城鎮經濟與管理論文范文

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第1篇

論文關鍵詞：非基本生活消費，ELES模型，貢獻率，自適應預期模型

 

問題的提出[①]

消費是經濟發展的動力，是拉動經濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費

圖1 河南省消費不足的邏輯推理

率），按照著名發展經濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%―15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統計2009年河南省城鎮居民家庭恩格爾系數為34.2%，依據聯合國糧農組織提出的恩格爾系數標準，河南省城鎮居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經開始由生存型向享受發展型轉變，基生活消費已經基本穩定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。

一、基于非基本生活消費模型分析

1、非基本生活消費的概念及界定

生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發展非基本生活消費。本文參考了《消費經濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發展和發揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。

2、擴展線性支出系統（ELES）下非基本生活消費的模型構建

假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，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，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。非基本生活消費的ELES模型需求函數[②]：

參數是邊際消費傾向，滿足：0<βi<1，<1

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993―2008按收入水平分組的河南省城鎮居民消費支出的截面數據，為了修正和避免數據出現異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數論文服務。

通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：

2008年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2

2007年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286

2006年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506

2005年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.

2004年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39

2003年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數

tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75

2002年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13

2001年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59

2000年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385

1999年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7

1998年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07

1997年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539

1996年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783

1995年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.

1994年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89

1993年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729

1992年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數

tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42

匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：

表1 1993-2008年河南省城鎮居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元

 

類別

年份

CE

a*

b*（β*i）

BLCi(BLC)

NBLC

2008

8837.46

1475.782

0.562177

3370.727

5466.733

2007

7826.72

1268.192

0.593939

3123.156

4703.564

2006

6685.18

1603.482

0.511453

3282.145

3403.035

2005

6038.02

1209.152

0.541007

2634.358

3403.662

2004

5294.19

1197.215

0.522404

2506.753

2787.437

2003

4941.60

955.1838

0.562634

2183.946

2757.654

2002

4504.68

1417.536

0.480717

2729.795

1774.885

2001

4110.17

676.3441

0.651922

1943.082

2167.088

2000

3830.71

814.1469

0.633153

2219.309

1611.401

1999

3497.53

745.6160

0.607170

1898.063

1599.467

1998

3415.65

882.5848

0.605248

2235.796

1179.854

1997

3378.02

590.5870

0.681768

1855.838

1522.182

1996

3009.35

596.1219

0.635379

1634.908

1374.442

1995

2673.95

622.2854

0.615177

1617.069

1056.881

1994

2155.15

359.2111

0.684511

1138.585

1016.565

1993

1609.26

393.4778

0.608181

1004.234

605.0264

1992

1342.58

260.5322

0.674353

第2篇

公共管理論文2300字(一)：基于從公共管理角度探討數字化城鎮管理論文

【摘要】隨著大數據時代的到來，數字化城鎮管理成為了公共管理領域內一種新型的管理模式，促使城鎮管理方法和技術發生了較大的變革，進一步推動了政府管理創新的發展。但在目前我國數字化城鎮管理還存在一些不足，影響公共管理職能的發揮，因此本文通過闡述數字化城鎮管理的重要意義，分析數字化城鎮管理存在的問題和缺陷，并基于公共管理的角度上，提出加強數字化城鎮管理水平的相關措施，旨在促使數字化城鎮管理向前發展，為城鎮化進程加速前進奠定基礎。

【關鍵詞】公共管理；數字化；城鎮管理

當前我國城鎮化進程正不斷盡快，城鎮管理在公共管理中的重要性越來越突出。為了保障城鎮化政策結果的實效性以及順應數字化時代的發展要求，必須要轉變傳統的城鎮管理方式，發展現代化、數字化管理模式。因此相關工作人員需要明確數字化城鎮管理的意義，分析其存在的不足，采取有效措施以實現高水平的數字化城鎮管理，促進我國城鎮可持續發展。

