序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇政策與管理論文范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

（一）會計政策變更的涵義

會計政策變更指企業(yè)在出于某種原由之下，對相同的會計事項改變原來的會計處理方法，采用新準則制度下的處理方法。企業(yè)采用的會計政策，不得隨意變更。如果滿足下列條件之一便可變更會計政策：一是法律法規(guī)或國家統(tǒng)一的規(guī)章制度要求會計政策必須做出變更；二是會計政策變更能夠有能夠為企業(yè)提供方便的有點，能提供比原會計政策更可靠的會計信息。當生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境的變化或者法律法規(guī)要求、亦或管理當局為達到某種目的都可能導致會計政策調(diào)整，生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境的變化或者法律法規(guī)要求的調(diào)整是無盈余管理動機政策變更，管理當局為達到某種目的的調(diào)整是不正常的、有盈余管理動機的政策變更。會計政策變更的原因可以分為強制性和自愿性會計政策變更。前者指會計政策制訂者利用法律法規(guī)等強制性手段硬性要求企業(yè)做出的會計政策變更，是企業(yè)經(jīng)營者必須執(zhí)行。普遍認為尋租理論是強制性會計政策變更的理論基礎。還有一種就是企業(yè)根據(jù)自身生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境和個體目標而做出的會計政策變更屬于自愿性會計政策變更。其是企業(yè)自主選擇的結果，目的是出于方便和信息的可靠性考慮，為了向企業(yè)利益相關者提供信息。

（二）盈余管理的涵義

盈余管理具有雙重性，適度的盈余管理能促進市場的發(fā)展和會計準則的確立，過度的盈余管理會導致會計信息失真。所以應該肯定適度的盈余管理，對過度的盈余管理有足夠的重視，通過企業(yè)盈余管理來提高企業(yè)財務報告的披露質(zhì)量，還有就是有助于為企業(yè)管理者提供可靠的會計信息，幫助做出正確決策，促進企業(yè)健康發(fā)展。盈余管理行為有三種類型：收益平滑盈余管理、政策誘增式盈余管理和巨額沖銷盈余管理。為了對企業(yè)會計政策并更進行研究，學者對這三種盈余管理行為設定了標準：收益平滑既不屬于巨額沖銷范疇，也不屬于政策誘增的范疇，是保持盈利的穩(wěn)定增長態(tài)勢，有意減少所披露收益的波動的形式。政策誘增指當實施新會計政策后企業(yè)增加的利潤或者增加的利潤補償以前的虧損為判斷標準，其目的是依據(jù)扭虧、摘牌、配股和增發(fā)要求而人為地做大企業(yè)利潤；巨額沖銷以政策變更前后的本年凈利潤為負，并以降低當期利潤的政策變更行為為判標準，其目的是保證盈利水平，有意做大當期的虧損；還有不屬于上述三類盈余管理行為的，理論界將其界定為正常的會計政策變更。

二、會計政策變更與盈余管理的相關理論

（一）尋租理論

戈登•圖洛克是最早提出尋租理論的，他認為付出勞動獲得收入的過程中，當人們獲得的收益大于付出勞動的心理預期時，人們就認為自己獲得了應得的收獲。完全競爭理論雖然也對這種現(xiàn)象進行了解釋，但是考慮的不夠全面，低估了對稅收等造成的實際損失。尋租理論為強制性會計政策變更提供了理論基礎，尋租理論中的驅動因素正是企業(yè)能夠通過法律法規(guī)等手段進行強制性變更的原因，也可通過加強對契約成本和政治成本的影響來打破原有的利益格局，這些都是經(jīng)濟個體為了個體利益而做出的。但是任何理論都要經(jīng)過與社會磨合、融洽、不協(xié)調(diào)的過程，隨著環(huán)境的改變，依據(jù)尋租行為，便會引起避租者的反抗，從而對雙方的利益都產(chǎn)生不利的影響。在這種狀況下，強制性企業(yè)會計政策變更就會進行干預，從而保證利益相關者的利益，最終可以確保由于會計政策的變更所導致的契約成本和政治成本最低，使整體效益偏好就達到了目的。

（二）可比性理論

自愿性會計政策是與企業(yè)的個體行為息息相關的，由于其個體目的的復雜性和難以控制，使自愿性政策變更一直缺乏理論支持，這種狀況一直到可比性理論的出現(xiàn)才得以改變。當前的各種環(huán)境使企業(yè)所處的外界環(huán)境復雜多變，為了適應外界環(huán)境，企業(yè)做出一定的調(diào)整也是很有必要的，這也是出于確保企業(yè)會計信息的可比性和公允性的目的。在企業(yè)財務使用者對企業(yè)財務狀況進行分析時，為了免給企業(yè)財務報告使用者的理解帶來困難，一般都要求前后的財務報告趨于一致。企業(yè)會計信息的一致性和可比性其實并不矛盾，在面對風云變幻的企業(yè)經(jīng)營環(huán)境，當企業(yè)會計政策的變更給企業(yè)帶來的優(yōu)勢和便利遠遠大于原會計政策的時候，就應該采取政策變更。在這個時候，片面強調(diào)一致性不但不利于會計信息的公允性，也不利于企業(yè)的發(fā)展，所以不能把一致性絕對化。會計活動作為社會不斷發(fā)展進步的產(chǎn)物，是隨社會而生隨社會而長的，財務報表在企業(yè)中有很重要的作用，是企業(yè)管理者關注企業(yè)發(fā)展的焦點，是管理者與利益相關者溝通的橋梁。在企業(yè)的外部環(huán)境和經(jīng)營目標發(fā)生變化時，出于會計信息的公允性和真實性，企業(yè)就要進行政策變更，但界限的把握不是那么容易，但是其實質(zhì)往往是與表象不一致的，企業(yè)進行會計政策變更更多的是出于對自身利益的考慮，更多的是對企業(yè)管理者的考慮，這是人自私行為的表現(xiàn)。

