導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇財政支配論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

Malmquist（1953）提出了“Malmquist生產率指數”的概念，使得我們可以在動態條件下，繼續在非參數框架內開展進一步研究。Malmquist指數可以分解為三個部分：技術效率變化、規模效率變化和技術進步。它們分別反映了按照既定的要素投入比例，產出水平的提升或下降程度；生產規模是處于哪個階段，即收益遞增、遞減還是不變階段；前沿面所代表的技術在兩個時期之間的進步或者退步。

目前，將DEA技術與Malmquist指數相結合，從動態角度分析財政支出效率跨期變化情況的成果尚屬空白。本文對此進行嘗試性研究，以期有利于提高我國的財政管理水平，最大程度地實現財政資金的效能。

研究方法

Malmquist指數最早由曼奎斯特（Malmquist，1953）作為一種消費指數提出，它是距離函數的比值（Cavesetal.，1982），利用DEA效率測度可以很容易地表達生產率進步的Malmquist指數。

對具有跨期行為的DMU來說，t+1期的產出和投入與t期不同，至少有三個情況使得t+1期的產出改變：投入改變、技術改變、效率改變。假定規模收益不變（CRS）條件下，有單投入單產出生產函數y=f（k），那么產出增加的源泉分解如圖1所示。

在圖1中，技術改變意味著生產前沿面的改變，因而它代表著生產前沿面由CRS（t）向CRS（t+1）運動，如B點移至C點，D點移至E點；效率提高指在原有技術前提下，采取最優的生產實踐，降低技術無效率和配置無效率情況，它意味著技術向生產前沿面的垂直運動，比如，生產由A點向B點運動；投入改變意味著生產沿著生產前沿面運動，比如，投入增加意味著生產由B點向D點，或C點向E點運動。

假設，同一個DMU在兩個時期進行生產，第期的投入產出組合為（kt，y（kt））用P點表示，在t+1期的投入產出組合（kt+1，y（kt+1））用Q點表示。

CRS（t）與CRS（t+1）分別表示第t期和第t+1期的規模收益不變生產技術，即生產前沿面。通過CCR模型即可求得第t期和第t+1期的效率水平，分別記為θt和θt+1，那么第t期和第t+1期的潛在產出分別為yt（kt）=yt/θt和yt+1（kt+1）=yt+1/θt+1。于是有：

（1）

右邊同時乘除yt（kt+1），經變換有：

（2）

yt（kt+1）的含義是，利用第t期的生產技術，在投入為kt+1情況下的潛在平均產出。上式中，產出yt+1/yt的變動可分為三部分：θt+1/θt表示效率提高；yt+1（kt+1）/yt（kt）表示生產前沿面的變化，即技術進步；表示投入改變對產出的影響。

在（2）式中，技術進步的公式是以第t+1期為基期衡量的，而投入變化是在第t期衡量的。類似地，如果以第t期為基期衡量技術進步，而在第t+1期衡量投入變動，則可以得出一種新的產出增長分解方式。在（1）式右邊同時乘除yt+1（kt），于是有：

（3）

為避免基準的混淆，可取上述兩值的幾何平均數解決矛盾，即

（4）

描述了兩個時期內效率值的相對變化，也就是所謂的“追趕指數”。表示“前沿面生產率指數”，測度了兩個前沿面的相對距離。由于一個前沿面就代表一種生產技術，因此，描述的是兩個時期內技術進步情況。最后的表示投入規模變化對產出的影響。從上面的分析可以看出，測度效率變化的Malmquist指數就是e•t這一部分。如果估計值大于（小于）1，則表示生產率發生進步（惡化）。

實證結果

本文的研究對象覆蓋30個省級地方政府（除外）。本文選取的投入產出指標與劉振亞等人（2009）相同，數據則來自《中國統計年鑒》（2001～2009）、《中國檢察年鑒》（2002～2008）、《中國財政年鑒》（2001~2008）以及各省統計年鑒（2001~2008）。由于最新數據只能從相關年鑒2009版獲取，即某些變量值最多更新至2008年。本文寫作時，《中國財政年鑒（2009）》尚未出版，所以無法獲取2008年度個省預算外財政支出的相關數據。衛生產出統計指標中，嬰兒死亡率與人口預期壽命這兩項指標都只有10年一次的人口普查才公布，因此，本文只能選用2000年公布的新邁數據。

在測度了各省在兩個時期的相對支出效率的基礎上，可進一步得到在規模收益不變（CRS）條件下，各省的投入導向型Malmquist指數及技術效率變化、技術進步變化、純技術效率變化、規模效率變化情況。結果如表1所示。

從縱向的時間維度來看，各省的Malmquist指數平均僅增長了5.6%，說明財政支出效率總體進步較低。效率增長主要歸功于技術水平的變化，技術進步幾乎是前一時期的3倍，說明“十一五”時期表現最好的寧夏比“十五”時期表現最好的安徽更優?？疾炱趦燃夹g效率發生了嚴重退步，效率值僅為原來的38.9%。技術進步率的惡化可以分為兩個部分，其中，規模效率下降了3%，而純技術效率的退步程度為59.9%，對技術效率下降起主要作用。

上述分析表明，財政支出效率的規模效率變化不大，而純技術效率大大退步，進而影響了整個財政支出效率水平的提高。純技術效率只與政府本身有關，因此，政府應當切實提高決策水平，優化資源配置，提升技術效率。

