出三方面對我國經(jīng)濟增長和社會公平的影響進行了動態(tài)分析，最終研究結(jié)果表明：

（1）長期中社會公平有利于經(jīng)濟持續(xù)增長，經(jīng)濟增長對社會公平的影響不顯著核心期刊。但是，短期中經(jīng)濟增長和財政支出對社會公平具有顯著影響。

（2）財政支出分別與經(jīng)濟增長和社會公平存在協(xié)整關(guān)系。經(jīng)濟增長和社會公平在發(fā)展變化中都存在著明顯的路徑依賴效應(yīng)，反向誤差修正速度很慢，都需要不同財政支出的變動進行調(diào)整。

（3）在財政支出結(jié)構(gòu)上，財政消費性支出對經(jīng)濟增長具有顯著影響，財政轉(zhuǎn)移性支出對社會公平具有顯著影響，而財政投資性支出具有兩面性，基礎(chǔ)設(shè)施等物質(zhì)資本投資對經(jīng)濟增長的拉動作用顯著，科教文衛(wèi)等人力資本投資對社會機會公平和結(jié)果公平創(chuàng)造了條件。

因此，從本文的研究結(jié)果和我國社會發(fā)展的現(xiàn)狀來看，根據(jù)不同時期既定政策目標和社會環(huán)境，政府應(yīng)該適時調(diào)整投資性支出、消費性支出和轉(zhuǎn)移性支出在財政支出中所占比重。具體而言財務(wù)管理論文，可以從以下幾方面做起：

第一，在財政支出以促進經(jīng)濟增長為首要目標的情況下，可以考慮增加財政消費性支出的同時，增加財政投資性支出。短期內(nèi)，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、鐵路和公路等基本建設(shè)方面的投資性支出可以帶動經(jīng)濟快速增長；長期內(nèi)，科學(xué)、教育、文化和衛(wèi)生等民生領(lǐng)域投資性支出可以緩解社會不公平壓力，這對我國經(jīng)濟和社會的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

第二，在財政支出以緩解社會不公平程度為首要目標的情況下，可以考慮適度提高財政轉(zhuǎn)移性支出比重的同時，適當增加民生領(lǐng)域財政投資性支出。不過，應(yīng)特別注意不能簡單指望調(diào)整這類開支比重就能夠自動地實現(xiàn)改善社會公平的目標。因為，在我國社會公平是一個復(fù)雜的問題，不單單是收入分配不均的問題，制度結(jié)構(gòu)與變遷所帶來的不公平更是關(guān)鍵之所在。

第三，財政支出不能片面地把經(jīng)濟增長和社會公平對立起來，而應(yīng)有所重點有所兼顧。一定程度的社會不公平才能促進經(jīng)濟持續(xù)增長，進而維持社會整體公平以及高質(zhì)量的公平。

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收入與消費論文范文第3篇

論文關(guān)鍵詞：創(chuàng)新與模仿，勞動供給，收入差距

一 引言

在中國的改革開放過程中，隨著地區(qū)之間發(fā)展差異的出現(xiàn)，地區(qū)間收入差距也明顯的拉大，其中東西部差距顯得更為突出。導(dǎo)致這種差異出現(xiàn)的解釋有很多，其中大多數(shù)認為主要是國家區(qū)域性政策方面等客觀原因造成的。王小魯，樊綱（2003,2005）認為國家公共產(chǎn)品投放及區(qū)別性的區(qū)域政策等引起和加大了這種地區(qū)之間的差距。林毅夫畢業(yè)論文開題報告，劉培林（2003）生產(chǎn)要素的配置不合理是地區(qū)收入差距的原因。王格瑋（2009）認為各地區(qū)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的選擇對收入水平上有重要影響。Young(2000)認為地區(qū)性政策是地區(qū)差距拉大的關(guān)鍵。 除了經(jīng)濟政策上一些客觀原因外，經(jīng)濟發(fā)展的地區(qū)間差異也還有市場經(jīng)濟發(fā)展的自身規(guī)律方面的原因。市場經(jīng)濟自身規(guī)律的作用下，地區(qū)之間的收入差距是趨同還是分化？鐘春平，徐長生（2006）運用熊彼特技術(shù)創(chuàng)新和“創(chuàng)造性破壞”理論解釋了地區(qū)間收入差距震蕩式擴大的動態(tài)特征，認為經(jīng)濟增長速度越大，這種創(chuàng)造性破壞程度越高，地區(qū)間收入差距就會越大。