（三）信息不對稱理論

理想的競爭市場是一個公平的平臺，人和人之間的信息交流沒有阻礙，經(jīng)濟體間的信息互通，完全實現(xiàn)信息可得可信。在這種情況下，管理當局的盈余管理行為很容易被市場識破，這樣盈余管理就失去存在的必要性了。但是這是理想化的完全競爭市場，事實上不存在，目前的上市公司都是經(jīng)營權和所有權相互分離的，這樣更不會出現(xiàn)信息對稱的完全競爭市場。兩權分離使得企業(yè)外部信息使用者只能通過企業(yè)經(jīng)營者提供的企業(yè)財務報告來了解企業(yè)，但很顯然這些信息是經(jīng)過加工處理的二手數(shù)據(jù)或者N手數(shù)據(jù)。企業(yè)管理者掌握著企業(yè)的經(jīng)營信息，能夠運用信息是自身財富最大化，不太可能給外部相關者提供真實的會計信息，管理層進行的盈余管理操作正是借助了信息上的不對稱性。

（四）契約理論

契約理論認為企業(yè)相關的各類不同的利益相關者之間構成了不同的契約，包括企業(yè)管理者、員工、股東、政府、供應商等。為了獲得個體利益，不同利益相關者在利益的驅動下參與企業(yè)的經(jīng)營活動。這里主要研究委托人和人之間的契約關系，企業(yè)委托人會給企業(yè)人設定一組契約，是為了督促委托人和作為報酬的依據(jù)。當雙方出現(xiàn)利益分歧時，管理當局會用盈余管理方法來維護自身利益。當然委托人對人的業(yè)績考核采取何種什么方法也對企業(yè)管理人員的會計政策上的選擇產(chǎn)生直接影響。

三、企業(yè)應用會計政策變更實施盈余管理的方法

（一）變更存貨計價方法

改變發(fā)出存貨成本的計量方法必然會關系到企業(yè)會計政策變更?，F(xiàn)行會計準則規(guī)定，企業(yè)發(fā)出存貨成本的計量方法有一共有四種：先進先出法、月末一次加權平均法、個別計價法、移動加權平均法。這四種方法之間的轉換會導致會計政策變更的發(fā)生。利用這種方法的改變進行盈余管理經(jīng)常出現(xiàn)在上市公司。

（二）變更相關資產(chǎn)的初始計量或后續(xù)計量方法

改變初始計量方法也會導致企業(yè)會計政策變更。例如，在企業(yè)中的固定資產(chǎn)，在初始入賬時，是以購買價款或以購買價款的現(xiàn)值為基礎計量進行資產(chǎn)成本評估的，都是可以人文選擇的；企業(yè)內(nèi)部研發(fā)項目開發(fā)階段的費用支出是選擇資本化還是選費用化，這都會有很強的主觀性。

（三）變更借款費用的處理方法

企業(yè)根據(jù)實際情況對借款費用進行費用化。借款費用的確認會影響盈余，所有改變借款費用的處理方法也就是進行盈余管理的一種重要手段。

四、結束語

篇(2)

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(jīng)濟發(fā)展的動力，是拉動經(jīng)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(fā)展經(jīng)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(zhèn)居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮(zhèn)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(shù)第5位。據(jù)初步統(tǒng)計2009年河南省城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為34.2%，依據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織提出的恩格爾系數(shù)標準，河南省城鎮(zhèn)居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經(jīng)開始由生存型向享受發(fā)展型轉變，基生活消費已經(jīng)基本穩(wěn)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(chǎn)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(chǎn)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(fā)展非基本生活消費。本文參考了《消費經(jīng)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(xù)其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發(fā)展和發(fā)揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質(zhì)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(tǒng)（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(shù)[②]：

參數(shù)是邊際消費傾向，滿足：0

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(zhèn)居民消費支出的截面數(shù)據(jù)，為了修正和避免數(shù)據(jù)出現(xiàn)異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數(shù)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(shù)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(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2007年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2006年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2005年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2004年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2003年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的回歸估計參數(shù)

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

2002年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2001年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

2000年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1999年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1998年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1997年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1996年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1995年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1994年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1993年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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

1992年河南省城鎮(zhèn)居民消費ELES模型的估計參數(shù)

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(zhèn)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

800.0448

542.5352

數(shù)據(jù)來源：1994-2009年河南省統(tǒng)計年鑒

二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析

1、量的圖示分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352

圖2城鎮(zhèn)居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較

元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發(fā)現(xiàn)，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。

2、增量投向與拉動分析

河南省城鎮(zhèn)居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元?；旧钕M增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩(wěn)定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務。增量投向比與貢獻率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻率也從1993年的4.7的百分點擴大至2008年9.8個百分點。分析的結果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。

表2 河南省城鎮(zhèn)居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%

年份項目

CE

BLC

NBLC

增量投向比

貢獻率

BLC/CE

NBLC/CE

CR1

CR2

1993

266.68

204.1892

62.4912

0.765671

0.23433

0.152087

0.046545606

1994

545.89

134.351

411.5386

0.246114

0.753886

0.083486

0.255731578

1995

518.8

478.484

40.316

0.92229

0.07771

0.222019

0.018706819

1996

335.4

17.839

317.561

0.053187

0.946813

0.006671

0.118761009

1997

368.67

220.93

147.74

0.599262

0.400738

0.073415

0.049093658

1998

37.63

379.958

-342.328

10.09721

-9.09721

0.112479

-0.10133984

1999

81.88

-337.733

419.613

-4.12473

5.124731

-0.09888

0.122850116

2000

333.18

321.246

11.934

0.964182

0.035818

0.091849

0.003412122

2001

279.46

-276.227

555.687

-0.98843

1.988431

-0.07211

0.145061098

2002

394.51

786.713

-392.203

1.994152

-0.99415

0.191406

-0.09542257

2003

436.92

-545.849

982.769

-1.24931

2.249311

-0.12117

0.218166218

2004

352.59

322.807

29.783

0.915531

0.084469

0.065324

0.006026995

2005

743.83

127.605

616.225

0.171551

0.828449

0.024103

0.116396465

2006

647.16

647.787

-0.627

1.000969

-0.00097

0.107285

-0.00010384

2007

1141.54

-158.989

1300.529

-0.13928

1.139276

-0.02378

0.194539115

2008

1010.74

247.571

763.169

0.24494

0.75506

0.031632

0.097508152

注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮(zhèn)居民生活消費的貢獻率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1