從橫向的區域角度來看，這個階段Malmquist指數由高到低依次是西部地區、東部地區、中部地區。東部和西部都有一定的效率進步，平均增長分別為121.02%和43.35%，而中部的平均增長為-12.86%，產生了效率惡化。從經濟地理上呈現“兩邊高，中間低，中部塌陷”的態勢。技術效率均有退步，從東至西依次下降了47.2%、67.91%和18.61%，而這三個地區的規模效率變化差異不大，分別為0.69%、-7.59%、1.6%。

因此，技術效率惡化的根本原因在于純技術效率的退步，純技術效率變化的顯著差異造成技術進步率存在著較大差異?？傮w而言，東部和西部省份的純技術效率惡化情況稍好于中部地區。

篇2

首先，人才培養目標具有一定的導向作用，在進行大學的人才培養工作中，需要一定的目標作為指導，做好方向性的指引，使得人才培養朝著科學的目標前進，進而提高人才培養工作的效率和進程。其次，人才培養目標的穩定作用，從人才培養工作本身來說，其系統性相對較強，其中包含的細節較為縝密，需要做好相關的規劃和統籌。其穩定性主要表現在工作要圍繞著一個中心點來進行，保證人才培養目標的長期性。再次，人才培養目標的激勵作用，對于大學的教育工作來說，各項工作的最終目的都是進行人才的培養，因此，這一目標在實際的工作中，可以起到一定的激勵和促進的作用。使得大學教育的各項工作的成效都有所提高。

1.2人才培養的目標

首先，人才培養就是給教育工作奠定基礎的，所以在人才培養目標的工作中總是以實現教育目的為基礎。因此，在實際的工作中，人才培養工作要根據教育的基本模式，學科之間的聯系以及地域之間的差別來進行，將教育的基本理念融入到人才培養的工作中。其次，大學的思想政治教育工作遵循了國家的傳統美德，因此，進行人才培養就是為了對教育工作提供更為優質的服務，明確教育目標，促進社會的發展。

2地方大學思想政治教育工作的現狀

2.1工作機制繁瑣

根據大學生相關的政治教育工作的基本規定來看，當代的地方大學思想政治教育工作主要是以高校的校長為主體來進行。這種體制被稱為校長負責制，在思想政治教育工作展開的過程中，在政治、思想以及其他的方面都要有黨委來進行監督和管理，同時保證按時高效地完成思想政治工作的任務。另外，說這項工作具有一定的繁瑣性主要是由于其涉及到的部門數量和類型也存在著一定的多樣性。包括人事處、教育處、科研處等等。只有各個部門能夠相互協調，團結合作，才能把地方大學的思想政治教育工作做好。

2.2教育對于雙重性主導

首先，在思想政治教育工作中，其主導主體主要是共青團隊伍和黨政隊伍兩個大的方面。其中組成的部分主要是教育部門的負責人，職能部門的負責人等等。其次，從學科的設置上可以看出，哲學專業的教師和思政部的教師也是思想政治教育工作的主導。但是和大城市的大學教育相比，地方的大學思政教育的師資還存在著不足的現象。一些專業的教師和輔導員都是采用外聘的方式，長期實行聘用制不利于高校的教育目標的實現，無法實現“名師效應”。再次，地方大學的班主任，其構成主要也可以分成兩種形式，一個是輔導員兼職，一個是任課教師作為班主任?？梢?，班主任制度的完善程度還不夠，總體體現出年輕化的趨勢。

2.3教育方式方法

第一，地方大學的思想政治教育工作的模式還采用傳統的填鴨式教學，主要就是在課堂上，思政教師進行理論知識的灌輸。這種方式是對人才培養目標的忽視，對于學生來說，其理解能力和接受程度不同，因此，思想政治教育也要具有一定的針對性和層次性，要找到學科之間的差異，提高思政教育工作的效率。第二，地方大學在教育方式以及教育規模上都會受到資金、環境以及地域的限制，教育過程主要以教師為主，教育屬于硬性的教育，毫無新意。

3關于地方大學思想政治教育的研究意義

無論是從理論的角度還是實踐的角度來說，都具有一定的現實意義。首先，從理論上價值上來講，地方性大學的思想政治教育工作是高校教育的切入點，具有一定的典型性和代表性，對其進行深入研究，可以完善我國的教育體系。大學的思想政治教育工作在進行的過程中主要以哲學中的世界觀和方法論作為指導，具有一定的可行性和必要性。以人才培養為目標的大學思政教育轉變了思維方式，實現了關系思維。其次，從實踐意義上來看，這種教育方式打造了一種思想政治教育的全新模式，將主體和客體相互聯系，能夠有效地解決生活中的基本問題，大學生們不僅能夠通過獨立的思考解決身邊的問題，還能完善思維方式。有利于地方大學生素質的培養，保證其發展的全面性。另外，地方大學的思想政治教育工作的模式可以為我國的高等院校所借鑒，實現高效教育模式的統一化。

4地方大學思想政治教育對策

4.1調整教育工作機制

對于地方大學來說，對教育機制進行調整的過程中可以積極地參照國家一些重點院校。在校園中建設關于黨群機制、資源以及保障機制或者是業務機制的相關部門，這樣不僅可以節省教育管理的相應成本，同時還能夠培養學生的學習積極性，將教育和服務相互連接，完善教育理念。從地方大學思想政治教育工作的目標可以看出，做好思政教育工作就是要實現人才培養的目的。