本文將從一個新的視角來證明中國地區(qū)之間的工資性收入差距存在趨同的趨勢。由于計劃生育的實施，中國經(jīng)濟高速增長的近些年代，同時也是人口紅利最為顯著地時期，勞動量的增加對發(fā)達的沿海地區(qū)和相對欠發(fā)達的內(nèi)陸特別是西部地區(qū)對工資性收入有著不可忽視的影響，本文運用GM(Grossman -Helpman 1991)模型，通過比較靜態(tài)分析中證明在中國東部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術(shù)的研發(fā)和模仿傳遞過程中，發(fā)達地區(qū)和相對不發(fā)達地區(qū)勞動數(shù)量有利于減緩這種地區(qū)間工資性收入差距論文服務(wù)?，F(xiàn)在有許多文章研究發(fā)達地區(qū)和非發(fā)達地區(qū)之間勞動供給對相對工資的動態(tài)影響，其中最早的是Krugman（1979），在他的研究結(jié)論中顯示一個地區(qū)勞動供給的增加降低了該地區(qū)的相對工資。Grossman 和Helpman (1991a,b)內(nèi)生化了Krugman（1979）屬于外生的創(chuàng)新和模仿兩個變量得到一個地區(qū)勞動供給的增加可能引起相對工資的增加的結(jié)論。Lai(1995)在Grossman and Helpman(1991)的模型基礎(chǔ)之上對勞動做了技術(shù)性勞動和普通勞動二者之間進行了區(qū)分，結(jié)論顯示在一個地區(qū)技術(shù)性勞動工資的增加正相關(guān)于另一個地區(qū)的技術(shù)性勞動數(shù)量的供給，同時，一個地區(qū)普通勞動者的相對工資負相關(guān)于另一個地區(qū)的普通勞動者的供給數(shù)量。

中國的近些年的技術(shù)進步在國內(nèi)有一個較為普遍的傳遞規(guī)律，沿海地區(qū)地區(qū)由于存在多種優(yōu)勢，在先行引進或研發(fā)出新的產(chǎn)品后，通過地區(qū)間貿(mào)易，從東部地區(qū)產(chǎn)品貿(mào)易輸入到西部不發(fā)達地區(qū)，這種貿(mào)易對西部不發(fā)達地區(qū)的技術(shù)進步有著重要的作用。因為通過逆向工程（reverse engineering），西部地區(qū)能夠比較容易的根據(jù)東部已有的產(chǎn)品和結(jié)果畢業(yè)論文開題報告，逆向分析和推導(dǎo)出生產(chǎn)該產(chǎn)品具體的實現(xiàn)辦法，從而獲得或提高制造技術(shù)。在這種發(fā)達和不發(fā)達地區(qū)的貿(mào)易產(chǎn)品生命周期模型中，不發(fā)達地區(qū)的技術(shù)進步源于這種技術(shù)模仿。Connolly(2003)對這種不發(fā)達地區(qū)通過從發(fā)達地區(qū)進口產(chǎn)品來進行模仿提高技術(shù)進行了實證研究，結(jié)論得到了支持。

為簡化分析過程但不改變其結(jié)論，把國內(nèi)分為發(fā)達和不發(fā)達兩個地區(qū)，假設(shè)不發(fā)達地區(qū)對產(chǎn)品的模仿能力僅僅取決于發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)品種類數(shù)量，在這個假設(shè)基礎(chǔ)之上，分析勞動供給對不發(fā)達地區(qū)和發(fā)達地區(qū)間相對工資的影響。得到勞動供給的增加對發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)相對工資有著不同的影響方向。這意味著勞動力價格在市場機制調(diào)解下地區(qū)間工資性收入差距應(yīng)該縮小的傳統(tǒng)結(jié)果在這里同樣得到體現(xiàn)，但是其中的道理并不像傳統(tǒng)靜態(tài)模型那么簡單。這些將在后面得到具體的說明。