一、數字化城鎮管理的重要意義

數字化城鎮管理是貫徹落實科學發展觀的集中體現，是基于數字化城市管理演變而來的一種新公共管理模式。其主要是利用先進的科學信息技術手段以及信息管理系統，對涉及到社會公共利益以及人民群眾利益的城鎮問題進行處理，變革城鎮管理水平和體制，充分適應中國特色社會主義的發展趨勢。因此數字化城鎮管理有利于進一步推動社會主義城鎮化發展，整合城鎮資源，建設特色城鎮。另外我國在城鎮化進程中面臨著諸多挑戰和困難，實行數字化城鎮管理則有利于解決傳統的城鎮管理問題，同時能夠實現精準定位管理目標的時間和空間，減少巡查及處置人員，降低管理成本，有效提高管理效率和水平。

二、數字化城鎮管理存在的不足

現階段由于我國城鎮化正處于加速發展階段，對城鎮管理信息系統的開發和應用處于探索和實踐期，并且在公共管理中對城鎮管理的職能和觀念有待轉變和提升，所以在數字化城鎮管理進程中，出現了以下不足：

（1）公共機構職能出現重疊，管理效率較低。這種現象產生的主要原因即是公共管理機構的職能劃分存在不明確、公共管理機構改革不徹底以及上級機構管理不科學等造成的。

（2）城鎮管理信息化發展不均衡，存在資金、人才短缺的現象。雖然我國已經開始了城鎮信息化建設，并取得了一定的成就，但從實際上來看，基層城鎮管理機構的信息化水平仍然相對較低，而且由于管理專項資金以及公共管理人員的缺失，導致基層管理機構與上級機構信息化發展存在差距，導致數字化管理存在較大的難度。

（3）數字資源缺乏整合、統一規劃。數字化城鎮管理是一項較為龐大的管理系統，涵蓋了大量的信息數據，并且與多個管理部門具有密切的聯系。所以數字信息資源整合是非常重要的。不過在實際管理中，城鎮公共管理對數字資源的整合力度不夠，沒有實行統一規劃，就導致了數字信息相對獨立，影響管理工作的協調開展。

三、基于公共管理角度提高數字化城鎮管理水平的措施

（一）優化城鎮公共管理機構職能

基于公共管理的角度實現數字化城鎮管理即是要優化城鎮公共管理機構的職能，針對當前城鎮管理中存在的人員冗雜以及機構繁多等現狀，要進行職能整合和重新劃歸，同時要在數字化城鎮政府機構的基礎上，明確各個職能機構的工作任務和職責，將城鎮管理的各個方面落實到具體機構、具體人員，保障管理機構層次扁平化，提高管理人員的工作積極性和效率，切實解決群眾生產生活難題。比如針對城鎮民眾普遍關心的交通、商業發展以及農業用地規劃等，進行信息公示，接收民眾意見反饋，通過信息技術合理布設城鎮格局等，提高公共管理水平。

（二）加強城鎮公共管理隊伍建設，培養數字化人才

數字化城鎮管理是一項集合了技術、管理、人文以及經濟的系統性工程，在公共管理角度上來看，需要進一步改革管理體制和機制，實現政府組織機構以及其運行方式、行政流程等有效重組和再造。這一過程則需要管理隊伍具有高素質和高水平管理能力。因此政府要精簡公共管理機構，節省資金，大力發展數字化基礎設施建設，并通過培訓、教育學習、經驗交流等方式提高管理人員的數字化、信息化技術能力，培養信息素質打破傳統思維模式，積極協調業務工作，在信息技術的基礎上進行數字化管理。比如公共管理機構要加強人才招聘和培養，從管理理念以及信息技術兩方面制定人才培養計劃，為數字化城鎮管理提供人才支持，從而提供更加優質的公共服務。