4.2加強教師隊伍的建設

地方大學的思政教育工作中，教師占據了主導的位置。因此，加強教師隊伍的建設具有一定的意義，可以從下面幾個方面來分析：首先，要加強對黨政干部的教育和培訓，同時對于共青團隊伍的素質也要提高重視，發揮工作機制的作用，建立健全大學教育中的保障體系，提高思想政治教育工作的穩定性和整體性。教師本身要具備相應的能力和技能，能夠在教育教學中做到創新思路和教學方法，能夠以學生為主體，將以人為本的基本原則貫穿到思政教育工作的實際中。其次，思想政治教育工作本身就和哲學學科以及專業技能相聯系，因此，教師們應該具有基礎的哲學修養，進而提高教師隊伍的綜合實力。如果地方大學的條件允許可以另外聘請一些資質較高，專業技能扎實的專家和學者來進行座談，提高思想政治教育的教育成果。當然，這一做法需要和大學的經濟基礎以及各項工作的完善程度相適應，提高教育的高效性。最后，要對班主任和輔導員的工作區分開來，明確分工。因為，從這兩個職務的本質上來看，班主任就是要集中精力對班級的事物進行管理，而輔導員就是抓學生的生活事物，二者分工不同，任務各異。所以要努力強化班主任和輔導員的隊伍。

4.3注重網絡育人

提升網絡育人的實效。隨著計算機信息技術的迅速發展，網絡媒體己成為一種認識世界和改造世界非常普及的媒介和載體。高等院校要重視校園信息網絡的建設，建設好各級各類網站，既要突顯思想政治教育的主旋律，用社會主義先進文化積極搶占網絡思想政治教育陣地，又要順應大學生的個性發展及需要，科學合理設置欄目，內容要體現理論性，也要體現出時尚性和生動性，貼近學生的學習和生活，滿足學生的網絡文化需求，突顯校院網站的育人功能。

4.4創新思想政治教育方法

（1）學生是受教育的主體，這一觀念要在具體的教學過程中得到重視并且得以實施，從根本上改變灌輸式的傳統教育，教育工作者不要高高在上，經常以說教、談話的形式對學生進行說服教育。

篇3

2高職院校建筑專業“雙證制”的教學模式

2.1高職院校管理課程教學模式構成的多樣性

為滿足“雙證制”人才培養的目標，高職院校建筑專業在課程的設置上，應該更加廣泛，一是在課程和工作崗位的聯系上，廣泛的尋求和社會人才崗位的聯系，確定課程和人才的培養方式相吻合，可以更加明確的讓教師指定相應的教學計劃和教學目標。二是在內容上，教師應創新教學方法，確定以學生為主體，利用如討論式教學法、參與式教學法、互動式教學法、情景式教學法等教學方法增加課堂的活躍度，三是在組織上，教師適當的開展如專業技能比賽等實踐技能培訓的主題活動，針對建筑專業的特殊性，可以采用情景式的方式，啟發學生的創新思維和團隊協作的能力，使得學生們能適應未來的工作需求。

2.2高職院校管理課程的實踐教學方式的廣泛性

在以往高職院校管理課程實踐教學中，實踐通常被理解成為實習，這一錯誤也使得教學質量不高。隨著實踐性教學的廣泛深入，對于建筑專業這個對實際技能要求較高的專業來說，實踐教學的廣泛性是豐富教學文化的主要方式。

2.2.1相關企業實習

組織學生去企業進行專業的實習，是了解企業特點，熟悉建筑行業工作環境的一個有效的措施。通過學生在企業實習，了解建筑企業的運營情況以及所需要的專業知識，并進一步地將專業知識融入到工作的具體操作上，縮短學生在社會的適應期，提高學以致用的有效性，增加學生的實際動手操作能力，這個方法是傳統的實習教學方法，不過也是十分有效的。

2.2.2社會實踐

在不同時期學生掌握的知識程度是不同的，那么開展相關的社會實踐可以貫穿于學生整個學習期間。新的課程改革目標突出培養適應時代的人這一本體功能。社會實踐是對學生認知社會了解社會的一個重要的調查手段。建筑專業的學生通過社會實踐，將自己學到的知識融入到社會實踐中，通過思考，認識到當前建筑行業存在的問題以及相應的解決措施。利用寒暑假和節假日結合所學課程進修相應的調查，可以促進學生的技能提高，增加其社會的實踐能力。

3高職院校建筑專業人才培養工作的建議與措施

3.1發揮教師的主導作用

高職院校由于其學校的特殊性，教師引導其對現實的就業形勢進行分析，讓學生在準確定位自己的同時，調整學生過高的工作期望值，能夠使得學生更加地對知識渴求和對實踐能力重視?！半p證制”便是采用雙重認證，對于學生未來就業有著很大的優勢，在這個培養模式下，教師的重要性是顯而易見的。只有教師采用合理的教學方法，促使學生學以致用，這樣才能使得學生理論和實踐能力相結合，并對學生加以嚴格的管理，做到審時度勢，因材施教。

3.2建立有利于建筑工作的管理體制

學院通過制定人才培養目標和相應的督導機構，對建筑專業的學生提供良好的學習環境和管理措施。在物質和資金保障的前提下，統籌管理，制定和專業相關的人才培養機制、人才培養目標，教學計劃和符合學生發展的課程計劃，并具體負責組織實施。