二 模型分析過程

本文假設(shè)不發(fā)達地區(qū)的模仿生產(chǎn)能力完全取決于發(fā)達地區(qū)產(chǎn)品種類數(shù)量的情況下，利用Grossman-Helpman原始模型對相應(yīng)參數(shù)假設(shè)更改后進行比較靜態(tài)分析，來研究勞動供給對相對工資的影響，然后給出經(jīng)濟上的解釋和總結(jié)。

假設(shè)經(jīng)濟由發(fā)達和不發(fā)達兩個地區(qū)組成，兩個地區(qū)都能夠生產(chǎn)消費品。發(fā)達地區(qū)具有發(fā)明新產(chǎn)品的能力，不發(fā)達地區(qū)不能發(fā)明新產(chǎn)品但是能夠模仿發(fā)達地區(qū)發(fā)明的新產(chǎn)品。假設(shè)發(fā)達地區(qū)和不發(fā)達地區(qū)的每個消費者都最大化跨時期效用。

跨期預(yù)算約束為：

在這里是即期效用，變量，r,,,,n ,分別代表時間偏好、利率、消費、工資性收入、財產(chǎn)性收入、不同類別的產(chǎn)品數(shù)量以及對第j種產(chǎn)品的消費量；其中，下標分別代表東部發(fā)達地區(qū)和西部不發(fā)達兩個地區(qū)。另外，在這里因為偏好在不同地區(qū)是相同的，同時資本是可以完全流動的在不同地區(qū)之間。因此時間偏好參數(shù)和利率參數(shù)在不同地區(qū)也是一致的。上面最優(yōu)化的問題可以分解為兩個階段，在第一階段，解出每個家庭的靜態(tài)最優(yōu)化問題，即每個家庭最大化即期效用，此時有：

在這里為產(chǎn)品j的價格，解這時的最優(yōu)化問題得到下式：

（1）

這里表示任何兩種產(chǎn)品之間的替代彈性畢業(yè)論文開題報告，加總每個地區(qū)對j產(chǎn)品的需求，j產(chǎn)品的總需求為：

（2）

在這里表示總需求。

在第二階段，最大化跨期效用有：

（3）

變量上方的點表示變量對時間的微分。為使表達式簡單，在這里可以講總消費標準化為因此有：

（4）

此即為通常情況下的最優(yōu)化條件，利率等于時間偏好系數(shù)。

對生產(chǎn)者，每個企業(yè)掌握生產(chǎn)一種產(chǎn)品的技術(shù)，能夠用一單位的勞動生產(chǎn)出來一單位的產(chǎn)品論文服務(wù)。這樣投入生產(chǎn)的總勞動量在發(fā)達地區(qū)是，同時在不發(fā)達地區(qū)為，這里代表發(fā)達地區(qū)的發(fā)達地區(qū)生產(chǎn)的產(chǎn)品種類， 表示不發(fā)達地區(qū)模仿生產(chǎn)的產(chǎn)品種類。 表示各發(fā)達地區(qū)產(chǎn)量， 表示不發(fā)達地區(qū)仿制的產(chǎn)量。

由于歷史和制度性阻礙因素的存在，再假設(shè)發(fā)達地區(qū)企業(yè)的工資率高于不發(fā)達地區(qū)的工資率即,再選擇適當?shù)膯挝皇垢髯缘貐^(qū)的所有的產(chǎn)品價格相等，并且在兩個地區(qū)的價格均采用成本加成定價法：

(5)

這里表示在地區(qū)i生產(chǎn)的產(chǎn)品價格。由于實行的成本加成定價法，一旦發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)品被不發(fā)達地區(qū)的仿制出來，該種產(chǎn)品就在不發(fā)達地區(qū)被生產(chǎn)。從（5）式中在i地區(qū)各自的利潤為：

(6)

這里表示在地區(qū)i的售賣數(shù)量。

根據(jù)Romer(1990)和Grossman-Helpman模型，每單位時間產(chǎn)生出來的新產(chǎn)品數(shù)量為：

（7）

這里表示在地區(qū)i的總勞動量， 表示在創(chuàng)新活動中勞動需要的參數(shù)。同樣，在不發(fā)達地區(qū)每單位時間產(chǎn)品被模仿的數(shù)量為：