（三）建立科學的數字化城鎮管理體系

數字化城鎮管理涉及到的范圍和內容相對較廣，比如信息技術的合理應用、政府組織機構、管理人員職能整合等。因此需要進行科學規劃，建立完善的、可靠的數字化城鎮管理體系。政府機構要發揮帶頭作用，建設完備的信息服務基礎設施、明確公共管理機構的職能、任務，還要針對當前城鎮管理中存在的突出問題進行服務優化，如開展遠程辦公，打破時間、空間限制，提高公共服務效率和質量。同時管理人員可以采用信息技術，根據城鎮建設特點科學劃分管理范圍，做到全方位的城鎮公共管理，及時處理城鎮管理問題和缺陷，管理人員要基于數字化信息的反饋功能，深入基層協調公共管理矛盾，強化管理職能。另外可以通過研發建立城鎮管理軟件，實現信息快速收集、信息共享等，及時了解人民群眾的真實需求，為城鎮管理決策提供有效依據和支持。

四、結束語

綜上所述，數字化城鎮管理是公共管理發展的必然趨勢，也是我國現代城鎮化發展的要求。因此需要政府機構發揮領導作用，帶領各公共管理機構在公共部門體制改革的背景下進行職能轉變、加強信息化建設、培養數字化管理人才、構建數字化城鎮管理體系，從而推動我國城鎮化可持續發展。

公共管理畢業論文范文模板(二)：論新農村經濟建設中的公共管理論文

【摘要】隨著我國經濟實力的增強，城市得到了發展，我國有關部門越發重視對于新農村的建設。新農村能夠使農村居民的生活質量得到改善，在一定程度上使民生得到了保障。而在對于新農村進行經濟建設時，公共事業管理有著至關重要的作用，能夠為農村經濟發展提供支持。本篇文章分析了我國新農村經濟建設中公共管理過程中存在的問題，并提出了相關對策來進行解決，希望能夠提升我國新農村經濟建設公共管理水平，構建美好新農村。

【關鍵詞】新農村；經濟建設；公共管理

開展新農村建設是為了使農村適應社會發展新需要，改善農村的生活環境、居住質量、經濟水平、文化思想等，使農村煥發新面貌。但是，從現實情況來進行分析，目前我國新農村經濟建設中的公共管理水平較低，不利于我國建設新農村的目標順利實現，為此必須要提升公共管理水平。

一、新農村經濟建設中的公共管理存在的不足

（一）農村基層政府并沒有認識到公共管理的重要性

新農村建設是時展的必然，能夠為我國社會主義現代化的順利開展提供支持，需要中央政府和地方政府的共同關注。為此農村基層政府應該明確自身的職責，科學合理的開展新農村經濟建設工作。但是，目前部分基層政府并沒有認識到開展新農村經濟建設公共管理的重要性，對于國家出臺的相關政策一知半解，導致于基層政府無法為新農村經濟建設公共管理工作提供切實可行的幫助。為了改善這一情況，需要農村基層政府認識到公共管理的重要性，為新農村經濟建設的順利開展提供支持。

（二）農村經濟建設中投入的資金有待進一步提高

開展公共事業管理最主要的目標是改善農村居民貧窮的現狀，使農村居民的生活變得賦予，帶有一定的扶貧屬性。從目前我國各個地區的經濟水平來進行分析，大部分農村居民的經濟收入和城市依然有著較大的差異，為此我國農村的公共管理依然有著非常關鍵的作用。目前，大部分農村的經濟水平只達到了不用為生存犯愁的水平。而我國卻已經降低了在農業發展中投入的資金，這導致農村的經濟建設公共管理受到了不同程度的影響。我國在農村建設方面投入的資金降低，僅僅只能滿足農村公共管理開展的需要，比如說鋪設電網、修路等，只能提高公共基礎設施的水平，無法滿足人們日益增長的生活需求，人民的生活質量得不到提高，不利于農村的長期穩定發展。

（三）缺乏完善的法律法規來為公共事業的順利開展提供保障

第一，為了推動我國經濟的發展，使各行各業都能夠有所提升，我國制定了一些法律來保障公共事業工作的順利開展，但是隨著我國經濟水平的提升，我國公共管理事業得到了較快的發展，這些法律法規已經不能夠滿足公共事業進一步發展的需求，有關的政策包含的內容也并不全面，這并不利于農村公共事業的順利開展。第二，農村現有的法律法規體系也存在著一些不足，人們在生活中出現的問題無法依靠法律來進行解決，并且農村居民的法制觀念較低，對于法律的了解比較少，遇見事情不善于借助法律。第三，農村的市場經濟在發展的過程中并沒有專門的工作人員來進行就愛你督管理，大部分企業并不認為在農村內投入資金可以獲得收入，再加上在農村投資相關的法律比較少，農村能夠獲得企業投資的概率比較低，在這些因素的影響下，農村的經濟發展速度始終較慢。