3.3專業教師全面推行

“雙師”制，學生全面實行“雙證”制實現雙證制，在老師中推行雙師制也是十分重要的。在對學生要求雙證制的同時，對教學質量進行提高，要求所有教師必須取得技師、高級技師或其他職業資格證，是符合教學發展需求的。在學生實行雙證制的時候，校方應注重對學生的引導和認識，使其明白制度對自己將來帶來的好處，要求從自身做起，從點滴做起，加強自己理論知識和實踐能力結合的能力。

4高職院校建筑專業“雙證制”人才培養創新措施

4.1調整考核比例

現如今在教學中，存在著高分低能以及考試作弊的現象，誤導著學生真實能力的表現。從學生自身角度來說高職學生對于自己的自我評價依然居高不下，缺乏對于自身優缺點的理性認知分析，一味好高騖遠地落在知名企業或者熱門行業以及發達地區企業，往往最后卻落得錯失良機無業可就。針對這些出現的問題，及時調整人才培養機制，建立健全考核制度是十分有必要的。在調整中更加注重學生的實際操作能力，針對高分低能現象和考試作弊現象調整考核比例。因為高職學生樂于動手實作，學生只要平時上課認真參與，基本上可以得到50%-70%的分數，因此期末考試只要能考取10%以上的分數就可以合格，取得該門課程的學分或成績，所以學生就沒有必要冒著被留校察看或開除學籍的處分危險去取得合格成績。

4.2改變考核方式

目前仍然存在著一些用人企事業單位對于高職畢業學生的偏見，認為高職學生的能力在本科以及更高學歷的學生能力之下。在人才招聘會或者招聘信息中隨時都可以發現一些并不需要高學歷的工作崗位卻對于高職學生設置了拒絕門檻。而且高職學生即使就業但是卻也難以得到高薪酬待遇并且能夠得到的發展機會也比較少。難以得到社會較高認可和評價，讓很多壯志滿懷的高職學生在頻頻碰壁屢遭挫折傷害之后逐漸喪失斗志。提高教學水平以及學生技能的培養需要的是嚴格的考核制度，對學生的考核方式和評價結果應與企業、行業的要求接軌。在對學生考核中，首先應該嚴肅紀律，在高職學生中建立起良好的學習氛圍。其次是在理論和實踐的結合上，不應只以學生的課堂成績作為參考，要從多方面，多角度對學生的綜合能力進行考核評價，評價的內容要與相關產業發展所吻合，提高高職學生在社會的適應力。

篇4

關鍵詞:

財政學;研究型教學;教學改革

目前我國多所高校提出建設高水平研究型大學的目標。研究型學習與研究型教學是建設研究型大學的重要組成部分。目前，研究型教學已經在我國高等教育諸多學科中得到廣泛應用。然而，通過對現有文獻進行深度梳理后發現，研究型教學目前尚未被應用于財政學課程的教學中。財政是國家治理的基礎和重要支柱。與財政在國家治理體系中的重要位置相對應，財政學作為一個跨經濟學、政治學、公共管理學等學科領域的綜合性學科，是一門重要的專業基礎課程，對于經濟管理類專業的學生來說具有十分重要的意義。在財政學課程中開展研究型教學對于提高該課程的教學質量，提升經濟管理類學生的研究型學習能力具有重要作用。

1研究型教學在我國高等教育各學科中的應用情況

本文在中國知網(CNKI)檢索主題為“研究型教學”的論文，共檢索到論文2420篇(截止到2015年9月)。主題為“研究型教學”的論文最早出現于1996年，此后論文數量逐年增加，年均增長率超過35%，如圖1所示。這一現象說明研究型教學方法在我國課程教學中得到了越來越廣泛的應用。其中，被引頻次最高的論文是張安富于2012年發表的“改革教學方法探索研究型教學”一文。文中提出“應強化研究型教學的意識，轉變教學范式，這是培養學生的創新意識和創新能力，造就創新型人才的關鍵環節”［1］。從檢索結果看，研究型教學方法已被廣泛應用于高等教育、外國語言文學、數學、教育理論與教育管理、物理學、計算機軟件及計算機應用、醫學教育與醫學邊緣學科等學科，如圖2所示。例如，于歆杰等在清華大學電路原理課中進行研究型教學，認為研究型教學強調在教學過程中培養學生的研究能力和研究興趣［2］。

范欽珊等提出在基礎力學課程中實施研究型教學需做到“教學內容重在學術深度、教學過程重在啟發與互動、課外學習重在研究、考試考核方法重在刺激思維鼓勵創新、教育技術的應用重在與課程整合、實驗教學重在自主設計”。李桂娥借鑒劍橋大學研究型教學的經驗，從區域經濟學的學科特點出發，以創新教學理念為指導，以問題為導向，從課堂教學和課外指導兩個方面開展研究型教學［2］。范欽珊等指出清華大學自2001年就開始在“材料力學”“理論力學”“工程力學”等課程教學中進行研究型教學的嘗試［3］，并取得了顯著的成效。陳侃等運用課堂觀察數據進行研究，發現本科課堂上實際體現的研究型教學主要表現為從討論和發表意見的氛圍、鼓勵批判和探索、以問題為中心激發探求欲、結合當下應用實際、介紹研究過程和成果等五個維度。然而，通過對現有文獻進行深度梳理，發現“研究型教學”目前尚未被應用于財政學課程的教學過程中。