（8）

這里代表仿制活動中需要的勞動參數(shù)，是仿制活動中的知識存量。Grossman-Helpman假設(shè)=，由于國內(nèi)統(tǒng)一市場的存在，在本文中假設(shè)=，這意味著不發(fā)達地區(qū)的知識存量取決于發(fā)達地區(qū)產(chǎn)品種類的數(shù)量而不是僅僅取決于本地區(qū)的產(chǎn)品數(shù)量。不發(fā)達地區(qū)產(chǎn)品的購買數(shù)量直接關(guān)聯(lián)著發(fā)達地區(qū)產(chǎn)品數(shù)量，因此從發(fā)達地區(qū)的進口對不發(fā)達地區(qū)的仿制生產(chǎn)有著重要的作用。這種對技術(shù)模仿的假設(shè)也被Jensen(1986)使用過，不過使用的目的是研究產(chǎn)品生命生命周期。

假設(shè)不發(fā)達地區(qū)的企業(yè)是隨機選擇發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)品進行仿制畢業(yè)論文開題報告，因此模仿率可以簡單的定義如下：

有了上面的這些等式，再來考慮各個均衡條件，首先考慮到各個地區(qū)勞動市場出清的情況。從（7）式和（8）式中，勞動市場出清意味著：

（9）

（10）

相應(yīng)的，這里表示創(chuàng)新產(chǎn)品的增加率。

下面再考慮到資本市場的出清，即各地區(qū)不能產(chǎn)生資本套利行為時有：

（11）

這里，代表創(chuàng)新生產(chǎn)計劃帶來的投資量，這個等式表示短期利率加上資本所得等于風(fēng)險調(diào)整利率。同樣在不發(fā)達地區(qū)無套利條件下市場出清時有：

(12)

這里，表示在不發(fā)達地區(qū)從事仿制生產(chǎn)某種產(chǎn)品的投資量，值得注意的是不發(fā)達地區(qū)因為在模仿性生產(chǎn)活動中沒有風(fēng)險，所以沒有風(fēng)險因子出現(xiàn)。在均衡中，發(fā)達地區(qū)的創(chuàng)新活動是一個正值，還可以表示如下：

（13）

均衡中，在不發(fā)達地區(qū)同樣在有：

（14）

把上面的（4）、（6）、（9）以及（13）帶入（11）式中，在靜態(tài)中有，在發(fā)達地區(qū)綜合均衡條件如下：

（15）

從上面的推導(dǎo)過程中，可以知道這個等式意味著勞動市場均衡，產(chǎn)品市場均衡以及資本市場均衡。

同樣對不發(fā)達地區(qū)，把（4）、（6）、（10）以及（14）帶入（10）中得到不發(fā)達地區(qū)的靜態(tài)均衡等式：

（16）

將（9）式同（10）合并，并帶入（2）式和（5）式，

（17）

上式分別對、取微分得到：

（18）

（19）

其中：，

在每個方程的第一項兩個地區(qū)為從事制造業(yè)所需勞動力數(shù)量相對需求變化的間接效應(yīng)，第二項為每個地區(qū)從事研發(fā)或模仿活動對另一個地區(qū)勞動力數(shù)量變化的間接效應(yīng)，第三項為各自地區(qū)從事技術(shù)研發(fā)或模仿對本地勞動力數(shù)量需求變化的間接效應(yīng)畢業(yè)論文開題報告，最后一項為勞動力數(shù)量增加帶來的直接效應(yīng)。間接效應(yīng)是指勞動力數(shù)量增加帶來了研發(fā)活動的增加，以及由此產(chǎn)生的和的變化反過來又影響勞動力的相對需求。直接效應(yīng)是指勞動供給量的增加，帶來了商品供給量的增加，因此帶來了商品價格和相對工資的降低。從（18）和（19）式可以看出，勞動量的變化通過4個渠道來引起相對工資的變化。例如，在不發(fā)達地區(qū)勞動量的增加引起相對工資的變化，是通過一連串的影響來實現(xiàn)的，首先從事制造業(yè)不發(fā)達地區(qū)同發(fā)達地區(qū)相對勞動力數(shù)量需求（第一項）增加，鼓勵發(fā)達地區(qū)創(chuàng)新活動的增加（第二項）帶來發(fā)達地區(qū)相對工資增加，這又帶來不發(fā)達地區(qū)模仿活動（第三項）增加進而帶來不發(fā)達地區(qū)的相對工資的上升，同時由于增加了商品的供應(yīng)（第四項）降低了商品的價格帶來了不發(fā)達地區(qū)相對工資的降低。