三、預期收入與非基本生活消費的模型分析

1、預期收入與非基本生活消費的模型構建

建立預期收入與非基本生活消費模型需要對預期收入的形成機制做出某種假定，本文主要采用自適應預期模型，假定消費主體對收入的預期是通過一種簡單的學習過程而形成的，其機理是，消費主體會根據(jù)自己過去在作預期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預期收入，用數(shù)學式表示就是：

Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預期收入，λ為適應系數(shù)，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導過程為：

NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）

將變形后的收入自適應過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)

將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）

令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）

模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）

對（4）式一階自回歸模型進行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。

2、預期收入與非基本生活消費的實證分析

1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：

表3 自適應預期模型回歸結果

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-405.7075

128.1870

-3.164967

0.0075

Y

0.607486

0.090002

6.749687

0.0000

NBLC(-1)

-0.538431

0.253073

-2.127573

0.0531

R-squared

0.978529

Mean dependent var

2276.867

Adjusted R-squared

0.975226

S.D. dependent var

1383.685

S.E. of regression

217.7894

Akaike info criterion

13.77229

Sum squared resid

616618.6

Schwarz criterion

13.91715

Log likelihood

-107.1784

F-statistic

296.2347

Durbin-Watson stat

1.973887

Prob(F-statistic)

0.000000

2）模型檢驗

德賓h檢驗：

通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結果中D-W=1.973887

= 0.059412

因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。

統(tǒng)計推斷檢驗：

由表3數(shù)據(jù)可得可決系數(shù)R2=0.978529修正的可決系數(shù)為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好論文服務。由回歸的結果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000

3）預期收入與非基本生活消費的方程

NBLC=-263.7151+0.39487Y*

從式中我們知道，預期收入對非基本消費有顯著影響，當預期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。

四、政策建議

河南省城鎮(zhèn)居民消費水平已達到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經(jīng)趨于穩(wěn)定，非基本生活消費是擴大消費居民消費的關鍵，從回歸的結果看，預期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民預期收入是提高城鎮(zhèn)居民消費的著力點。

參考文獻

[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮(zhèn)居民食物消費結構趨勢分析[J] 統(tǒng)計與決策，1999（02）

[2]黃雅麗，吳彤.利用擴展線性支出系統(tǒng)對廣東省城鎮(zhèn)居民消費結構進行分析[J].消費經(jīng)濟，1999（04）

篇(3)

論文關鍵詞：“十二五”，中小企業(yè)，轉變發(fā)展方式

改革開放以來，我國中小企業(yè)發(fā)展取得了令人矚目的成就，已經(jīng)成為推動我國國民經(jīng)濟發(fā)展，構造市場經(jīng)濟主體，促進社會穩(wěn)定的基礎力量。

一、“十一五”時期我國中小企業(yè)發(fā)展取得的成就

“十一五”期間，我國中小企業(yè)規(guī)模實力成倍增長、自身素質(zhì)不斷提高、社會貢獻日益顯著，為我國成功應對國際金融危機沖擊、實現(xiàn)經(jīng)濟社會平穩(wěn)較快發(fā)展作出了積極貢獻。從企業(yè)數(shù)量和資金規(guī)模上看，“十一五”期間我國登記注冊的中小企業(yè)數(shù)量年均增速高達14.3%，已經(jīng)超過840萬戶，成為我國最大的企業(yè)群體，中小企業(yè)注冊資金年均增速達到20.1%，總額超過19萬億元；從對外貿(mào)易來看，2010年，我國中小企業(yè)出口總額超過4500億美元，高于國有企業(yè)出口總額1倍以上，5年漲幅超過200%；從稅收貢獻來看，2010年全年，中小企業(yè)完成稅收總額11,173億元，5年年均增速達22.2%，分別高于全國和國有企業(yè)2個百分點和12.7個百分點；從新增就業(yè)來看工商管理論文，截止到2010年底我國中小企業(yè)從業(yè)人員總數(shù)超過1.8億，較2005年底增加6000萬人，年均增加1200萬人，年均增速超過9%，成為我國吸納擴大社會就業(yè)的主要渠道[1]。

“十一五”期間我國中小企業(yè)迅速崛起，現(xiàn)出了無比強大的活力和競爭力，已經(jīng)成為中國經(jīng)濟最具活力的重要組成部分，在發(fā)展經(jīng)濟、改善民生、增加就業(yè)、擴大出口和社會公益等方面，都做出了卓越貢獻。

二、當前我國中小企業(yè)面臨的發(fā)展困境和發(fā)展機遇

（一）當前我國中小企業(yè)面臨的發(fā)展困境

“十一五”時期我國中小企業(yè)得到了長足發(fā)展。但是近年來，中小企業(yè)遇到了許多新的情況和問題。特別是金融危機以來，中小企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況日漸嚴峻，遭遇到了前所未有的發(fā)展瓶頸。具體表現(xiàn)為以下幾方面：