（四）專業人才數量較少

由于農村的環境、薪資待遇等和城市都存在著較大的差異，大部分人才在進行就業時會選擇城市而非農村，農村中的人才數量比較少，這嚴重限制了農村經濟的發展，開展公共管理時沒有足夠的人才作為支撐。雖然地方政府出臺了部分法律法規以及政策對于基層政府進行了扶持，但是這也僅僅只是提升了農村居民的基礎設施和硬件條件，人才緊缺的現狀并沒有得到緩解。

二、提高新農村經濟建設中公共管理水平的措施

（一）政府要認識到公共管理的重要性

我國進行新農村經濟建設離不開人民群眾和當地政府的支持。為此，基層政府必須要對公共事業管理形成正確的認識，全面系統的了解開展公共管理需要進行的工作以及應該采取的工作方法。如果政府沒有立足于農村的實際情況隨意的規劃建設新農村，在進行新農村建設的過程中一定會出現問題，為此基礎干部必須要真真正正的了解農村的情況，因地制宜的開展新農村建設工作。并由人民進行監督，確保基礎政府能夠為人們提供公共質量的服務，使農村得到發展。

（二）加大對于農村公共事業的投入

我國農村公共事業發展水平比較低，主要是因為政府部門投入的資金和資源不多，農村的觀念比較落后，沒有認識到公共事業的重要性，進行公共事業發展時流于形式。為了推動農村公共事業的發展，必須加大對于農村公共事業的投入。這需要我國政府重視農村的基礎設施建設，確保農村有足夠的資金為公共事業的發展提供支持，使公共基礎設施能夠真正的為人們的生活提供幫助。除此之外，也要重視農村教育、文化、科學水平的提升，使農村更加全面的發展；國家要對于基層政府進行資金和政策上的扶持，我國農村地區經濟水平較低，公共事業發展緩慢，基層設施不足，為此農村是我國現代化建設工作的難點，只有加大對于農村公共事業的投入，才能夠使我國農村地區的經濟建設有足夠的資金作為保障，改善每一個農村居民的生活質量。

（三）提升農村居民的生活水平

從目前的情況來進行分析，我國的公共財政轉移支付體系有待進一步健全，為了縮短城市和農村的差異，就必須要加大力度進行公共財政轉移支付體系的建設，使農村的公共物品水平得到提升。這需要政府發揮自身的作用，對于轉移支付制度作出一定的整合。并增加對于農業發展的投入，使我國農村事業發展有種子的資金作為支持，有效提升農村居民的生活水平。

（四）完善相關的制度

農村的公共管理事業必須要有完善的制度來進行管理，只有這樣才能夠確保農村的公共管理事業得到落實，真正的發揮出作用。完善的制度和頒布的法律法規能夠為我國農村公共事業管理引入更多的資金，從源頭上改善我國農村居民的生活質量，為農村經濟的進一步發展提供支持。

（五）提高農村公共管理人員的專業水平

由于農村經濟水平較低，導致我國農村居民的受教育程度得不到提升。我國部分基層領導的文化水平不高，思想觀念沒有與時俱進，再加上農村領導層的年齡較大，并沒有新的年輕人加入到農村基層政府之中，導致新農村的發展缺乏人才作為支持，無法適應新時代市場經濟的快速發展。為此，必須要加大力度對于人才進行培養，提升農村公共管理人員的專業水平，并使我國農村居民的文化素養得到一定程度的提升，除此之外，政府還應該頒布政策鼓勵我國高校畢業生參加到基層工作之中，為農村公共事業的順利開展提供支持。