2財政學課程教學過程中存在的主要問題

第一，教學手段單一。盡管目前本科財政學課程已采用多媒體方式教學，但是這種方式仍以教師為主，偏重對財政學基本理論知識的系統講授。如果片面地認為使用了多媒體設備，就是進行了教學方法的創新，那么多媒體教學不過是從黑板作為載體的“填鴨式”教學轉化為以計算機為載體的“填鴨式”教學，這樣的方式依舊難以提高學生學習的主動性和積極性。為了提高課堂教學效果，部分教師在財政學課程中運用案例教學法，例如任傳普、鄭潔［4－5］。然而，受限于本科生財政學課程案例教材的缺乏，案例教學效果目前仍難以保證。

第二，教學內容滯后。在當前的財政學課程教學過程中，教師過分強調學科的理論體系，過分強調學生對財政學基本理論的學習與掌握，缺乏對財政學研究前沿進展的跟蹤，缺乏對當前公共財政問題的深入分析與解釋，使得學生對財政學的理解浮在表面，不清楚政府為什么要在不同階段采取不同的財政政策，不理解政府為什么要采取不同的財政政策對經濟和社會進行調控，不能做到理論與實際相結合，無法透過現象探索財政本質，達不到揭示支配這些財政現象的規律的教學目的［6］。

3研究型教學方法在財政學課程中的應用

針對目前研究型教學在我國高等教育各個學科運用的情況以及財政學課程教學過程中存在的問題，將研究型教學方法引入財政學課程中，有助于彌補現有教學方法的不足，提升課程的教學效果，培養學生的研究型學習能力。第一，以研究型教學帶動研究型學習為理念，以推進課程論文寫作和PPT演示為手段，將“自主學習”與“合作學習”相結合，培養學生的獨立研究能力和合作研究能力。在“導論”教學過程中增加中英文文獻的檢索方法、數據搜集方法等內容的講授，并在該章內容結束后列出若干課程論文選題供學生選擇，學生也可以依據自己的研究興趣自行選題，要求學生自己查閱文獻、搜集數據、分析問題，并在課程結束后提交課程論文。根據學生的科研興趣，組建“財政學興趣小組”，由任課教師擔任興趣小組的指導教師，鼓勵學生自由報名參加，吸引部分具有科研潛質的學生參與到興趣小組中來進行研究型學習。圍繞大家共同感興趣的財政問題，利用課余時間，通過QQ、微信等平臺進行互動和交流，開展科研訓練，通過“干中學”提高學生的獨立研究能力。在財政學課程教學過程中開展合作學習，以“收入分配的衡量”為例，按照自然班級將學生分成若干小組，要求每組學生運用所學方法圍繞“在校大學生貧富差距現狀”開展調查研究，并將調研結果制作成PPT在課堂上演示，演示結束后留出一定時間回答同學們的提問，如圖3。

第二，以研究型考核方式檢驗研究型教學和研究型學習的效果，研究型考核方式側重培養學生分析和解決實際財政問題的能力。研究型教學和研究型學習的效果需要研究型考核方式來進行檢驗。課題組將通過課程論文質量、課堂PPT演示效果、期末考試成績三個方面綜合評價學生的學習成績，杜絕死記硬背，鼓勵自由探索、提倡運用所掌握的基本理論知識分析和解決實際的財政問題。課程論文質量主要由任課教師從學習態度、任務量、創新性、內容質量和撰寫質量等五個方面進行綜合評價;課堂PPT演示效果采用德爾菲法，教師評價(權重60%)、學生自評(權重20%)與同學互評(權重20%)相結合的方式進行評價;期末考試成績將降低客觀題的比例，加大主觀題的比例，將客觀題比例控制在20%以內。課堂PPT演示效果的教師評價以PPT演示前的準備情況、PPT演示情況、PPT演示結束后的互動交流情況三方面的考核相結合，合理分配各項權重。學生自評和同學互評均采用課題組設計的量規表進行評價。量規表的設計側重學生提出問題的能力、解決問題的能力、團隊協作能力、表達能力等四大項，每項再設計2～5個二級指標，如圖4。

總之，將研究型教學方法引入財政學課程的教學過程中，既能夠幫助學生完成預定的專業學習任務，又能夠培養學生的研究型學習能力，包括獨立研究能力和團隊研究能力，同時通過課程論文寫作和PPT展示，提升了學生的文字表述能力以及口頭表述能力。

參考文獻:

［1］張安富．改革教學方法探索研究型教學［J］．中國大學教學，2012(1):65－67．

［2］李桂娥．研究型教學在《區域經濟學》教學中的應用［J］．高等教育研究，2010，31(6):90－92．

［3］范欽珊，殷雅俊，陳建平，等．實施研究型教學的創新之路［J］．中國高等教育，2013(5):23－25．

［4］任傳普．案例教學在《財政學》教學改革中的應用［J］．中國城市經濟，2011，(29):177．

篇5

 

為了激活農民購買能力，擴大農村消費，促進內需和外需協調發展，財政部、商務部提出了財政補貼促進家電下鄉的政策思路。自2007年12月起，在山東、河南、四川、青島三省一市進行了家電下鄉試點，對彩電、冰箱（含冰柜）、手機三大類產品給予產品銷售價格13%的財政資金直補。2008 年12月起試點地區擴大為14 個?。ㄊ?、自治區）及計劃單列市，目前下鄉補貼產品已擴大為10 類，摩托車、汽車也名列其中。本文通過分析家電下鄉中財政補貼政策實施的綜合效應，發現其中存在的問題，針對問題提出建議，從而更好的發揮財政政策的杠桿作用。