1.國際環(huán)境錯綜復雜，企業(yè)面臨較大風險

一方面，由于金融危機的影響，許多發(fā)達國家為刺激經(jīng)濟采取了定量寬松的貨幣政策，這將在較長時期內(nèi)助推匯率和國際大宗商品價格的波動。一些國家為拉動內(nèi)需、增加就業(yè)，而持續(xù)強化貿(mào)易、投資和金融保護，不斷采取反傾銷、反補貼等措施，這些都將對我國中小企業(yè)特別是出口型中小企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營帶來較大困難和風險。

另一方面，發(fā)達國家出于政治、經(jīng)濟、安全等方面因素的考慮，對來自新興發(fā)展中大國的投資和收購兼并活動，特別是對能源資源領域和重要產(chǎn)業(yè)的跨國并購采取了諸多限制措施；對部分新興和發(fā)展中國家購買先進技術和設備有選擇性地進行了封鎖和限制，這些將對我國中小企業(yè)“走出去”，以及利用國際先進技術和設備加速實現(xiàn)結構調(diào)整、轉型升級帶來不利影響。

2.企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本上升，整體效益下滑

多種成本上升因素疊加，擠壓了企業(yè)的利潤空間，導致了一些中小企業(yè)無利可圖，甚至出現(xiàn)虧損。一是原材料價格等生產(chǎn)經(jīng)營成本大幅上漲。目前我國的通貨膨脹已經(jīng)來臨，居民的生活資料價格不斷在上漲，企業(yè)的生產(chǎn)資料也在大幅漲價論文格式模板。企業(yè)生產(chǎn)所需的原材料、燃料、動力等資源的購進價格一路攀升，給企業(yè)的生產(chǎn)成本增加造成了巨大壓力。二是人民幣升值對出口型中小企業(yè)造成了巨大壓力。近幾年人民幣升值速度加快，每年都在升值，而美元又在不斷貶值，這讓以勞動密集型為主的外向型中小企業(yè)面臨著重創(chuàng)。比如溫州的這些企業(yè)原來每年的毛利還能達到7%-8%，現(xiàn)在已經(jīng)降到1%-3%。人民幣每年2%-3%的升值，實際上已經(jīng)造成50%的民營企業(yè)面臨破產(chǎn)。三是勞動力成本明顯上升。目前我國中小企業(yè)在“低利潤”的情況下，還面臨著員工加薪的巨大壓力。新《勞動合同法》又明確規(guī)定合同期滿員工不再續(xù)簽合同要給予經(jīng)濟補償，加班費用和社保繳費也有所增加，這無疑又增加了企業(yè)的用工成本，加重了企業(yè)尤其是勞動密集型中小企業(yè)的負擔[2]。

3.生產(chǎn)經(jīng)營資金短缺，企業(yè)融資更加困難

一方面中小企業(yè)由于出口受阻工商管理論文，國內(nèi)市場尚未開發(fā)，使得產(chǎn)品庫存加大，現(xiàn)金無法回流導致生產(chǎn)經(jīng)營資金緊張，資金鏈斷裂的危險加大。另一方面，融資難是一個老生常談的問題，當前中小企業(yè)融資難問題更加突出。受銀行信貸緊縮、貸款實際利率上浮等影響，加上國內(nèi)大力推進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，各大銀行相應增加了對貸款的管控，普遍減少了對企業(yè)的授信額度。而缺少抵押物而又不符合擔保貸款條件的廣大中小企業(yè)無疑成為了信貸擠壓的對象，更加提高了獲得資金的難度。

4.節(jié)能減排政策的實施使中小企業(yè)難以適應

隨著國家發(fā)展低碳經(jīng)濟、實施節(jié)能減排政策的力度不斷加大，迫使企業(yè)必須安裝必要的環(huán)保設施和實行清潔生產(chǎn)。這些政策從長遠來看是利國利民的，但由于政策力度大、范圍廣、適應期短，疊加效應日益明顯，短期內(nèi)對中小企業(yè)的沖擊效應較大。加之我國中小企業(yè)中很大一部分是從事高消耗、低附加值生產(chǎn)的勞動密集型產(chǎn)業(yè)。環(huán)保節(jié)能政策的實施使這些企業(yè)面臨著兩難境地：不調(diào)整、不轉移，就面臨原所在地生產(chǎn)成本不斷增加和產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的制約；調(diào)整、轉移，又難以與原有產(chǎn)業(yè)集群、產(chǎn)業(yè)鏈條相銜接，要在新的經(jīng)營場所重新組織產(chǎn)業(yè)鏈配套，成本反而會上升更多。由此造成有些地區(qū)為了發(fā)展低碳經(jīng)濟，達到節(jié)能減排目標而采用了不合理、不科學的強制措施，迫使很多中小企業(yè)不得不停業(yè)甚至關閉。

（二）“十二五”時期我國中小企業(yè)發(fā)展面臨的重大機遇

雖然我國中小企業(yè)在發(fā)展的路上遇到了很多困難和問題，但發(fā)展的大勢不會改變。對于廣大中小企業(yè)來說，《“十二五”規(guī)劃建議》中展現(xiàn)出了許多利好消息和發(fā)展機遇，同時也對企業(yè)發(fā)展提出了更多的要求。

首先，《“十二五”規(guī)劃建議》以科學發(fā)展為主題，以加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式為主線。加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式是我國經(jīng)濟社會領域的一場深刻變革，必須貫穿經(jīng)濟社會發(fā)展全過程和各領域。因此加快轉變發(fā)展方式，也是廣大中小企業(yè)的必由之路，堅持在發(fā)展中促轉變、在轉變中謀發(fā)展，實現(xiàn)企業(yè)又好又快發(fā)展。