第3篇

論文關鍵詞：VEC模型，脈沖響應方差分解

改革開放三十年來，以財政支出為主要載體的社會經濟建設活動，帶來了我國前所未有的經濟持續高速增長。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濟持續增長不容忽視的問題。可見，在財政支出所具有的資源配置、收入分配和穩定經濟增長的三大職能中，收入分配職能并沒有得到良好的發揮和體現。那么，財政支出結構的變動對經濟增長和社會公平會產生什么樣的影響？在協調經濟增長與社會公平問題上，財政支出應怎樣安排呢？這不但是發達國家財務管理論文，也是轉軌國家和發展中國家經常爭論不休的問題。因此，本文試圖借助于向量誤差修正模型，系統地研究財政支出結構對經濟增長與社會公平[2]的動態影響機制。

一、文獻述評與理論分析

（一）文獻述評

從亞當·斯密開始，經濟學研究都強調經濟效率，而不太注意收入分配差距。只要經濟增長符合帕累托效率，就沒有壞處，哈耶克認為這就是經濟學研究的基本命題核心期刊。受其影響，西方學者們大多重視財政支出與經濟增長關系的研究，加之二戰后世界各國政府普遍把經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，而對于財政支出結構與社會公平關系的研究則明顯滯后。

對于國內研究而言，目前已有的關于財政支出結構對經濟增長與社會公平的影響研究還比較少。學者們大多側重于財政支出總量與經濟增長關系的研究，或者是財政支出結構與社會公平關系的研究，鮮有把經濟增長和社會公平作為一個整體來研究其與財政支出結構之間的關系。而且，在劃分財政支出結構的分類標準上大家還未達成共識，再加上對社會公平系數的界定和研究方法的不同，最終導致實證分析結論存在差異?？荑F軍、金雙華（2002）以基尼系數為社會公平指標，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論。孫文祥、張志超（2004）以城鎮對農村居民的人均收入差額與農村居民人均收入的比值作為社會不公平指數，構造了六個模型方程分別研究財政支出結構與經濟增長，財政支出結構與社會公平的問題，得出地方財政支出具有顯著促進經濟增長的作用，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濟增長和社會公平的貢獻具有顯著差異的結論。王莉、冉光和（2007）利用基尼數據等指標進行回歸分析，得出財政支出結構對城鄉居民之間收入差距呈負效應的結論。劉成奎、王朝才（2008）以城鄉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、農村居民收入的影響。冉光和、潘輝（2009）對全國居民、城鄉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論。

綜上所述財務管理論文，國內外關于財政支出結構對經濟增長和社會公平的影響研究基本上是圍繞財政支出結構與經濟增長，或者是財政支出結構與社會公平進行單一靜態研究。然而，追求經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。只考慮財政支出結構與經濟增長的關系而忽視社會公平的問題，或者離開經濟增長而單一的研究財政支出結構與社會公平的關系，得出的結論都可能有失偏頗。這是分析財政支出結構對經濟增長與社會公平影響不可或缺的研究思路?；诖耍疚膶⒃谇叭搜芯康幕A上，采用向量誤差修正模型、脈沖響應函數等動態分析方法系統考查財政支出結構變動對經濟增長和社會公平動態影響。

（二）理論分析

財政支出結構是指各類財政支出占總支出的比重。按照經濟性質不同，財政支出結構可以分為政府投資性支出、政府消費性支出和政府轉移性支出三種。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，直接構成社會總需求的一部分，通過乘數效應拉動經濟增長；從供給方面講，投資性支出會影響生產函數而間接拉動經濟增長，如基礎設施建設等支出會形成社會物質資本，從而解決制約經濟增長的瓶頸因素；科學、教育以及衛生等領域支出會形成人力資本，從而提高勞動者生產率，改善社會生產技術，促進經濟持續增長核心期刊。相反，轉移性支出具有兩面性，它不僅能促進經濟增長，也能熨平收入分配不均。具體地說，從需求方面講，轉移性支出直接增加居民可支配收入，擴大了社會總需求。同時財務管理論文，當社會收入分配差距拉大時，轉移性支出能夠縮小甚至彌補收入分配不均的缺口，穩定社會公平秩序。從供給方面講，轉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，在財政支出結構上，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、經濟增長指標以及財政支出結構指標共同構建VEC計量模型進行分析。各變量均為年度變量，并用GDP平減指數扣除物價因素的影響。由于中國統計年鑒中沒有GDP平減指數，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，GDP1978index表示1978年GDP指數（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，我國預算外支出結構不具有明顯特征，波動性較大，所以我們暫不考慮財政預算外支出，所有數據均來源于《中國統計年鑒2008》以及國研網教育版宏觀經濟年度統計數據庫。

