差距范文10篇

衰退原因

事实上，在上世纪80年代甚至更早一些，中东欧各国甚至前苏联地区，若干国家经济体制中就陆续注入了市场机制，只是未从根本上大规模展开而已。这在南斯拉夫，后来还有匈牙利和波兰都是如此，甚至在前苏联存在的最后几年也这样做过。1989年被普遍认为是一个历史性转折点。转轨头10年中，一些国家取得了相对较好的成绩，例如，匈牙利、斯洛文尼亚和波兰，这在很大程度上是因为他们在前制度下已采取了带有市场特色的初步改革。其中，波兰在70年代，特别是80年代所进行的改革，对后来的经济转轨具有重大意义。正是由于这个原因，尽管在90年代初进行改革时无论在政策方针上还是在具体执行上都犯过许多严重错误，波兰经济衰退延续的时间还是相对较短，同那些原先没有进行过类似改革的国家相比，例如捷克斯洛伐克和保加利亚，一些市场机制能够较为迅速地发挥应有的作用。经过10年转轨，整个地区的GDP总值仅相当于1989年的72.5%。这就是说，转轨意味着经济大衰退。那么，产生转轨大衰退的基本原因是什么？

第一，中东欧国家转轨工作的普遍错误在于用体制改革来取展政策，错误地认为体制问题理顺了，发展就是自然而然的事情。实际上，体制改革同发展是两个不同的概念，不能用改革来取展，也不能用发展来取代改革。首先，那种新自由主义的主张应用于中东欧地区各国后，国家宏观调控能力遭到空前削弱，经济放任自流，导致付出高昂的代价；其次，经济转轨一开始，新当局把原来的体制描写得一团漆黑，否定以往的一切，并要大家都来鞭笞这个该诅咒的制度。波兰经济学家科沃德科教授在《全球化和后社会主义国家大预测》一书中文版导言中，这样谈到原来的社会主义时期：“实际上那也是一个经济增长时期，虽然那个时期越到后来增长速度越慢，到转轨开始前，有的国家基本停止增长，有的几乎处在衰退中”。那时，随着经济效益每况愈下，社会的不满情绪与日俱增。同时，这些国家在全球经济竞争日益激烈的情况下，越来越显得缺乏竞争能力。因此，从某种意义上说，这些国家的转轨与全球化有着密切的关系。

第二，中东欧地区以及前苏联地区各国，经济转轨所依据的理论是所谓“华盛顿共识”(WashingtonConsensus)，其中包括所谓“休克疗法”。它是在完全不同的条件下，世界银行和国际货币基金组织若干专家根据南美洲若干国家为了克服结构性危机而设想出来的应急办法。这一新自由主义的经济理论不适应从原来计划经济向市场经济转轨的根本特点，硬性照搬来为这些国家制定经济政策服务，于是使得这些国家付出了高昂的代价。所有转轨国家的政府都有一种普遍的倾向：在结构改造工作中忽视长期发展政策这一面。转轨国家急于求成，脱离本国具体条件，企图一步到位，不幸地把这种新自由主义经济学当作转轨实践的理论基础。该理论认为：“只要大刀阔斧地推进改革，本身就是取得成功的保障，而以最快的速度实现经济自由化就是克服危机的‘灵丹妙药’，并且是带动经济增长的足够手段”。但是，实践中，每当采用这种简单的处方无法达到目的时，便进一步把责任推到了延误结构改革上。此外，由于政治原因和社会原因的限制而无法加速推进改革时，又找到了某种现成理由。

附图

第三，中东欧地区和前苏联地区各国制度剧变后，经济体制改造的重点是私有化。但是当私营经济成为转轨的主要得益者后，其承担的社会责任却没有与之相应地增加。转轨国家的实际做法是，私营经济成为经济的主体后，它在生产领域和金融领域却对转轨之中出现的经济衰退没有承担相应的责任。于是就出现了一个荒唐的现象：得益者是私营经济，承担亏损责任者却是国营经济。例如，当私营经济占压倒优势后，国库的税收来源依然是国营经济。这种情况的存在，恰恰妨碍本国经济的健康发展。

收入差距主要是通过消费的分化体现出来。据分析，城乡居民名义消费支出差额从1990年的406元扩大到了2012年的7000多元，城乡居民实际消费支出比从1990年的1．7∶1扩大到2012年的2．16∶1，所以随着城乡收入差距的扩大，江西省城乡消费差距的变动与之呈现同步变化的态势（如图1），而且农村居民生活消费水平落后城镇居民至少十年。

1江西省城乡居民收入与消费差距的相关分析

江西省城镇和农村具有较明显的二元经济结构特征。城镇居民主要以工资性收入为主，江西省工资性收入对总收入增长的贡献率高达50％，因此消费的稳定性较强。而农村居民主要依靠农产品的销售收入，江西作为一个典型的山区省份，农业的产出和农民的收入都非常不稳定，受客观因素影响较大，因此消费支出的非稳定性波动十分明显。由图2可知，1990—2012年江西省城乡居民收入与消和消费差距（根据历年江西统计年鉴整理得出）费差距之间具有高度的相关性，可以用线性方程拟合。因此，可以说城乡收入差距的扩大很大程度上打击了农村居民的消费信心，另一方面农村居民有节俭的传统，储蓄意识较强，最终使得经济的可持续发展难以得到潜力巨大的农民群体的支撑。