其次，《“十二五”規(guī)劃建議》把擴大內(nèi)需作為保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展的重大戰(zhàn)略，為中小企業(yè)提供了廣闊的發(fā)展空間。《建議》突出強調(diào)鼓勵擴大民間投資，放寬市場準入支持民間資本進入基礎產(chǎn)業(yè)、基礎設施、市政公用事業(yè)、社會事業(yè)、金融服務等領域。這對于突破中小企業(yè)發(fā)展瓶頸，激發(fā)民間投資的巨大潛能，將發(fā)揮十分重要的作用。

第三，《“十二五”規(guī)劃建議》提出發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，改造提升制造業(yè)，培育發(fā)展戰(zhàn)略型新興產(chǎn)業(yè)、加快發(fā)展服務業(yè)論文格式模板?！督ㄗh》指出要加強政策支持和規(guī)劃引導，強化核心關鍵技術研發(fā)，突破重點區(qū)域，積極有序發(fā)展新一代信息技術、節(jié)能環(huán)保、新能源、生物、高端裝備制造、新材料、新能源汽車等產(chǎn)業(yè)，加快形成先導性、支柱性產(chǎn)業(yè)工商管理論文，切實提高產(chǎn)業(yè)核心競爭力和經(jīng)濟效益。發(fā)揮國家重大科技專項的引領支撐作用，實施產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展工程，加強財稅金融政策支持，推動高技術產(chǎn)業(yè)做大做強。這對于優(yōu)化中小企業(yè)發(fā)展環(huán)境，提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力具有極其重要的作用。

因此，無論從哪個角度看，我國的中小企業(yè)已經(jīng)站到了新的起點上。在新的歷史階段，中小企業(yè)將會獲得更大的發(fā)展機會。展望“十二五”，中小企業(yè)一定會成為轉方式、保民生的重要力量。

三、“十二五”時期推進我國中小企業(yè)轉變發(fā)展方式的對策建議

（一）提高自主創(chuàng)新能力，推進企業(yè)向依靠技術創(chuàng)新轉變。

推進中小企業(yè)轉型升級，關鍵是要提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力。應對國際金融危機的實踐表明，企業(yè)如果沒有核心技術就難以抵御市場的沖擊，更難以保持市場競爭優(yōu)勢。

依靠技術創(chuàng)新推進企業(yè)轉型升級，提高產(chǎn)品技術含量，提高產(chǎn)品附加值。一是要提高原始技術創(chuàng)新能力，在參與國際競爭和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整中實現(xiàn)技術領先。有條件的企業(yè)要注意把握新一輪科技革命的趨勢，著力開展前沿技術、基礎性技術、核心技術的研發(fā)，搶占科技制高點。中小企業(yè)要走“專、精、特、新”的差異化創(chuàng)新道路。要以開放的思維構建各類創(chuàng)新平臺，用好社會各類創(chuàng)新資源，開展產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟創(chuàng)新、產(chǎn)學研合作創(chuàng)新，提高創(chuàng)新速度和效率。二是要在引進國外先進技術的基礎上，加強消化吸收再創(chuàng)新。在國際金融危機情況下，我國經(jīng)濟仍保持快速發(fā)展，這為企業(yè)引進國外先進技術提供了有利環(huán)境。當前，要認真總結鋼鐵、家電、通訊、電子等行業(yè)消化吸收再創(chuàng)新的成功經(jīng)驗，強化企業(yè)間的合作與政府部門的協(xié)調(diào)，真正實現(xiàn)在引進中學習、在學習中趕超，形成自主核心技術和生產(chǎn)能力。三是要不斷推進企業(yè)技術改造。技術改造具有投資少、工期短、見效快、避免重復建設等優(yōu)點。今年，國家將繼續(xù)重點支持企業(yè)技術改造，并將中小企業(yè)納入到了支持范圍。企業(yè)要抓住難得的政策機遇，用足用好技改政策，把技術改造的重點放在產(chǎn)品結構調(diào)整、工藝水平和產(chǎn)品質(zhì)量提高、裝備智能化、節(jié)能降耗、環(huán)境保護、安全生產(chǎn)等方面，將技術改造與產(chǎn)業(yè)升級、自主創(chuàng)新、淘汰落后產(chǎn)能和加強管理有效結合起來[2]。

（二）實施人力資本戰(zhàn)略，推進企業(yè)向知識密集型轉變。

隨著經(jīng)濟全球化發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，勞動密集型企業(yè)不能僅僅停留在或滿足于依靠廉價勞動力來維持企業(yè)的生存，需要加快轉型升級，更多地轉向依靠知識特別是員工素質(zhì)提高來實現(xiàn)企業(yè)快速成長和保持市場競爭優(yōu)勢。

當前，推進勞動密集型企業(yè)向知識密集型企業(yè)轉型，最為關鍵的是突出培育造就高素質(zhì)管理人才、創(chuàng)新型科技人才和高技能人才。培養(yǎng)高素質(zhì)管理人才需要更新觀念，不斷提高管理者自身素質(zhì)和戰(zhàn)略決策能力，探索適應知識型企業(yè)管理的有效模式。培養(yǎng)創(chuàng)新型科技人才需要不斷壯大科技人才隊伍工商管理論文，營造良好的創(chuàng)新環(huán)境，寬容失敗，鼓勵創(chuàng)新論文格式模板。培養(yǎng)高技能人才需要努力提高勞動者素質(zhì)，加強員工培訓，開展全員創(chuàng)新活動，充分調(diào)動員工的工作積極性和創(chuàng)造性。針對農(nóng)民工問題，要加強就業(yè)前培訓，推行職業(yè)資格證書制度，提高新生勞動力的就業(yè)能力。同時，要尊重員工的勞動，實現(xiàn)企業(yè)與員工共同成長。