（1）社會公平指標上我們選取全國居民收入基尼系數衡量。首先，選擇上梯形面積法計算城鎮居民和農村居民的基尼系數，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，具體計算公式為，G1G2分別表示農村居民和城鎮居民收入分配的基尼系數財務管理論文，P1P2分別表示農村居民和城鎮居民占總人口的比重，u1u2分別表示農村居民和城鎮居民的人均收入，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。

（2）經濟增長指標上我們選取國內生產總值增長率衡量。根據當年國內生產總值增長率=（當年國內生產總值指數-100）/100公式計算而得，其中以上年國內生產總值指數為100。

（3）財政支出結構指標上我們分別選取財政投資性支出、消費性支出以及轉移性支出各自占財政總支出的比重來衡量。依據官方統計數據，財政投資性支出包括基本建設支出、挖潛改造資金和科技三項費用、支農支出以及科教文衛支出等；財政消費性支出包括增撥企業流動資金、地質勘探費、工業交通等部門事業費、國防支出以及行政管理費等；財政轉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

GDP

國內生產總值增長率

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

財政轉移支出占財政支出比重

（二）研究方法

為了避免模型出現偽回歸現象，本文首先利用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩性，對非平穩變量進行處理，使之成為平穩時間序列。如果變量是單整的，借鑒Engle和Granger（1987）提出的協整理論進行Johansen協整檢驗，以確定財政支出結構與經濟增長、社會公平之間的長期穩定關系。進步利用Granger因果關系檢驗揭示變量之間因果關系，在此基礎上，建立向量誤差修正（VEC）模型，用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程，更加全面認識變量之間穩定的長期均衡關系和動態的短期關系；構造向量自回歸（VAR）模型，確定不同財政支出對經濟增長和社會公平的動態影響程度核心期刊。根據研究需要，構造出分析財政支出結構影響經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，對變量數據取自然對數。其中，i是滯后階數，n是樣本個數，是擾動向量。

模型1：

模型2：

三、實證檢驗結果與分析

（一）單位根檢驗與協整檢驗

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

表2 ADF檢驗結果

變量名

檢驗類型（c，t，k）

ADF檢驗值

伴隨概率p值

結論

lnGini

（c，t，0）

-2.0240*

0.0430

平穩

lnGDP

（c，t，3）

-3.9201*

0.0263

平穩

lnGIV

（c，t，0）

-3.2130

0.1023

非平穩

D（lnGIV）

（0，0，0）

-4.7690**

0.0000

平穩

lnGCS

（c，0，2）

-3.4119*

0.0198

平穩

lnGTR

（c，0，3）

-2.3022

0.1790

非平穩

D（lnGTR）

（0，0，2）

-3.2291**

0.0024

平穩

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；（2）*、**分別表示在5%、1%的顯著水平下拒絕原假設；（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序列，其它變量都是水平平穩序列，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協整關系。如果它們之間具有協整關系，則表示雖然在短期內它們具有各自的變動規律，但在長期內卻存在著共同的變化趨勢。根據AIC、SC信息準則以及似然比LR統計量確定最優滯后階數值為2。

表3 協整檢驗結果

原假設

特征根

Trace 統計量

Max-Eigen 統計量

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；趨勢假設：時間序列有均值和線性趨勢項，協積方程只有截距項。