2江西省城乡居民收入与消费差距的实证分析

2．1数据的选择与模型的设定为了保证分析口径和样本区间的一致性，本文所有数据都取自于《江西统计年鉴（1991－2012）》，具体的计量分析采用Eviews6．0完成。在模型的设定上，用y表示城乡消费差距，具体数据由江西省城镇居民与农村居民的人均消费支出相减求得；城乡居民收入差距作为解释变量，用x来表示，具体数值由江西省城镇居民人均可支配收入减掉农村居民人均纯收入得出。

2．2序列的单位根检验对于非平稳序列的方程估计，容易造成不能预测未来信息的“伪回归”，因此本文先采用ADF检验方法来判断，其中最优滞后期根据AIC和SIC准则自动选取。由图2可以看出，两者具有明显的线性关系，因此ADF检验选择既含有趋势项又有截距项。由表1可知，lny和lnx序列不能拒绝原假设，是非平稳的；但经过二阶差分后在5％的显著性水平下拒绝原假设，因此可以确定二者都是二阶单整序列。

本文作者：赵黎明史云鹏贺颖工作单位：天津大学

模型设定与数据说明

（一）城乡消费差异影响因素模型的设定史云鹏、赵黎明、贺颖（2012）在研究城乡消费差异时，基于凯恩斯线性消费函数讨论了其与农村居民收入水平的关系［1］。本文认为，借鉴其思路可考察城乡消费差异与经济发展之间的关系，同时在其推导过程中，线性形式的消费函数不是必须的。我们以凯恩斯绝对收入理论作为出发点，即认为收入是消费的最重要的影响因素，则有：Ci=fi(Yi)（i=1，2）这里我们用Ci和Yi分别代表人均消费及人均可支配收入。下标i=1，2则表示城镇与农村地区。以两者消费之比（C1/C2）反映城乡间消费差异（DOC），则：DOC=C1C2=f1(Y1)f2(Y2)将上式分母简单变形，即有：DOC=C1C2=f1(Y1)f2((1/(Y1/Y2))Y1)即消费差异的影响因素同时包括Y1和Y1Y2两项。值得说明的是，在计量分析中，当我们在考虑Y1对消费差异的影响作用时，实际上是假定Y1Y2不变，也即Y1改变意味着Y1和Y2在同比例变化，即全体居民的人均收入发生变化。因此这里将Y1替换为其他代表地区全体居民人均收入的变量是可行的。考虑到统计数据的提供情况，本文以城镇居民实际可支配收入与农村居民纯收入之比（DOI）代表城乡收入差距，即公式中的Y1Y2，以人均实际GDP（AGDP）代表经济发展水平，反映全体居民的人均收入情况，则有：DOC=f(DOI,AGDP)在设定计量模型的具体形式时，如果同时考虑人均实际GDP的平方项及其与收入差距的交叉作用项，则共有四种情况可供选择（在这里为了避免异方差的影响，将所有变量均进行了取对数处理）：lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+ε（1）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+ε（2）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β4lnAGDP×lnDOI+ε（3）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+β4lnAGDP×lnDOI+ε（4）上述各式中，β1代表收入差距对消费差异的影响弹性，收入差距加大，则消费差异也应扩大，因此预期β1符号为正。β2代表经济发展对城乡消费差异的影响弹性。当人均实际GDP提高时，如果城乡收入差距DOI不变，则表示城乡居民的收入水平同比例提高。考虑边际消费倾向递减规律，即消费受收入的影响，随着收入的增加而增加，但每一单位的收入增加量所带来的消费增加量是递减的。本文认为，对于边际消费倾向递减规律也可以用比例的形式进行表述。即随着收入的增加，收入变化一定比例所导致的消费变化的比例是递减的。中国城镇居民的可支配收入一般高于农村居民，因此两者同比例增加时，则城镇居民消费增加的比例要小于农村居民。因此，预期人均实际GDP对消费差异有负向影响，即β2为负。更加深入的考察经济发展水平与城乡消费差异的关系。首先在城乡居民收入差距不变时，人均实际GDP对消费差异的影响作用应是递减的。同样基于边际消费递减规律，收入的增加所带来的消费的增加是递减的，也即随着收入的无限增加，城镇居民消费支出与农村居民消费支出的增加量均会逐渐减少，两者的消费之比最终会趋近于1。因此经济发展对于消费差异的影响应该逐渐减弱，反映在系数上即β3应为正值。其次，随着人均实际GDP的增加，收入差距对于消费差异的边际效应也应是递减的。其原因在于，在城乡居民均具有较高的收入水平的前提下，收入差距的变化所导致的消费差异的变化应该是较小的，因此人均实际GDP与城乡居民收入差距的交互作用可能存在，且β4符号为负。综上，在考虑模型中解释变量的各种存在形式后，本文认为，以上四种模型都是有可能成立的（史云鹏、赵黎明、贺颖（2012）的城乡消费差异与农村居民收入水平之间的关系与模型（1）和模型（2）类似，但未考虑模型（3）和（4）的情况［1］）。因此最终哪一种更适用，只能通过实证分析加以检验。（二）城乡收入差距与经济发展之间函数关系的设定美国经济学家库兹涅茨在其著作《经济增长和收入不平等》中提出了描述经济发展与收入分配之间关系的倒U型曲线假说，也即收入分配随着经济的发展会出现先恶化再改善的变化情况。伴随着中国的经济发展，确实出现了收入分配的恶化，其中城乡居民收入差距加大便是其典型的表现形式之一。这提示我们两者之间的关系是否符合库兹涅茨假说。同时，两者之间的关系也反映了经济发展对于城乡消费差异的间接影响。