（三）發(fā)展低碳經(jīng)濟，推進企業(yè)向綠色發(fā)展轉變。

當今人類面臨的重大挑戰(zhàn)是氣候變化給全球經(jīng)濟發(fā)展帶來的巨大影響。各國都在強調(diào)將經(jīng)濟發(fā)展納入生態(tài)系統(tǒng)，大力發(fā)展低碳經(jīng)濟，走綠色發(fā)展道路，要求企業(yè)承擔更大責任。我國正處于工業(yè)化進程當中，要實現(xiàn)集約、高效、無廢、無害、無污染的綠色發(fā)展，關鍵是推進企業(yè)轉型升級。當前，企業(yè)要從戰(zhàn)略高度認識資源節(jié)約、節(jié)能減排、環(huán)境保護和發(fā)展低碳經(jīng)濟的重要性，從產(chǎn)品設計、生產(chǎn)經(jīng)營、市場營銷等各個環(huán)節(jié)入手，積極開發(fā)和運用綠色低碳技術，致力于打造綠色產(chǎn)品生產(chǎn)鏈，將節(jié)能減排與產(chǎn)品結構調(diào)整相結合，培育出新的經(jīng)濟增長點，從而達到經(jīng)濟效益、社會效益和生態(tài)效益的相統(tǒng)一的最終目標。

（四）鼓勵金融創(chuàng)新，推進構建適應中小企業(yè)特點的金融服務體系。

構建適應中小企業(yè)特點的金融服務體系，國家要下大力發(fā)展多種形式的小型金融機構，鼓勵以民間資本為主體發(fā)起設立村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司、農(nóng)村資金互助社等小型金融機構；制定審核標準，嚴格審批程序，逐步允許民間資本控股村鎮(zhèn)銀行或社區(qū)銀行；在加強監(jiān)管、防范金融風險的前提下，引導地下金融公開化、規(guī)范化；鼓勵金融創(chuàng)新，穩(wěn)步推進小企業(yè)短期融資券和集合債券融資，積極探索試點股權投資基金，鼓勵創(chuàng)業(yè)投資、私募股權基金、并購基金發(fā)展；加快發(fā)展信用擔保、產(chǎn)權交易、審計評估、法律咨詢等中介服務機構，積極探索融資超市、網(wǎng)上融資服務等多種模式，為中小企業(yè)貸款提供便利。同時，國家要結合金融體制改革，建立和完善適應于中小企業(yè)貸款特點的銀行體系，引導和鼓勵大型金融機構改進金融服務，增加對中小企業(yè)特別是小型微型企業(yè)的貸款，健全中小企業(yè)信用擔保體系，健全和完善多層次的資本市場體系工商管理論文，拓寬融資渠道，逐步建立起一套適應中小企業(yè)特點的金融服務體系[3]。

（五）加強政策扶持，推進營造中小企業(yè)發(fā)展的良好環(huán)境。

政府有關部門應加大對中小企業(yè)轉型升級的支持力度，加快建立扶持中小企業(yè)技術創(chuàng)新的服務平臺，推動各類實驗室和測試中心向中小企業(yè)開放，暢通中小企業(yè)與科研機構、大專院校對接渠道；進一步改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境，推動小企業(yè)創(chuàng)業(yè)基地建設，擴大創(chuàng)業(yè)輔導范圍；改進中小企業(yè)稅費政策，繼續(xù)調(diào)整和降低增值稅小規(guī)模納稅人的征收率，減免新建小企業(yè)和個人創(chuàng)業(yè)的稅賦，制定針對勞動密集型小企業(yè)的稅費優(yōu)惠政策，進一步清理各種行政和事業(yè)性收費；推動產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，重點培育具有競爭優(yōu)勢的高新技術產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮大企業(yè)的龍頭作用，通過吸引更多相關中小企業(yè)聚集，不斷完善和延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，形成以小企業(yè)大協(xié)作、小產(chǎn)品大市場為特點的產(chǎn)業(yè)集群；進一步發(fā)揮行業(yè)協(xié)會商會作用，規(guī)范市場秩序、加強行業(yè)自律、促進有序競爭。

轉變經(jīng)濟發(fā)展方式是《“十二五”規(guī)劃建議》的一條主線，也是我國經(jīng)濟社會領域的一場深刻變革，更是決定中國現(xiàn)代化命運的重大轉折。中小企業(yè)作為國民經(jīng)濟的重要組成部分，應當在加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的過程中主動作為，不斷提高市場競爭力和抵御風險能力，加快自主創(chuàng)新，切實推進節(jié)能減排、積極履行社會責任，努力發(fā)展成為新經(jīng)濟形勢下促進我國經(jīng)濟社會健康發(fā)展的生力軍。

[參考文獻]

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[2]郭朝先.中小企業(yè)發(fā)展問題與發(fā)展方式轉變[J].稅務研究，2009(8).P:3-7

篇(4)

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(jīng)濟建設活動，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?？梢?，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，財政支出結構的變動對經(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，財政支出應怎樣安排呢？這不但是發(fā)達國家財務管理論文，也是轉軌國家和發(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)地研究財政支出結構對經(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(jīng)濟增長關系的研究，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，而對于財政支出結構與社會公平關系的研究則明顯滯后。

對于國內(nèi)研究而言，目前已有的關于財政支出結構對經(jīng)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(jīng)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(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(shù)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。寇鐵軍、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)，構造了六個模型方程分別研究財政支出結構與經(jīng)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(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，得出財政支出結構對城鄉(xiāng)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(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(nèi)外關于財政支出結構對經(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構與經(jīng)濟增長，或者是財政支出結構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。只考慮財政支出結構與經(jīng)濟增長的關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(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上，采用向量誤差修正模型、脈沖響應函數(shù)等動態(tài)分析方法系統(tǒng)考查財政支出結構變動對經(jīng)濟增長和社會公平動態(tài)影響。