（二）VEC模型估計

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

表4協整方程和誤差修正方程

協整方程

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。

需要指出，括號內數字為T檢驗值，基尼系數取對數為負數，所以模型1協整方程表明長期中財政投資性支出和轉移性支出與社會公平成正相關，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系。誤差修正方程表明社會公平變動偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度很慢。經濟增長率、財政投資性支出、消費性支出的一期滯后差分值和轉移性支出的二期滯后差分值對短期社會公平調整都有顯著影響。模型2協整方程表明財政支出對經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濟增長偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度更慢核心期刊。社會公平、財政支出以及前期經濟增長都對本期經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整關系，那么也一定存在某種形式的Granger因果關系，或單向的，或雙向的。協整分析得出的經驗方程只能表示變量之間存在相關關系或至少一個方向的因果關系，要想揭示變量之間的因果關系，還需通過Granger因果關系檢驗。

表5Granger因果檢驗結果

Null Hypothesis

Obs

F-Statistic

Prob

結論

LnGini does not Granger Cause LnGDP

26

3.72906

0.0291

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGini

1.85800

0.1710

接受原假設

LnGIV does not Granger Cause LnGDP

26

2.77932

0.0692

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGIV

3.96284

0.0238

拒絕原假設

LnGCS does not Granger Cause LnGDP

26

0.07063

0.9749

接受原假設

LnGDP does not Granger Cause LGCS

0.70548

0.5605

接受原假設

LnGTR does not Granger Cause LnGDP

26

3.05082

0.0537

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGTR

2.39282

0.1004

接受原假設

LnGIV does not Granger Cause LnGini

26

2.96578

0.0581

拒絕原假設

LnGini does not Granger Cause LnGIV

0.37126

0.7746

接受原假設

LnGCS does not Granger Cause LnGini

26

0.54046

0.6604

接受原假設

LnGini does not Granger Cause LnGCS

0.96788

0.4283

接受原假設

LnGTR does not Granger Cause LnGini

26

2.33310

0.0815

拒絕原假設

LnGini does not Granger Cause LnGTR

0.23638

0.8699

接受原假設

表5檢驗結果與ECM模型基本一致，在Granger因果關系上，我們取10%置信度水平可得到如下結論：（1）社會公平是經濟增長的Granger原因，經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雜，經濟增長導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濟增長互為Granger因果，這符合凱恩斯乘數-加速原理。（3）財政投資性支出與轉移性支出既是經濟增長的Granger原因財務管理論文，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造了平等的受教育和醫療保健等起點公平條件，轉移性支出為私人脫貧致富的最終實現創造了結果公平條件。

（四）脈沖響應和方差分解

Johansen協整檢驗、向量誤差修正機制以及Granger因果關系檢驗僅能說明變量之間的長期或短期關系，而我們更關心系統沖擊對各個內生變量變化的貢獻度和各個變量對沖擊響應的方向、時滯效應以及穩定過程。為此，我們可以通過脈沖響應比較各種財政支出對社會公平和經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濟增長的貢獻度。

表6VAR模型平穩性檢驗

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小于1，則其是穩定的。若模型不穩定，此時模型并不具有可逆性，脈沖響應函數的標準誤差是無效的。在考察變量響應之前，先檢驗VAR過程的穩定性，如表6所有根的模均小于1，可以肯定VAR過程是平穩的、可逆的。

圖1 基尼系數對一個標準差新息的響應 圖2 經濟增長率對一個標準差新息的響應

（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前十期產生正向影響，第六期達到最大值0.018494，從第十一期起轉為負向影響，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；財政轉移性支出標準差擾動對基尼系數產生負向影響，之后逐漸減弱，雖然其后過程有細微波動，但在整個沖擊響應階段保持微弱的負向影響，表明財政轉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的影響不穩定，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濟增長率交替產生正負影響，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濟增長先表現出引致效應，隨后產生擠出效應；財政消費性支出和轉移性支出的標準差擾動對經濟增長率產生正向影響財務管理論文，其后過程雖有波動，但在整個沖擊響應階段對經濟增長率保持正向影響，這表明財政消費性支出和轉移性支出對我國經濟增長具有穩定的引致效應，不存在擠出效應。