一、家電下鄉財政補貼政策實施的正面效應分析

1，有利于拉動農村消費，擴大內需，優化我國經濟結構。

擴大農村需求是擴大國內需求的重點，把農村潛在的巨大消費需求轉化為現實購買力，則能為我國日益形成的強大生產力提供有力支撐，為國民經濟提供持久拉動力。從而實現經濟增長方式的轉變，優化我國經濟結構，使消費、投資和出口三駕馬車協同拉動我國經濟增長。家電下鄉政策由國家財政安排專項基金對購買下鄉家電給予銷售價格13%的補貼，這在一定程度上可以減少農民的消費支出成本，降低家電的相對價格，從而提高了農民對家電的需求。

2，有利于改善民生，縮小城鄉差距，促進社會公平。

家電下鄉的推行可以使農村的家電擁有量大大提高，不僅有利于豐富農民的文化生活，還能暢通農民獲取信息的渠道，幫助農民了解國家政策、獲取更多市場信息、學習生產技術，促進農民增收。家電下鄉的推行改善農村消費結構，提高農民的生活質量，這是貫徹國家工業反哺農業、城市支持農村的方針，逐步縮小城鄉發展差距，實現農村經濟社會全面發展的具體體現。

3，適當的財政補貼可以促進行業的發展，消化家電業產能過剩，幫助家電業渡過"難關"。

受人民幣升值、原材料漲價、勞動力成本增加、能源提價和金融危機影響，我國家電產品在出口地需求萎靡，與美國、歐盟的貿易摩擦也不斷升級。在出口銳減的危局下，轉向農村市場銷售，成為中國家電業避風險、保增長的選擇。推廣家電下鄉，能夠促進家電生產、流通和農民需求的有機對接，有利于消化家電產品過剩產能，為企業調整產品結構、促進行業健康發展拓展了空間。

4，有利于完善農村生產和流通服務體系，實現城鄉協調可持續發展。

國家通過財政補貼降低了家電的相對價格擴大了家電的需求，從而為企業進軍農村市場開辟了道路，在為企業開辟市場的同時也為推動農村家電服務體系的建設起到了巨大的作用。此次家電下鄉國家對各生產和流通企業在生產、配送、銷售、維修等方面都提出了明確要求，以引導生產企業設計和生產適合農村消費特點、適應農村消費環境。通過發揮財政資金的杠桿作用，引導更多的企業關注農村市場，不斷建立和完善面向農村的生產、流通和售后服務網絡，改變長期形成的以單一供給結構面向差別很大的城鄉二元結構的狀況，實現協調可持續發展。

二、家電下鄉財政補貼政策實施的負面效應分析

1，財政補貼手續程序繁瑣費時

目前“家電下鄉”大都是“事后補貼”，購買人先付全款，在購買后30日內，持購買產品的發票及復印件、身份證原件及復印件、補貼類家電產品專用標志、購買人儲蓄存折（或糧食直補專用存折）等相關材料，到鄉鎮家電下鄉補貼資金審核辦公室申報補貼。這種補貼方式需要層層審核，手續繁雜。手續的繁瑣影響了農民對“家電下鄉”的熱情，許多農民往往因為手續繁雜放棄了購買計劃。論文參考網。

2，增加政府財政負擔

適度的財政補貼是必要的,但超過財政承受能力會影響到國民經濟的健康、穩定的發展。財政補貼過多，削弱了國家財力,降低了國家宏觀調控能力，擠占經濟建設支出和其他支出，巨大數額的財政補貼，將影響其他支出事項的安排,削弱了國家宏觀調節經濟的功能,妨礙了稅收、信貸、價格等經濟杠桿的功能、同時影響經濟建設規模和經濟發展速度。

3，“家電下鄉”活動很容易滋生“尋租”行為

目前實行的政府招標、逐層撥款、財政補貼的“家電下鄉”模式,正在淪為又一個權力尋租的溫床。政府為“家電下鄉”設置專門產品，并對家電廠商采取“準入“制度的時候，其實是一種非常明顯的“設租”行為。既然已經“設租”，倘若沒有高強度的配套監管約束措施，那么“尋租”就成了機構和官僚本能的沖動。相對于政府和家電廠商，核心的利益相關者，農民（消費者）的博弈能力較弱，對政府掌握“準入”的機構和官員的監督約能力就更加微薄了。

4，財政補貼的無差別對待

在我國不僅城鄉差距巨大，農村與農村之間的發展情況也存在著很大的差距，中西部農村的消費明顯滯后于東部農村。從財政支出的公平性角度來看，政府應按能力原則進行財政補貼，即購買能力相同的農民享受相同的財政補貼，對不同情況的農民要根據其購買能力高低進行反向調節，以達到財政補貼的公平。

三、對“家電下鄉”的幾點建議

1，簡化補貼領取的程序

要因地制宜、分類指導，對那些地理位置偏遠、經濟發展水平落后的鄉村，要加大政策扶持力度；支持物流配送中心建設，著力解決配送成本高、經濟效益低的難題，條件具備的地區可支持建立區域性農村商品采購聯盟。將與財政部門一起研究簡化家電下鄉補貼手續，方便農民領取補貼，同時研究完善監督辦法，防止騙補。

2，加大監督力度、增強“家電下鄉”政策的透明度。論文參考網。

進一步轉變政府職能，增強政府官員的服務意識，減少公權使用范圍；把政府官員的自由裁量權降低到最低，最要堅決斬斷挪用、截留財政補貼款的“黑手”。制定權力制度責任制、權力制衡機制,建立完善的社會監督、舉報體系，建立跟蹤商品的抽樣調查機制，實施有效的事后控制，形成良好的輿論氛圍。同時，加大治理力度，制定嚴厲的法律、法規，降低尋租者的收入預期，以監督和嚴懲兩把“利刃”，使尋租者望“租”生畏。