（二）理論分析

財政支出結構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(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，直接構成社會總需求的一部分，通過乘數(shù)效應拉動經(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，如基礎設施建設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、教育以及衛(wèi)生等領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，促進經(jīng)濟持續(xù)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(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(wěn)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(jīng)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(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(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)財務管理論文，P1P2分別表示農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民占總人口的比重，u1u2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(jù)官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，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(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，以確定財政支出結構與經(jīng)濟增長、社會公平之間的長期穩(wěn)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(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)定的長期均衡關系和動態(tài)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(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，構造出分析財政支出結構影響經(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檢驗結果顯示，樣本期間內(nèi)僅有財政投資性支出和轉移性支出是非平穩(wěn)時間序列財務管理論文，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(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；（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)整關系。如果它們之間具有協(xié)整關系，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)整檢驗結果

原假設

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；趨勢假設：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(xié)整關系存在，后者認為有3個協(xié)整關系存在。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。

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(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(xié)整分析得出的經(jīng)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?nèi)?0%置信度水平可得到如下結論：（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雜，經(jīng)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(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移性支出既是經(jīng)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(chuàng)造了平等的受教育和醫(yī)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(xiàn)創(chuàng)造了結果公平條件。

（四）脈沖響應和方差分解

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(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的方向、時滯效應以及穩(wěn)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(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，脈沖響應函數(shù)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(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 圖2 經(jīng)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(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(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(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，隨后產(chǎn)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(jīng)濟增長率產(chǎn)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(jīng)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(jīng)濟增長具有穩(wěn)定的引致效應，不存在擠出效應。

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(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%，而整個期間財政轉移性支出對其影響基本穩(wěn)定在3%。

四、研究結論與政策建議

經(jīng)濟增長和社會公平是構建和諧社會可持續(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，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）在財政支出結構上，財政消費性支出對經(jīng)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(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果公平創(chuàng)造了條件。

因此，從本文的研究結果和我國社會發(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，政府應該適時調(diào)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(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(jīng)濟快速增長；長期內(nèi)，科學、教育、文化和衛(wèi)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(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(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(jīng)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(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。

參考文獻

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[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）.

篇(5)

英文名稱：Science & Technology Progress and Policy

主管單位：中國管理科學學會、湖北省科技廳

主辦單位：中國管理科學學會;湖北省科技信息研究院

出版周期：半月

出版地址：湖北省武漢市

語

種：中文

開

本：大16開

國際刊號：1001-7348

國內(nèi)刊號：42-1224/G3

郵發(fā)代號：38-118

發(fā)行范圍：國內(nèi)外統(tǒng)一發(fā)行

創(chuàng)刊時間：1984

期刊收錄：

中國人文社會科學引文數(shù)據(jù)庫(CHSSCD―2004)

核心期刊：

中文核心期刊(2008)

中文核心期刊(2004)

中文核心期刊(2000)

中文核心期刊(1996)

中文核心期刊(1992)

期刊榮譽：

中科雙百期刊

第二屆全國優(yōu)秀科技期刊

第三屆(2005)國家期刊提名獎期刊

聯(lián)系方式

篇(6)

英文名稱：Fly Ash Comprehensive Utilization

主管單位：河北省建筑材料工業(yè)辦公室

主辦單位：河北省墻材革新辦公室;石家莊市粉煤灰綜合利用和墻改辦公室

出版周期：月刊

出版地址：河北省石家莊市

語

種：中文

開

本：大16開

國際刊號：1005-8249

國內(nèi)刊號：13-1187/TU

郵發(fā)代號：18-213

發(fā)行范圍：國內(nèi)外統(tǒng)一發(fā)行

創(chuàng)刊時間：1987

期刊收錄：

核心期刊：

期刊榮譽：

聯(lián)系方式

期刊簡介

《粉煤灰綜合利用》（雙月刊）創(chuàng)刊于1987年，由河北省墻體材料革新辦公室 石家莊市粉煤灰綜合利用和墻改辦公室主辦。由國家計委地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展司指導，是國內(nèi)第一份粉煤灰綜合利用專業(yè)技術期刊，也是工業(yè)廢渣治理研究的重要期刊，本刊宗旨是：面向全國，宣傳國家有關粉煤灰綜合利用工作的方針政策法規(guī)，傳播粉煤灰綜合利用的新工藝、設備、新技術、新產(chǎn)品、新經(jīng)驗，為加快綜合利用步伐，節(jié)約資源，消除污染，保護環(huán)境，化害為利，造福社會和經(jīng)濟建設服務。

篇(7)

二、強化政策管理。

1、加強現(xiàn)有的稅收政策的貫徹執(zhí)行力度，深化流轉稅管理。

2、完善減免稅管理，嚴格執(zhí)行相關減免規(guī)定，堵塞管理漏洞。

三、加強調(diào)研工作。做好增值稅轉型的調(diào)研和準備工作，積極應對流轉稅制改革。一要科學測算增值稅轉型改革稅收收入的影響，按要求進行測算上報，為上級機關決策服務；二要加強對環(huán)境保護稅收政策以及中部崛起稅收鼓勵政策的研究；三要清理、規(guī)范流轉稅優(yōu)惠政策。

四、按照精細化的要求抓好日常管理。1、加強稅源管理，重點是稅源監(jiān)控和對本地區(qū)重點稅源的管理；2、加強增值稅一般納稅人管理。首先，要加強對一般納稅人的認定管理，嚴格按照總局規(guī)定的標準認定一般納稅人，堅持“三約談一核實”的要求,把好實地核查、領導審核關，同時做好一般納稅人核查、審批等環(huán)節(jié)的工作，將年審納入到日常管理中來；3、鞏固和提高金稅工程增值稅征管信息系統(tǒng)運行質(zhì)量。強化考核，以考核促管理。責任落實到具體崗位具體責任人，如有重大事件發(fā)生要向分局金稅工程領導小組及時書面報告情況，確保金稅工程增值稅征管信息系統(tǒng)運行質(zhì)量在全市名列前矛。4、加強發(fā)票管理，在一般納稅人中大力推廣防偽稅控系統(tǒng)版普通發(fā)票使用，提高個體工商戶發(fā)票使用率；五是完善增值稅一般納稅人納稅申報“一窗式”管理。嚴格依照總局《增值稅一般納稅人納稅申報“一窗式”管理操作規(guī)程》規(guī)范操作行為，積極探索，及時發(fā)現(xiàn)問題，解決問題，逐步完善“一窗式”管理模式。重點是做好其他抵扣憑證審核檢查工作。