圖3 基尼系數方差分解圖4 經濟增長率方差分解

（3）由圖3可以看出，財政消費性支出和經濟增長對基尼系數的影響很小，基尼系數預測方差主要受其自身、財政投資性支出和轉移性支出的影響，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移性支出的影響都是逐漸增加，最終分別穩定在33%和13%。

（4）由圖4可以看出，經濟增長受其自身影響最大，除此之外基尼系數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%，而整個期間財政轉移性支出對其影響基本穩定在3%。

四、研究結論與政策建議

經濟增長和社會公平是構建和諧社會可持續發展的重要基石。在社會公平與經濟增長日益沖突的背景下，本文從財政投資性支出、消費性支出和轉移性支出三方面對我國經濟增長和社會公平的影響進行了動態分析，最終研究結果表明：

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

（2）財政支出分別與經濟增長和社會公平存在協整關系。經濟增長和社會公平在發展變化中都存在著明顯的路徑依賴效應，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整。

（3）在財政支出結構上，財政消費性支出對經濟增長具有顯著影響，財政轉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，基礎設施等物質資本投資對經濟增長的拉動作用顯著，科教文衛等人力資本投資對社會機會公平和結果公平創造了條件。

因此，從本文的研究結果和我國社會發展的現狀來看，根據不同時期既定政策目標和社會環境，政府應該適時調整投資性支出、消費性支出和轉移性支出在財政支出中所占比重。具體而言財務管理論文，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，農村基礎設施、鐵路和公路等基本建設方面的投資性支出可以帶動經濟快速增長；長期內，科學、教育、文化和衛生等民生領域投資性支出可以緩解社會不公平壓力，這對我國經濟和社會的可持續發展具有重要意義。

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移性支出比重的同時，適當增加民生領域財政投資性支出。不過，應特別注意不能簡單指望調整這類開支比重就能夠自動地實現改善社會公平的目標。因為，在我國社會公平是一個復雜的問題，不單單是收入分配不均的問題，制度結構與變遷所帶來的不公平更是關鍵之所在。

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

參考文獻

[1]Aschauer D.， 1989，Is Government SpendingProductive?[J]，Journal ofMonetary Economies，23:177-200.

[2]Holtz-Eakin D.，1994，Public-Sector Capital and theProductivity Puzzle[J]，The Review of Economics and Statistics，76:12-21.

[3lGrler K.， Tulloek G.，1987，An EmpiricalAnalysis of Cross—NationalEconomic Growth，1951—1980[J]，Journalof Monetary Economics，1989，24:259-276.

[4]Musgrave R.A.，Fiscal Systems[M].UnitedState:Yale University Press，1969．

[5]Barro R.J.，1990，Government Spending in aSimple Model of Endogenous Growth[J]，Journal of Political Economy，98:103-125．

[6]Summers R.，Heston A.，1988，A New Set ofInternational Comparisons of Real Product and Price Levels：Estimates for 130 Countries[J]，The Review of Income and Wealth，34:1-25．

[7]Philip J．Grossman，1987，The Optimal Size of Government[J]，PublicChoice，53:131-147．

[8]Oscar Altimir，1996，Economic Developmentand Social Equity：a Latin AmericanPerspective[J]，Journal of Interamerican Studies and World Affairs，38:47-71．

[9]Irma Adelman，Cynthia Taft Morris， EconomicGrowth and Social Equity in Developing Countries[M]，California:Stanford University Press， 1971．

[10]Allan H.Meltzer，Scott F.，Richard，1983，Tests of arational theory of the size of government[J]，Public Choice，41:403-418.

[11]Robert J.Barro，Xavier Sala-I-Martin，1992，Public Finance in Models of Economic Growth[J]，TheReview of Economic Studies，59:645-661.

[12]Barro R.J.，1991，Economic Growth in a Cross Sectionof Countries[J]，The Quarterly Journal of Economics，106:407-443.

[13]Bajo Rubio O.，2000，A futher Generalization of theSolow Growth Model:the Role of the Public Sector[J]，Economic Letters，68:79-84.

[14]冉光和，潘輝.政府公共支出的輸入分配效應研究—基于VAR模型的檢驗[J].重慶大學學報（社會科學版），2009，（2）.