因而有必要将城乡收入差距水平与以人均实际GDP为代表的经济发展水平之间的关系纳入库兹涅茨假说的框架之内予以验证。但具体分析经济发展对城乡收入差距的影响作用时，以下三方面是需要予以考虑的：首先是自变量的选择问题。在少数验证经济发展与收入分配之间的库兹涅茨关系的研究文献中，自变量中除了包括以人均实际GDP为代表的经济发展水平外，还包含了其他的一些变量。本文认为这是不恰当的。万广华（2004）认为，库兹涅茨假说是一个描述不以任何条件为转移的一般化的经济发展与收入分配之间关系的理论，因此只涉及一个解释变量——经济发展［5］。其次，关于数据问题，Kanbur（2000）建议使用纯时序数据以避免异质性的影响［6］。但此时数据的稀缺性是一个巨大的障碍。因此陈宗胜（2002）认为，在资料不充分时使用面板数据也是一种可行的方法［7］。借鉴该思路，本文选择中国省级区域的面板数据作为研究对象以充分扩大样本容量。最后，关于函数形式的选择问题。现有的经验研究多数使用收入或收入对数的二次方程形式。这类模型存在两个缺陷，首先一般的线性模型在收入均值为零时总是会预测出一个很高的收入差距水平，而这是不恰当的。其次，由于仅包含两个斜率参数，因此曲线没有拐点或仅有一个拐点。而对于转型经济体来说，不平等曲线可能有两个甚至更多个拐点，因此，传统的线性模型对于现实的描述是不准确的。Ram（1995）［8］建立了一个一般性的模型用以描述库兹涅茨曲线，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y其中INEQ代表某种衡量不平衡程度的指标，Y代表经济发展水平。该式的一个显著特点是当自变量的平均值为0时，模型预测的不平等程度为0。但该式反映的函数关系仍然仅有一个拐点。万广华（2004）［5］在Ram设定的函数式中加入经济发展的水平项与二次方项，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y+β3Y+β4Y2该式一方面具有多个拐点，另一方面仍然保证了收入均值为零时不平等程度为零的特点。但这种扩展并未得到理论的支持。因此，在收入不平等与经济发展之间的函数关系不明确时，非参数估计方法便成为了一个有力的研究工具。本文采用非参数局部多项式估计方法验证城乡收入差距与经济发展之间的关系。此时，不要求预先给定模型的确定形式，即一般性地将两者之间的关系表示如下（这里我们仍将相关变量进行了取对数处理）：lnDOI=m(lnAGDP)假定m(lnAGDP)在lnAGDP0处p+1阶导数存在，则可将m(lnAGDP)在lnAGDP=lnAGDP0处进行泰勒展开：m(lnAGDP)≈m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!×(lnAGDP-lnAGDP0)p此时有：lnDOI=m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε令γj=m(j)(lnAGDP0)j!，则有：lnDOI=γ0+γ1(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+γp(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε该式可用加权最小二乘法进行局部拟合，即最小化：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)I(|lnAGDPi-lnAGDP0|h1)其中，Kh(⋅)=K(⋅/h)/h；h为控制局部邻域大小的带宽；K(⋅)为核函数；I(⋅)为示性函数，当括号内的不等式成立时，取值为1，否则取值为0。若K(⋅)为［-1，1］上的核函数，上式可进一步简化为：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)本文采用Silverman（1986）［9］的方法确定带宽，选择Ep⁃anechnikov核函数K(u)=0.75(1-u2)，该函数为能够使得MSE与MISE达到最小的最优核函数［10］。根据多项式阶数对估计结果的影响规律，即多项式阶数与待估计函数的导数阶数之差由偶数增加到奇数时，方差不增的特点［11］，本文具体选择局部线性回归对城乡收入差距与人均实际GDP之间的关系进行考察。（三）研究方法与数据说明本文数据区间为2000年至2010年，并使用了省级区域的面板数据（不包括重庆）。相关数据由名义值向实际值的转换均是以2000年为基期进行的。对城乡消费差异影响因素模型的实证研究，主要是基于面板回归模型，即通过F检验与Hausman检验在混合回归模型、固定效应模型与随机效应模型中进行选择以更好地拟合样本数据。对城乡居民收入差距与经济发展之间的关系在采用局部线性回归进行估计时，由于纳入模型之中的不同省份可能存在一定的个体差异性，本文借鉴许冰、章上峰（2010）［12］的研究方法，即首先基于样本数据构造一个包含固定效应的二次多项式模型，得到省际的固定效应值，然后将剔除固定效应影响之后的城乡收入差距数据与人均实际GDP进行局部线性拟合。如果以上两部分的实证检验能够证明经济发展对于城乡收入差异的直接效应以及通过对城乡收入差距而产生影响的间接效应均存在，则进一步将经济发展水平，即人均实际GDP作为城乡消费差异的唯一影响因素，仍然通过非参数估计的方法，实证研究两者之间的函数关系。本文相关数据根据《新中国60年统计资料汇编》及各省相应年度统计年鉴收集整理得到。