在（18）（19）式中，、的變化對相對工資帶來正的負的效應(yīng)同時存在，對相對工資的總影響究竟是正還是負僅從這個式子中無法確定，因此，為確定具體的影響，把（15）（16）式代入到（17）式中：

上式分別對、取微分得到：

繼續(xù)求解：

其中：

由上面可導(dǎo)出：

（20）

由此，前面（18）、（19）式顯示了勞動供給對相對工資的影響渠道，上面的不等式（20）得到了一個明確的影響結(jié)果。即發(fā)達地區(qū)相對工資同勞動的供給成正相關(guān)，而在不發(fā)達地區(qū)相對工資同勞動供給負相關(guān)論文服務(wù)。

三 解釋和結(jié)論

可見，通過在GM模型中模仿生產(chǎn)決定條件的改變，使產(chǎn)生的結(jié)果和GM模型有比較明顯的區(qū)別，在GM模型中，勞動供給的增加對發(fā)達和不發(fā)達地區(qū)間的相對工資沒有明確的影響，在這里為得出的結(jié)果做一個解釋。

當時畢業(yè)論文開題報告，從（18）、（19）式的比較靜態(tài)分析中，勞動供給對相對工資的影響是通過四個渠道老實現(xiàn)的，首先來看（18）式，當發(fā)達地區(qū)的勞動供給數(shù)量增加時，研發(fā)部門得以擴張使g增加，存量增大，模仿活動增加從而有增加，使得降低相對工資的間接影響相對于被部分抵消。下面再觀察（19）式，當不發(fā)達地區(qū)的勞動力數(shù)量增加時，模仿活動受到鼓勵使增加。如果是在GM模型情況下的，模仿的生產(chǎn)效率增加。但是在時，模仿的生產(chǎn)效率不會增加，而且，隨著模仿率的增加，減少使模仿的生產(chǎn)效率受到抑制。這樣，增加對相對工資的間接影響相對于的情況被部分抵消。

可見，通過這個更符合現(xiàn)實的技術(shù)模仿活動決定條件后，得到了一個明確的結(jié)論，勞動力數(shù)量對相對工資的直接影響占主要部分，在發(fā)達地區(qū)勞動供給的增加相應(yīng)增加了相對工資，在不發(fā)達地區(qū)勞動力供給的增加卻降低了不發(fā)達地區(qū)和和發(fā)達地區(qū)的相對工資比率。

從上面的模型中可知，在不考慮其他非市場因素時，這種基于產(chǎn)品生命周期的分析視角上看，勞動供給數(shù)量的增加應(yīng)該對這種地區(qū)間工資性收入差異有趨同的趨勢。中國在三十年的經(jīng)濟增長中畢業(yè)論文開題報告，勞動力人口處不斷上升的過程中，在上面的模型中做靜態(tài)分析時，假設(shè)地區(qū)之間的勞動力由于非市場因素，勞動力流動受到阻礙。實際上，由于在勞動力地區(qū)之間的流動障礙不斷地在減小，東西部的工資差異導(dǎo)致勞動力數(shù)量大量從不發(fā)達地區(qū)到發(fā)達地區(qū)的轉(zhuǎn)移，在轉(zhuǎn)移過程中，發(fā)達地區(qū)的勞動供給在增加，這種增加會增加比率而減少地區(qū)間工資差異，同時在不發(fā)達地區(qū)的勞動供給相對降低，從上面的結(jié)論可知，在不發(fā)達地區(qū)勞動供給的降低會使不發(fā)達地區(qū)的相對工資上升，也有減少地區(qū)間工資差異的趨勢。

正如文獻綜述中介紹的情況，中國出現(xiàn)地區(qū)間收入差距的擴大應(yīng)該從非市場因素去尋找原因，市場經(jīng)濟條件下勞動力從不發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)的大量轉(zhuǎn)移不但不是加劇東西部收入差距的原因而是起到了改善東西部收入差距擴大的作用。