五、推進流轉稅信息化建設。

1、做好建立流轉稅工作平臺的準備，根據(jù)分局實際向上級

提出流轉稅工作平臺的各項需求的建議，確保明年九月份前完成；

2、進一步提高金稅工程數(shù)據(jù)采集和傳輸質(zhì)量；

3、積極推行“一機多票”系統(tǒng)，認真核實一般納稅人增值

稅普通發(fā)票（不含商業(yè)零售）的用量，做好企業(yè)DOS版開票金稅卡的更換工作；

4、協(xié)助技服單位搞好企業(yè)端開票系統(tǒng)升級培訓工作；

5、做好前期準備，有計劃的在增值稅專用發(fā)票月認證量在100份以上的一般納稅人中推行“網(wǎng)上認證”工作。

（二）所得稅管理

一、進一步加強企業(yè)所得稅政策管理，做好稅收政策的宣傳、輔導和培訓工作。

二、進一步加強企業(yè)所得稅稅源管理,進一步做好各項基礎性工作。主要包括政策、稅源、征收、減免稅和資料管理五方面的內(nèi)容。

（1）在政策管理上，做好所得稅政策宣傳、政策執(zhí)行落實、政策執(zhí)行情況檢查三個環(huán)節(jié)的工作。

（2）在稅源管理上搞好所得稅稅源冊籍管理，抓好稅源普查工作，掌握稅源動態(tài)變化情況。

（3）在征收管理上，健全納稅申報、征收方式的確定到稅款入庫等一整套管理程序。

（4）在減免稅管理上，做到“三個嚴格”，即嚴格執(zhí)行政策、嚴格申報程序、嚴格按權限辦理。

（5）完善資料管理。使資料管理貫穿于所得稅規(guī)范管理的全過程，建立所得稅納稅資料的收集、整理、傳遞、歸檔保管、反饋等制度。

三、根據(jù)稅收管理精細化的要求，進一步搞好所得稅規(guī)范管理。建立稅源登記制度，加強部門配合，主動取得工商、國稅部門支持，定期核對納稅人的登記資料，發(fā)現(xiàn)漏征漏管戶應及時補辦稅務登記并納入正常管理。并及時對企業(yè)的各項有效數(shù)據(jù)進行收集、整理、歸類，并將這些資料進行適當數(shù)據(jù)處理。

四、嚴格加強對納稅人的收入管理，監(jiān)督企業(yè)如實反映收入，嚴格按權責發(fā)生制原則確定收入的實現(xiàn)；

五、加強預征管理，根據(jù)納稅人的具體情況確定預繳的期限和金額，并嚴格按確定的金額預征企業(yè)所得稅。

六、大力清理欠稅，建立臺賬，逐戶逐月落實收入進度和壓欠情況

七、根據(jù)匯繳清繳改革要求，落實好20__年度企業(yè)所得稅匯繳清繳工作，組織召開了一次由企業(yè)所得稅納稅單位的財務負/:請記住我站域名/責人、辦稅人員參加的專門會議。安排布置二0__年度的匯算清繳工作。

八、進一步加強對納稅人的減免稅、財產(chǎn)損失及稅前扣除項目的審核報批，對按稅收法規(guī)及有關規(guī)定需經(jīng)稅務機關審批后方執(zhí)行的稅前扣除項目，必須嚴格按照審批權限對照有關規(guī)定認真審查，未經(jīng)稅務機關批準的，一律進行納稅調(diào)整，不得稅前扣除。做到及時調(diào)查核實，嚴把政策關口，嚴格報批程序。

（三）征收管理

一、以提高征管“六率”為主要目標，圍繞“征管六率”分析、查補征管漏洞，加強稅源的有效控管，不斷提高分局征管質(zhì)量，認真做好催報催繳工作，如實編報征管質(zhì)量考核表。

二、加強與其他部門的信息交換與溝通，繼續(xù)加大對轄區(qū)內(nèi)漏征漏管戶的清理，及時做好新辦戶的稅務登記工作，及時、妥善地解決稅收議，提高管轄爭工作效率。

三、核實在冊的稅務登記戶和注冊登記戶，及時發(fā)現(xiàn)和處理準備逃跑或已失蹤納稅人，清理非正常戶，追繳相關證件，并配合稽查部門追繳流失的稅款。

四、認真做好個體稅收的管理，積極探索科學的個體經(jīng)營信息采集方式和公平、公正、先進的定稅方法，完善電子定稅管理辦法， 及時調(diào)整行業(yè)參數(shù)水平。

五、結合實際推行經(jīng)濟、靈活、便利的多元化申報方式，做好同城辦稅各環(huán)節(jié)的協(xié)調(diào)工作，認真落實好下崗再就業(yè)個體經(jīng)營者的稅收優(yōu)惠政策，公正執(zhí)法，優(yōu)質(zhì)服務。

六、加強稅收征管基礎工作，繼續(xù)完善稅收管理員職能，提高征管工作的信息化水平，提高工作效率。

七、加強納稅服務。進一步改進服務手段，提高服務水平，把公開、公平、公正執(zhí)法作為管理與服務的結合點，以優(yōu)質(zhì)的稅收服務引導納稅人提高依法納稅的意識。

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