实证分析

（一）城乡消费差异与其影响因素之间关系研究为了准确对上述建立的城乡消费差异影响因素模型进行估计，本文对其进行一系列相关检验。表2中的检验结果表明，F检验与Hausman检验均显著地拒绝了原假设，即选取固定效应模型是较为恰当的。由于本文的样本不是典型的长面板，无法对扰动项进行更深入的研究，因此对各模型的估计采用固定效应估计法（FE）进行估计。估计结果如表2所示。如表2所示，城乡收入差距项在四个模型中均显著，且系数符号为正。说明收入差距是消费差异的重要影响因素，两者正相关。人均实际GDP项在四个模型中也均显著，且符号为负，说明经济的发展的确能够缩小城乡消费差异，这也验证了本文之前的假设。以上两个因素在改变模型的设定形式时均未改变显著性及符号，即说明估计的结果是稳健的。同时人均GDP的平方项在模型（2）中在5%的显著性水平上显著，且系数为正，而将显著性水平降低到10%的水平时，其在模型（4）中的系数也为显著，系数同为正，因此可以看出人均实际GDP的平方项也是模型的一个解释因素，即说明了经济发展水平对消费差异的影响确实存在边际作用递减的现象。但值得注意的是，人均实际GDP平方项的系数绝对值在两个模型中均较小，这说明边际作用递减虽然存在，但是幅度较小。收入差距与人均实际GDP的乘积项在模型（3）和（4）中均不显著，即人均实际GDP与城乡收入差距的交叉作用未在样本中有所体现。本文推测这是由于现阶段中国的人均实际GDP水平较低所致。收入差距的变动不会对消费差异产生显著影响，必须建立在人们的收入水平较高的基础上，因此人均实际GDP与城乡收入差距的交叉作用项在样本期内不显著。当然收入水平较低也是人均实际GDP的平方项系数尽管显著，但绝对值较小的原因。综上，本文认为，城乡消费差异的影响因素应该有三项，即城乡收入差距、人均实际GDP及人均实际GDP的平方项。因此，模型（2）作为描述城乡消费差异影响因素的模型是较为恰当的。同时，模型（2）的调整后的拟合优度也要高于忽略了人均实际GDP的平方项的模型（1）。值得说明的是，无论是模型（1）还是模型（2），都证明了经济发展水平是城乡消费差异的一个影响因素，且其在控制了城乡收入差距的影响基础上，作用为负。（二）城乡收入差距与经济发展之间关系的研究为了确定城乡收入差距与经济发展之间的关系形式，首先对两者建立一个包含固定效应的二次多项式模型，利用得出的各省不同的固定效应值对城乡收入差异的对数值进行调整，再对两者进行局部线性回归。此时我们计算得到的最优带宽为0.2，估计结果如图1所示。由图1结果可知，随着人均实际GDP的提高，城乡收入差距水平有扩大的趋势。从人均实际GDP的最小值开始，城乡收入差距先后经历了加速扩大、减速扩大、加速扩大、减速扩大的过程，在人均实际GDP的对数值大约为10.168左右时，曲线达到第一个转折点，之后城乡收入差距转为平稳。在人均实际GDP的对数值为11.241左右时，曲线达到第二个转折点。该点之后城乡收入差距随着经济发展逐渐减小。图1中曲线的形状总体上是一条倒U型曲线，也即城乡收入差距与人均实际GDP之间确实存在库兹涅茨关系。同时，曲线的形态也显示了两者之间的关系存在多个拐点，也即传统的线性模型对于观测数据的拟合可能是不完美的。图1城乡收入差距与人均实际GDP关系综合以上的实证研究结果，经济发展对城乡消费差异的影响路径有两条：一是经济发展直接作为城乡消费差异的影响因素，二是通过对城乡收入差距的影响间接对消费差异产生影响。前者本文称为经济发展对于城乡消费差异的直接效应，而后者称为间接效应。直接效应一直为负，间接效应在经济发展的初级阶段为正，随着经济的进一步发展逐渐转为负向。（三）城乡消费差异与人均实际GDP之间关系研究前述分析得到的经济发展水平对城乡消费差异的作用结果表明，在不对间接效应和直接效应进行区分时，直接将人均实际GDP作为城乡消费差异的影响因素是可行的。同时，由于在城乡收入差距随着人均实际GDP的提高而扩大时，直接效应与间接效应的方向不一致，那么在样本期内，经济发展与城乡消费差异的关系究竟如何，则依赖于对两者之间关系进行的直接分析。这里我们仍使用非参数的方法研究两者之间的关系。将城乡消费差异与人均实际GDP的关系一般性地表示为：lnDOC=n(lnAGDP)在去除各省固定效应的基础上，仍然采用局部线性回归法对上式进行估计，此时最优带宽的计算结果为0.2，估计结果如图2所示。图2城乡消费差异与人均实际GDP关系由图2可知，随着人均实际GDP的提高，城乡消费差距总体上也呈现先加大后减小的趋势，转折点位于对数人均实际GDP为10.769左右，早于图1的第二个转折点。曲线显示城乡消费差异与人均实际GDP之间的关系同样符合库兹涅茨假说，即在直接作用与间接作用的共同影响下，城乡消费差异随着经济的发展出现了先扩大再缩小的趋势。Atkinson（1999）认为，如果接受库兹涅茨倒U型假说，在收入分配与经济发展之间的关系上，政府的干预就是无效的［13］。从长期来看，整个经济会自然而然地走出这一困境。类似于关于收入分配与经济发展之间关系的库兹涅茨假说，本文的分析结果显示城乡消费差异与经济发展之间也存在着相似的关系。但社会对发展不平衡的容忍是有限度的。如果认为政府在面对城乡的不均衡发展时不应放任自流，而应采取措施主动干预，则将此处关于城乡消费差异与人均实际GDP关系的分析与前述关于城乡收入差距与人均实际GDP的分析结合在一起，便能够得到较有价值的结果。我们认为，可将各省市按照实际情况分为三类：第一类省份随着经济的发展，城乡收入差距已开始缩小，则此时经济发展对城乡消费差异的直接效应与间接效应均为负；第二类省份伴随着经济发展城乡收入差距仍处于扩大阶段，即经济发展对城乡消费差异的间接作用为正，但小于直接作用的影响，因此总体来看，经济发展有利于缩小城乡消费差异；第三类省份与第二类省份相同，仍然存在城乡收入差距随着人均实际GDP的提高而扩大的情况，但经济发展对城乡消费差异的间接作用大于直接作用，即总体看来城乡消费差异随着经济发展而扩大。基于以上分类，有关部门在处理城乡发展不平衡，特别是将着眼点放在城乡消费差异问题上时，其政策重点就应有所区别。对于第一类省份，经济发展无论是对于缩小城乡收入差距还是消费差异，均能发挥正向作用，因此我们认为经济发展应作为政策的重点。第二类省份则应在优先发展经济与缩小城乡收入差距之间进行权衡；而第三类城市由于经济发展对于城乡收入差距及消费差异的影响均为正，因此应将更多的注意力放在消除城乡间的不均衡，统筹城乡发展上来。