參考文獻

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收入與消費論文范文第4篇

中國發(fā)展高層論壇2011年會在北京舉行。在論壇第三單元“財政政策與公共財政體制改革”中，財政部部長謝旭人詳細解讀了當前中國財政政策。

謝旭人說，2011年，是世界各國繼續(xù)應(yīng)對國際金融危機，促進經(jīng)濟回升向好的關(guān)鍵一年，也是中國保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展、加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的關(guān)鍵一年。從國際看，世界經(jīng)濟將繼續(xù)恢復(fù)增長，但復(fù)蘇的基礎(chǔ)不牢固，不穩(wěn)定不確定因素仍然較多。從國內(nèi)看，中國仍處于重要戰(zhàn)略機遇期，經(jīng)濟社會發(fā)展的基本面和長期向好的趨勢沒有改變，但經(jīng)濟運行中一些長期問題和短期問題相互交織，體制性矛盾和結(jié)構(gòu)性問題疊加在一起，加大了宏觀調(diào)控的難度。中國發(fā)展面臨的形勢仍然十分復(fù)雜。

基于此，中國政府明確提出，2011年要保持宏觀經(jīng)濟政策的連續(xù)性、穩(wěn)定性，提高針對性、靈活性、有效性，實施積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，處理好保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展、調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、管理通脹預(yù)期的關(guān)系，更加注重穩(wěn)定物價總水平，防止經(jīng)濟出現(xiàn)大的波動。

中國政府強調(diào)要保持財政政策的連續(xù)性、穩(wěn)定性，主要是考慮到世界經(jīng)濟增長仍面臨較大不確定性，我國經(jīng)濟由回升向好向穩(wěn)定增長轉(zhuǎn)變還需要政策支持。完成應(yīng)對國際金融危機中實施的建設(shè)項目，啟動“十二五”規(guī)劃重大項目，加強經(jīng)濟社會發(fā)展的薄弱環(huán)節(jié)，都需要財政增加投入。因此需要保持適度的財政赤字和國債規(guī)模，保持一定的財政政策刺激力度。與此同時，也要根據(jù)新形勢，增強財政政策措施的針對性、靈活性和有效性。雖然今年仍然繼續(xù)實施積極的財政政策，但在政策的力度上要更加合理的把握，今年財政赤字規(guī)模比去年進一步有所下降，也降低了赤字率。這樣安排既考慮了鞏固和發(fā)展應(yīng)對國際金融危機沖擊成果、保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展的需要，也體現(xiàn)了促進財政可持續(xù)發(fā)展的要求。在政策的著力點上，更加注重促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化，更加突出保障和改善民生，更加重視穩(wěn)定物價總水平，同時積極防范財政風(fēng)險。

2011年繼續(xù)實施積極的財政政策，將著重把握以下五個方面：

收入與消費論文范文第5篇

關(guān)鍵詞：十二五，稅制改革，財政

 

一 “十二五”時期我國財政稅收發(fā)展的背景和要求

1我國在“十一五”時期稅制改革取得的成就

到“十一五”時期結(jié)束，我國在稅制方面基本統(tǒng)一，在這一時期的稅制改革不亞于1994年的稅制改革。例如在稅制改革中：增值稅從生產(chǎn)型向消費型進行了徹底轉(zhuǎn)型；成品油稅（即燃油稅）納入了消費稅，從實施的效果來看，該方法是十分成功的；出口退稅中，解決了很多歷史欠賬問題等等，這些都表明我國的稅制改革在“十一五”期間取得了很大的成就。“十一五”期間，經(jīng)濟迅速增長，這同我國的稅制是密不可分的，我國能在2008年的金融危機中經(jīng)濟迅速恢復(fù)，很大程度上依賴于稅制，而且在”十一五“期間，我國的稅收征管水平大大提高，有力的支撐了國家財政收入。