3，強化各項支農補貼措施，擴大補貼范圍，實行財政補貼政策差別化

家電下鄉應針對各地區收入水平不同給予不同程度的補貼，而對于同一地區的農民也要視其個人購買能力而給予差別對待。論文參考網。強化各項支農補貼措施，擴大補貼范圍，增加補貼額度。

要想真正撬動農村消費市場，最根本的是要提高農民的收入，農民的可支配收入不高，給了補貼一樣買不起。因此可通過多種渠道增加農民收入，強化各項支農補貼措施，擴大補貼范圍，增加補貼額度，竭力保證各項政策落實到位，提高財政支農的績效，以更好地促進農民增收，提高農民收入，增強農民的購買力。

參考文獻：

[1] 方筱萍,盧旋. “家電下鄉”政策的實證分析[J]. 經營管理者, 2009, (12).

[2] 郭振宗. 對“家電下鄉”成效的思考[J]. 管理觀察, 2009, (14).

篇6

中圖分類號：F293.3 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）18-0093-01

近年來，房價一直是非常熱門的話題，作為國民經濟的重要支柱性產業，商品房在促進國家經濟增長和社會發展中具有舉足輕重的地位。甚至商品房收入是地方政府業績的主要依賴對象，是地方財政的主要來源[1]。日前，出現的炒房熱以及泡沫經濟沖擊著商品房價格，伴隨著新一季的適婚年齡人數的高峰，剛性需求的增加也推動著商品房價格持續上漲。因此，本文綜合各個因素進行整體分析，提出建議和對策，使政府調控策略更加有力、有度。

一、規范土地供應

20世紀90年代中期，地方政府手中的金融權力被悉數上收，地方政府賴以主動推動經濟增長并能夠獨立支配的基本只有土地這一項核心資源[2]。于是，房產價格漲得越快，房地產投資越多，拉動經濟增長的力度越大，地方政府的財政收入就越大。這使政府開發土地資源幾乎達到了毫無節制的程度，土地已經成為城市政府名副其實的“第二財政”[3]。首先，對于地方政府的土地控制權應該給以限制，沒有絕對的控制權力。再者，因為房地產收入是地方政府的主要支柱，所以國家放寬政府的對于其他可獲得收入建設的權力。這樣，房地產不再是主要的來源，地方政府的開發力度也會相對降低，土地供應量也會相應降低。

二、積極促進其他行業發展

隨著人均可支配收入增加的同時，政府應該加大力度努力促進發展其他可投資行業。同時，借鑒2008年金融危機的因果，加大對金融市場的有力監管。使人們減少投資房地產項目，該多方面投資其他方面，減少房地產市場的膨脹，能夠有效地降低商品房價格。

三、做好宣傳，防止盲目購房

隨著商品房投資的火熱，中國部分較發達城市已出現了“泡沫危機”。如廣東省，20世紀八九十年代由于大量的農民工進城就業，隨之帶動了商品房的數量和價格的增加，居民對商品房的不斷投入，導致現在廣東省有部分城市已經出現空城，無人居住，這種病態的發展是人們對商品房的信息不完善，隨波逐流現象嚴重導致的。所以，努力宣傳商品房的知識和容易產生的后果等信息，讓人們更加了解房地產市場，科學理性地投資，加大宣傳力度，可有效地減少房地產市場的擁擠狀態，降低商品房價格，防止盲目購房。

四、適當放寬購房要求

針對商品房市場出現的空置現象，一方面，政府應該適當放寬購房者的身份要求，允許有能力并且在城鎮地區長期遷移的非城鎮居民戶口的人在城鎮地區買房；另一方面，政府應采取租賃形式來消化空置房。在我國，由于人口眾多，并且貧富差距大，很大一部分工薪階層及以下的人購買商品房的能力有限，而房屋租賃仍然占有相當大的比例。目前我國市場上可供出租的房屋并不充足，如果能夠促進空置商品房進入租賃市場，將大大地增加出租房的供應量。商品住房的租金價格將會大幅下調，租金的普遍下降，導致對出租房的需求大大增加，進而促進空置房得到更好的消化，同時對降低房價也起到積極作用。因此，要較好地解決商品房空置面積過高的問題，發展租賃市場是一條極為有效的途徑。

參考文獻：

篇7

中圖分類號：F126.1　文獻標識碼：A　文章編號：1003 4161(2011)04-0106-03

一、研究背景和文獻綜述

十一五初期，我國經濟出現了較大的通貨膨脹壓力，在實施了七年的積極財政政策之后，轉入穩健的財政政策階段。但2008年下半年，全球性經濟危機波及我國，使經濟出現下滑，為穩定經濟增長，中央政府相機抉擇，實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。全球性經濟危機爆發之后，各主要經濟體為擺脫經濟危機，紛紛采取注入流動性的辦法來恢復經濟以及緩解債務危機。因此我國整個十一五期間都面臨控制通脹的艱巨任務。而2011年通貨膨脹形勢依然嚴峻，美國堅持量化寬松政策、歐洲經濟恢復形勢不夠明朗、中東地區局勢不穩，這些帶來的國際流動性過剩、大宗商品價格上漲，都將推動物價總水平進一步上漲。因此預防和治理通貨膨脹工作將面臨更大的挑戰，而預期作用于居民的消費行為，進而成為物價總水平的影響因素之一。所以研究預期對居民消費的影響具有較大的現實政策意義。