本文通过构建城乡消费差异及城乡收入差距的影响因素模型，将经济发展与城乡收入差距、城乡消费差异纳入统一模型框架之内进行研究，并在实证分析的基础上，得出以下结论：城乡消费差异不仅受城乡收入差距的影响，同时也受到经济发展水平的影响，城乡收入差距的拉大将加大城乡消费差异，而人均GDP的提高将会缩小城乡消费差异；城乡收入差距与经济发展之间的关系符合库兹涅茨假说，两者之间的关系曲线存在多个拐点，并且样本期内经济发展对于缩小城乡收入差距的正向作用已经出现；同时考虑经济发展与城乡收入差距及城乡消费差异之间的关系，经济发展对于城乡消费差异的影响路径有两条：一是通过影响城乡收入差距而间接作用于消费差异，即间接效应。该效应经济发展初期为正，随着经济的发展逐渐转为负向；二是直接对城乡消费差异施加影响，即直接效应，该效应始终为负；经济发展与城乡消费差异之间的关系也呈倒U型曲线，即在经济发展初期，城乡消费差异随着人均实际GDP的提高而扩大，随着经济的进一步发展，城乡消费差异转而缩小。最后，在以上结论的基础上，根据各省市的发展情况，对其进行了分类，并对不同类型的省份给出了相应的政策建议。如果认为政府在面对城乡发展的不均衡时，应主动作为，则本文的结论及提出的建议是有一定参考价值的。但受限于研究方法，本文仍存在一定不足之处，即假定各省市关于城乡消费差异、城乡收入差距及人均实际GDP的函数关系都是相同的，并未考虑省际差别。因此，利用空间计量经济学，如地理加权回归法进行分析就成为进一步研究的重点所在。

编者按：本文主要从引言；方法和数据；总体财政差距的测算结果与分析；财政差距的因素分解结果与分析；结论和几点启示进行论述。其中，主要包括：税收和转移支付收入是当前县级政府预算内收入的主要来源、目前对省级财政差距研究较多,对全国县级政府财政差距研究较少、地区财政差距一般以地区人均财政支出差距表示、总支出下平衡部分包括所有政府间上解支出和未在本年支出中包括的支出项目、总体财政差距、组内差距和组间差距、财政差距的因素分解、财政差距对指标的选择较敏感、各收入项目对总体差距的相对贡献率、各收入项目对总体差距的绝对贡献、结论、几点启示等，具体请详见。