2目前我國稅收體制的一些問題

（1） 稅收收入持續(xù)高速增長

稅收收入規(guī)模是衡量稅收體制是否合理的一個重要指標，根據(jù)公共財政的原理，稅收收入的合適規(guī)模應(yīng)根據(jù)經(jīng)濟社會發(fā)展階段所需的公共產(chǎn)品和服務(wù)所確定。過低的稅收收入規(guī)模必然影響政府職能的實現(xiàn)和經(jīng)濟社會的運行。過高的稅收收入規(guī)模則意味著私人部門收入規(guī)模的下降，從而影響私人投資和消費，進一步影響經(jīng)濟和社會的運行。近年來，我國稅收收入規(guī)模持續(xù)高速增長，1995―2009年名義GDP平均增幅13.9%，而稅收收入平均增幅17.9%，超出了GDP4%的增長率，稅收占GDP的比重從1995年的9.9%一路上升到2009年的17.7%。我國財政收入的“超收”規(guī)模不斷增大。

（2） 現(xiàn)有的稅制結(jié)構(gòu)不利于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，不利于調(diào)節(jié)貧富差距

貨物與勞務(wù)稅、所得稅和財產(chǎn)稅是構(gòu)成稅收制度的三大主要稅系。而貨物與勞務(wù)稅不利于調(diào)節(jié)貧富差距，而且延伸不夠，不利于第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。我國現(xiàn)有的個人所得稅仍實行分類征收，難以綜合反映個人的收入情況，也無法在費用扣除中將其合理支出充分體現(xiàn)，從而無法真正的對個人收入差距進行有效調(diào)節(jié)。財產(chǎn)稅被認為具有調(diào)節(jié)貧富差距的作用，而我國在這領(lǐng)域仍是空白，即稅收對居民財產(chǎn)差距的調(diào)控仍處于缺位狀態(tài)。

（3） 分稅制對經(jīng)濟發(fā)展的阻礙越來越大

1994年的分稅制財稅體制改革的一項重要內(nèi)容便是建立一種新的中央與地方稅收收入分配制度。事實證明，分稅制在中央集中更多的收入加強宏觀調(diào)控、調(diào)節(jié)地區(qū)間差距和調(diào)動地方發(fā)展經(jīng)濟的積極性方面發(fā)揮了重要的作用。然而，隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化，分稅制的負面效應(yīng)開始日益呈現(xiàn)。

3我國在“十二五”期間的主題同主線

我國在“十二五”期間的主題是“科學(xué)發(fā)展”，主線為“加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變”。在我國，由于仍然處于社會主義初級階段，這一基本國情決定了我國當前的首要任務(wù)仍然是發(fā)展，發(fā)展是第一要務(wù)，是解決我國所有問題的關(guān)鍵。

我國“十二五”期間基于這樣的主題和主線，對我國的財稅體制提出了三點基本要求。第一，要求財稅體制更好的服務(wù)于發(fā)展。我國的財稅體制要支持主題和主線，并為其服務(wù)，在鞏固和擴大應(yīng)對金融危機的重大成果的基礎(chǔ)上，更好的發(fā)揮作用，“十二五”時期我國的稅制要更多的專注民生問題。第二，要求加快財稅體制改革。結(jié)合中國快速發(fā)展的三十年經(jīng)驗，改革后的中國稅制，仍然要以市場經(jīng)濟為主，政府調(diào)控為輔。第三，要求財稅體制更好的發(fā)揮職能。

二 “十二五”時期稅制改革的幾點看法

基于以上對我國“十二五”時期我國財稅體制發(fā)展的背景和要求分析，為適應(yīng)我國“十二五”期間經(jīng)濟發(fā)展的要求，我國的稅制需要大規(guī)模的進行改革，建設(shè)中國特色社會主義稅收體制，更好的服務(wù)于我國經(jīng)濟發(fā)展。

1“十七屆五中全會” 關(guān)于我國稅制改革思路

（1） 建立一個科學(xué)的稅制體系。貨物和勞務(wù)稅、行為稅和所得稅三大稅系在 一定意義上重構(gòu)，并以財產(chǎn)稅作為補充。目前的稅種過多，有些稅種存在重復(fù)性，可以合并，因此將來的稅種數(shù)目會減少。

（2） 建立一個有效的稅收調(diào)控體系。做好這一點首先要有一個整體設(shè)計，然后需要做好同其他財政的協(xié)調(diào)配合。該稅收調(diào)控體系要更多的關(guān)注社會上的熱點問題，如如何促進資源節(jié)約、環(huán)境保護，如何擴大結(jié)業(yè)和如何支持第三產(chǎn)業(yè)等。