一、引言

税收和转移支付收入是当前县级政府预算内收入的主要来源。1994年分税制改革划分了中央和地方的财政收支范围,规定由各省具体制定省以下财政体制。总体看来,现期省以下税收划分仍具有行政集权和财政包干的色彩,并形成财权向上级政府集中、事权向下转移的倾向(阎坤,2007)。在不改变事权的条件下,上级政府纷纷通过转移支付手段来弥补基层财政支出缺口。1999年县级总支出的40%来自于转移支付,而国家级贫困县甚至高达61%(陈锡文等,2002),2005年县级总支出的42.93%来自于转移支付。

2002年后农村税费改革和取消农业税进一步缩小了县级政府财政能力,为了推行改革,保证目前财税体制的平衡运行,中央增加了“农村税费改革”和“缓解县乡财政困难”转移支付。这些转移支付在缓解县财政支出压力,特别是“保工资、保运转”方面发挥了较好的作用,但均等化目标受到忽视,基础教育、公共医疗等服务的地区差距日益明显,在某些地区出现了上学难、看病难等问题。

目前对省级财政差距研究较多,对全国县级政府财政差距研究较少。县财政差距可以分解为省内差距和省际差距,这与各县财政状况不仅牵涉到中央和地方财政体制,还和省以下财政体制有关。本文选取我国七省内所有县级政府为样本,以2000-2005年为样本期间,采用广义熵(GeneralizedEntropy,GE)指数和广义熵因素分解法等工具考察了样本县财政差距的表现,旨在回答以下问题:中央和地方财政体制和省以下财政体制对县级政府财政差距的平衡效果如何?农业县财政差距和非农业县财政差距是否有不同的表现?在县级政府各项税收和转移支付项目中,哪些项目扩大了财政差距,哪些项目缩小了财政差距?

本文的结构安排如下,第二部分介绍研究采用的方法和数据来源;第三部分采用不同的指标分别测算了样本总体、农业县和市辖区的财政差距,并对结果进行了分析;在此基础上,第四部分采用因素分解法衡量各收入项目对县级政府财政差距的相对贡献率和绝对贡献;第五部分是结论和几点启示。

一．内资、外资地区差距的概念和现状

美国经济学家纳克斯提出，发展中国家只有大规模增加资本积累才能够走出“贫困的恶性循环”。伴随着我国国民经济的迅速发展，我国东部与中、西部地区经济发展的差距却在不断扩大，地区经济不平衡增长成为全社会普遍关注的问题，而导致我国经济发展的地区差距的主要原因来自投资差距。

1.基本概念

投资指的是经济主体为获得经济效益而垫付的货币或其他资源的一种经济活动。在一项投资活动中，至少包括主体和客体，意即实施投资活动的主体和货币或其他经济资源等投资客体。文中的所说的内外资即是根据投资主体的不同来划分的，国内投资是指一国内部经济主体的投资行为，国外投资是一国以外的其他经济主体的投资行为。

在投资地区差距对经济增长差异的影响中，不能笼统的将国外投资与国内投资的综合差距作为投资地区差距。因为国外投资与国内投资对经济增长稳态的影响程度是不同的，必须将两者区分开来，作为两个独立的变量分别进行分析研究。

国外投资又分为国外直接投资与国外间接投资，在本文中，由于国外间接投资在投资总额中所占份额较小，而且对一国的消费、储蓄、技术进步、产业结构升级等方面影响较弱，进而对一国的经济稳态增长问题影响不大，为简化模型起见，本文的内外资地区投资差距中的外资仅指FDI地区分布差距，忽略国外间接投资部分。

摘要：伴随国内的市场模式和经济发展都更加完善，经济活动在世界范围内的交流也逐渐增多，市场和行业之间的竞争增多，我国制造行业中的上市企业开始把重心逐渐转移到了薪酬管理方面。这几年我国的资料显示，上市企业的薪酬区别在持续增多，管理层的薪酬持续飞涨受到了大众的关注和议论。本文研究薪酬差距对于企业绩效的影响。研究表明。由于我国上市公司对于薪酬管理的研究起步较晚，薪酬体系还存在诸多不足，还需要加大人力和资源的投入进行更系统更深入的研究。

关键词：薪酬差距；绩效

1理论基础

1.1锦标赛理论。锦标赛理论认为企业应该利用高薪酬来激励员工，企业员工的薪酬差距对于企业绩效具有正向的影响作用。这个理论最早是由Lazear和Rosen一起提出来的，他们主要使用总资产报酬率等具体指标对企业业绩的高低进行具体量化。得出员工为了获得更高薪酬而努力工作，促使企业业绩不断提高的结论。对于企业，尤其是上市公司来说，利用薪酬差距在企业内部形成你追我赶良性竞争的工作氛围对于提高企业业绩有较大的帮助。1.2行为理论。与竞赛理论不同，行为理论并不提倡增加薪酬差距，而鼓励减少薪酬差距。通过结合多种不同理论，来证明这个观点。从组织政治学和分配偏好理论的角度来说，更多员工在企业内部薪酬差距更小的团队中，表现的更加团结和积极，团队凝聚力更强，在工作中更加投入，不易产生矛盾摩擦，对于企业绩效的提高有较大的促进作用。从相对剥削理论角度来看，一旦企业内部薪酬差距太大，超出员工承受范围，员工很容易产生不满和抵触情绪，导致内部矛盾的产生，使部门甚至整个企业失去凝聚力，扩大经营成本，直接影响企业经营效率和企业业绩。