（3） 建立完善的地方稅制體系。建立一個有效的地方稅制體系，在國際上地方稅收通常以財產(chǎn)稅為主，尤其以財產(chǎn)稅中的房產(chǎn)稅為主。我國地方稅在這一方面還不健全，需要完善。

2“十二五”期間對我國具體稅種改革的一些預(yù)測

（1）改革貨物與勞務(wù)稅。貨物與勞務(wù)稅應(yīng)有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展和服務(wù)業(yè)發(fā)展，該稅種的改革最終要縮減或以致取消阻礙第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的營業(yè)稅，將營業(yè)稅科目并入增值稅，調(diào)整消費稅的范圍和稅率等。但是貨物與勞務(wù)稅在改革中是最為困難的，我們從中可以觀察到很多問題，比如增收稅稅率的確定問題、增值稅改革是否先試點再整體進行、增值稅改革后怎么劃分國家和地方的征管權(quán)限等等?？萍颊撐模斦?。這些問題都是有待我們商榷和測算的。

（2）改革個人所得稅?？萍颊撐?，財政?？萍颊撐?，財政。個人所得稅近些年來越來越被人們所關(guān)注，由于該稅種在很多方面都不合理，該稅種的改革是必然的?？萍颊撐?，財政。個人所得稅的模式需要改革，從分類的模式轉(zhuǎn)變?yōu)榫C合同分類相結(jié)合的模式，當然綜合是一定程度上的綜合?？萍颊撐模斦?。個人所得稅的征管方式和稅率都需要調(diào)整。

（3）改革地方稅種。在地方上我國應(yīng)該繼續(xù)推行“費該稅”制度，例如將排污費改為環(huán)境保護稅。資源稅實行從價定率與從價定量相結(jié)合等，地方財政部門對此改革方式的要求較高。在資源稅中，房產(chǎn)稅的社會爭議很大，因此還沒有一個具體的條文出臺，在未來“十二五”期間，筆者認為仍應(yīng)研究推行。

三 我國的稅制改革作用

基于對我國稅收政策目標的認識，筆者認為新的稅制改革應(yīng)起到以下作用。

1稅收體制改革應(yīng)有助于健全財政。健全財政是財政政策有效發(fā)揮作用的基礎(chǔ)。我國在“十一五”時期有了稅收在財政中發(fā)揮作用的實踐經(jīng)驗，在“十二五”期間，稅收體制更應(yīng)有助于健全財政，使得財政更好的發(fā)揮宏觀調(diào)控的作用。

2稅收體制改革應(yīng)使稅收結(jié)構(gòu)更好的發(fā)揮自動穩(wěn)定器的作用。稅收是經(jīng)濟自動穩(wěn)定器的主要方式，更好的發(fā)揮自動穩(wěn)定器的作用，將更有利于我國經(jīng)濟的發(fā)展。

3新的稅收體制應(yīng)促進加快經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。經(jīng)濟發(fā)展仍然是我國“十二五”時期的主題，經(jīng)濟發(fā)展發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變時我國當前經(jīng)濟發(fā)展的主要任務(wù)，新的稅制必須促進與適應(yīng)我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

4 新的稅制需要完善地方稅收體系。中國式土地財政對經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變已經(jīng)產(chǎn)生了負面影響。地方政府出于對土地出讓金收入的考慮，對轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式動力不足，也可能不利于財政政策的實施。因此迫切需要重構(gòu)政府間財政關(guān)系，改變地方財政過多的依靠賣地收入的現(xiàn)狀。

四 總結(jié)

我國在十七屆五中全會提出了稅制改革的思路，我們可以從中看出在“十二五”期間我國稅制改革的動向，通過分析我國稅制存在的問題可以看出，我們迫切要求對現(xiàn)有稅收體制改革，以適應(yīng)我國經(jīng)濟發(fā)展的需要。通過稅制改革的一些預(yù)測，我們可以了解在稅制改革中，阻力很大，問題很多，一些困難難以解決?？萍颊撐?，財政。這就要求我們努力的克服困難，解決問題。在“十二五”期間，努力實現(xiàn)我國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型的同時，在我國稅制改革上取得優(yōu)秀的成績，最終建設(shè)一項有助于健全財政，增強自動穩(wěn)定器，促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變與完善地方稅收體系的稅制。

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