2理论分析与假设提出

伴随我国的现代企业制度持续进步和成长，大家的注意力也开始慢慢集中到了薪酬水平上，按照锦标赛理论来看，由于岗位的差别导致的薪酬差距促使工作人员愿意更加努力工作得到升职，有效帮助企业的绩效增强。由于薪酬差距持续上升，绝大多数的制造类上市企业都选择了工作人员薪酬水平会受到企业绩效情况影响的激励制度。假设1：制造业上市公司高管与普通员工间的薪酬差距与企业绩效成正相关关系。按照我们普遍想法来分析，大家基本上都会把自身情况和平级的工作人员情况来对比，假如存在十分明显的薪酬差距就势必会令人感到沮丧以及其它不良情绪，对于工作的热情和干劲也会因此受到不小的影响，不利于企业业绩的提高，管理层之间如果存在薪酬差距会影响他们的协作和团结力，但这种差距和行为论倒是十分一致。假设2：制造业上市公司普通高管间的薪酬差距与企业绩效成负相关关系。国营企业会受到政策的作用，管理层基本来自上级部门的指派，所以国企高管的薪酬水平基本都会严格限制在一定范围内。民营企业需要面临更加高压的环境和激烈的竞争，不过伴随着高压环境，民营企业高管也相应能获得更高的薪酬。因此，本文在此提出第三个假设，假设3：国有企业与非国有企业相比，国有企业普通高管间的薪酬差距对绩效影响更大，而非国有企业高管与普通员工薪酬差距对绩效的影响更大。

[摘要]由于诉讼爆炸的出现，人们逐渐关注审计期望差距。本文探讨了审计期望差距的涵义、构成要素以及产生的原因，并提出了加强与审计报告使用者沟通等缩小审计差距的措施。

[关键词]期望差距公众期望审计准则

一、审计期望差距构成要素

20世纪60年代以来，形成了诉讼爆炸的局面，而这种局面形成的原因之一是由于审计期望差距的产生。最早提出审计期望差距概念的是Liggio（1974），他认为审计期望差距是指“独立审计师和财务报表使用者对审计业绩期望水平的差异。”Poter（1993）指出审计期望差距是“社会对审计的期望和审计师实际业绩的公众看法之间的差距。”1986年加拿大特许会计师协会成立了“审计工作计划研究委员会”，即“麦克唐纳委员会”。麦克唐纳委员以图的形式描述了期望差距的构成要素以及解决的途径：

其中:纵轴A代表公众对审计的需求,纵轴B代表审计人员理论上可能实现的期望水平,纵轴C代表现有的职业准则要求实现的期望水平,纵轴D代表审计人员现在实际实现的期望水平,纵轴E代表公众认为目前审计人员实现的期望水平。各纵轴之间的距离代表期望差距的具体要素，可分为四部分：可能的准则与现有准则之间的差距（BC）,现有准则与现在业绩水平的差距（CD）、公众对审计期望与可能准则的差距(AB)、现有业绩水平与公众对业绩的认识之间的差距（DE）。BC、CD是合理期望差，可通过修订、完善审计准则，促使审计职业界改进工作来缩小差距；AB、DE是不合理期望差，要通过双方沟通，分清审计责任与会计责任。

2001年，胡继荣在《论审计期望差距的构成要素》中提出“期望差距是指公众对审计的需求与公众对目前审计执业的认识之间形成的差距，它既包括了由于审计能力不足而形成的差距，也包括了由于公众对审计执业的认识错误而形成的差距。”并对麦克唐纳委员提出的构成要素提出了修改。他认为B是现在的准则；C是现在可能的准则；AB是公众对审计需求与现在准则之间的差距，是不可避免的，并依赖现在准则的更新；BC是现在准则与现在可能准则之间的差距，依赖审计环境的改善；CD是现在可能准则与现在职业之间的差距，要提高审计业务执行人员的职业道德水平和业务素质；DE是公众对现在执业的认识与审计人员的实际业绩之间存在的差距。

[摘要]由于诉讼爆炸的出现，人们逐渐关注审计期望差距。本文探讨了审计期望差距的涵义、构成要素以及产生的原因，并提出了加强与审计报告使用者沟通等缩小审计差距的措施。

[关键词]期望差距公众期望审计准则

一、审计期望差距构成要素

20世纪60年代以来，形成了诉讼爆炸的局面，而这种局面形成的原因之一是由于审计期望差距的产生。最早提出审计期望差距概念的是Liggio（1974），他认为审计期望差距是指“独立审计师和财务报表使用者对审计业绩期望水平的差异。”Poter（1993）指出审计期望差距是“社会对审计的期望和审计师实际业绩的公众看法之间的差距。”1986年加拿大特许会计师协会成立了“审计工作计划研究委员会”，即“麦克唐纳委员会”。麦克唐纳委员以图的形式描述了期望差距的构成要素以及解决的途径：

其中:纵轴A代表公众对审计的需求,纵轴B代表审计人员理论上可能实现的期望水平,纵轴C代表现有的职业准则要求实现的期望水平,纵轴D代表审计人员现在实际实现的期望水平,纵轴E代表公众认为目前审计人员实现的期望水平。各纵轴之间的距离代表期望差距的具体要素，可分为四部分：可能的准则与现有准则之间的差距（BC）,现有准则与现在业绩水平的差距（CD）、公众对审计期望与可能准则的差距(AB)、现有业绩水平与公众对业绩的认识之间的差距（DE）。BC、CD是合理期望差，可通过修订、完善审计准则，促使审计职业界改进工作来缩小差距；AB、DE是不合理期望差，要通过双方沟通，分清审计责任与会计责任。

2001年，胡继荣在《论审计期望差距的构成要素》中提出“期望差距是指公众对审计的需求与公众对目前审计执业的认识之间形成的差距，它既包括了由于审计能力不足而形成的差距，也包括了由于公众对审计执业的认识错误而形成的差距。”并对麦克唐纳委员提出的构成要素提出了修改。他认为B是现在的准则；C是现在可能的准则；AB是公众对审计需求与现在准则之间的差距，是不可避免的，并依赖现在准则的更新；BC是现在准则与现在可能准则之间的差距，依赖审计环境的改善；CD是现在可能准则与现在职业之间的差距，要提高审计业务执行人员的职业道德水平和业务素质；DE是公众对现在执业的认识与审计人员的实际业绩之间存在的差距。

一

只要不是对中国有偏见的人，都会承认中国三十年的改革与发展取得了举世瞩目的巨大成就，它彻底地化解了计划经济时代城乡居民物质文化需求增长与供应极度短缺的矛盾，不仅解决了亿万人民的温饱问题，而且促使越来越多的城市居民步入小康生活的行列。因此，对中国三十年的发展给予任何赞誉都不为过。

然而，随着市场经济的发展及改革进程中的某些做法，我们虽然走出了共同贫穷的时代，却也在发展中进入了一个不和谐的时期。这种不和谐的一个重要表现就是当前收入差距不断扩大的问题。

大量相关研究表明，包括城乡间、地区间、行业间、不同社会群体间的收入差距急剧扩大，贫富鸿沟越来越深。

基尼系数是国际上用来综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标。按国际标准，这一数字在0.3以下为最佳状态，在0.3～0.4之间为正常状态，超过0.4为警戒状态，达到0.6则属于社会动乱随时会发生的危险状态。这一数字在中国的发展情况，按照中国社会科学院经济研究所课题组的调查，包括各种集体福利和非正常收入的差距在内，中国目前的基尼系数为0.445，而根据世界银行的测算，中国基尼系数从1980年的0.33扩大到1988年的0.38，2003年已扩大至0.458，有的地区已经达到0.467。

贫富差距还可以从财产分布方面看：中国人民银行2006年1月15日公布的数据显示，截至2005年12月末，中国城乡居民储蓄存款突破14万亿元，达到141050．99亿元。人均储蓄超过1万元。这个数字比1978年城乡居民储蓄额为210.6亿元，人均不到22元，强了多少倍，人们不难计算。问题在于，这样庞大的居民存款是如何分布的。国家统计局披露，在城市，收入最高的10%人口拥有全部城市收入的45%，而收入最低的10%人口则只拥有全部社会收入的1.4%。这说明中国的贫富差距已经相当严重。还有专家预言，贫富差距在未来十年将进一步扩大。

一、城乡差距扩大的主要表现

(一)收入差距。

目前，反映城乡居民收入水平的最主要指标分别是城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭人均纯收入。2001年全国城镇居民家庭人均可支配收入为6869.6元，农民家庭人均纯收入为2366.4元。从这两个指标来看，我国城乡居民的收入差距相当大。

1.城镇人均收入是农民人均收入的2.9倍，城乡居民收入比大大超过了改革开放前的水平。1978年时城乡居民人均收入比是2.57：1，农村改革开始后这一比例逐步降低，到1983年降到最低点1.82：1，随后城乡收入差距又有扩大，到1990年城乡收入比为2.2：1，1995年为2.71：1，目前已经达到2.9：1的历史最高水平。我国城乡人均收入比大大高于大多数国家不到1.5：1的水平。按国际劳工组织发表的1995年36个国家的相关资料，城乡差距超过2：1的国家只有3个，我国便是其中之一。

2.城镇居民收入增长速度接近农民收入增长速度的2倍。扣除物价因素，1990年到2001年城镇居民人均可支配收入增长110％，而农民家庭人均纯收入约增长62％。

3.农民收入水平比城镇落后8~9年。目前农民的收入水平只相当于1992~1993年城镇居民的收入水平。