一般經濟學理論認為，通貨膨脹預期會影響人們的消費，它使人們在一段時期內對其支出行為作出調整。Hende on和Quandt(1971)從微觀層面分析了居民消費和儲蓄的權衡取舍關系。認為通貨膨脹預期的增加會使人們的近期消費增加，這是由于通脹預期一般會降低人們的真實利率預期，所以人們在儲蓄與消費之間就會選擇消費。同時DeLong和Summers(1986)也基于凱恩斯主義模型得出了同樣結論，對于價格上漲的預期可以通過真實利率和對財富的再分配影響居民的消費行為。而另一份基于密歇根大學調查研究中心報告和Juster Thomas、PaulWachtel(1972b)的研究則持相反的觀點，認為較高且不確定的通脹預期會增加人們對未來的不確定性，從而導致人們降低他們的真實收入預期，所以使其當期支出減少。Thomas Juster和Paul Waehtei(1972b)運用人戶調查數據，針對通脹預期對消費者支出進行了研究。結果顯示通脹預期確實會影響人們消費的跨期分配，進一步地，較高的通脹預期，會導致非耐用品和勞務消費支出的增加以及耐用品消費支出的減少。Susan Butch和Dine Wemeke(1975)也持同樣觀點，即較高的通脹預期會導致較高的個人儲蓄以及耐用品支出的減少。目前研究我國通脹預期與居民消費行為的論文并不多，與此相關的有李成、馬文濤、王彬(2009)對1995-2008年的數據進行了動態隨機一般均衡模型分析，認為通脹預期偏差沖擊、能夠解釋20％左右的消費波動。

二、模型和數據

由于我國目前處于城鄉二元的經濟結構，城鎮和農村無論是從收入水平、消費水平、市場發達程度、信息獲取能力和傳遞速度有較大差異，所以本論文將建立模型對城鎮和農村消費行為分別進行分析。

其中城鎮(或農村)人均消費支出反映了城鄉居民的消費行為，而人均可支配收入是消費的基礎。真實利率是當期消費的機會成本之一，早期研究也證明了在通脹預期提高的時候，人們會在消費與儲蓄之間進行權衡取舍，所以同時加入真實利率變量。未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數則是反映未來通脹預期和居民經濟信心的指標。

模型選取十一五期間(2006-2010年)的季度數據，其中被解釋變量為城鎮(或農村)居民季度人均消費性支出，為觀察通脹預期等因素對居民消費行為的影響，運用CPI平減的方法對被解釋變量進行了剔除價格因素。其中，由于公布的月度居民消費價格指數是以上年同月為基數的統計結果，為觀察整個十一五期間的價格變動趨勢，對2007-2010年各月CPI均以2005年同月為基數進行處理。CPI采用國家統計局公布的月度城鎮(或農村)居民消費價格指數，調整后再用月度數據獲得調整后CPI的季度內幾何平均值，作為當季度CPI。城鎮(或農村)居民人均消費支出采用國務院發展研究中心居民生活數據庫中的全國季度統計數據。

解釋變量選取與消費行為相關的真實利率、剔除價格因素后的可支配收入和通貨膨脹預期。其中，真實利率用中國人民銀行公布的三個月定期存款利率，根據每個季度內變化的利率進行平均，求得該季度內平均名義利率，季度內未出現利率變動的，則直接用央行公布的名義利率作為當季名義利率。再減去調整后的季度內通貨膨脹率得到實際利率。

城鎮居民可支配收入直接采用國務院發展研究中心居民生活數據庫統計數據，農村居民可支配數據則采用該數據庫統計的“農民人均現金收入”減“稅費支出”計算得出。兩個指標均進行了CPI平減，以考察真實可支配收入對消費的影響。

通貨膨脹預期采用中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數。未來通貨膨脹預期指數是消費支出的先行變量，選取該指標在一定程度上避免了通脹預期所反映的通脹水平與消費支出之間的相互影響造成的內生性問題。收入預期采用中國人民銀行公布的季度未來收入預期指數。中國人民銀行公布的季度未來通貨膨脹預期指數和未來收入預期指數在2009年第三季度發生統計表示方法變化，按照新算法對之前的指數進行換算，得到新的表示方法下的統一數據。

三、回歸及假設檢驗

城鎮居民消費行為回歸結果：通過第一次回歸結果我們可以看出，真實利率項系數在統計上不顯著，所以考慮利率項數據變動幅度較小，并且我國居民的理財習慣，比較偏好儲蓄，因此舍棄真實利率變量，重新回歸，結果如下：

城鎮居民消費行為的回歸結果中，擬合優度R2=0.952220，可見變量較好地解釋了城市居民真實消費支出，三個自變量系數在l％的置信水平下顯著。方差膨脹因子XIF，遠遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可確認無自相關問題?？梢宰罱K得出城鎮居民的消費行為的回歸方程為：

城鎮人均消費支出=2077.769+0.498563城鎮人均可支配收入+11.77867未來通貨膨脹預期指數-35.36344未來收入預期收數

該回歸結果表明，城鎮季度人均真實消費受當季度城鎮人均可支配收入、未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中城鎮人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.5元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，城鎮人均消費支出將增加約11.78元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當

季度消費約35.36元。

同樣對農村數據進行回歸，結果如下：

回歸結果顯示，真實利率對于農村居民的消費行為的影響也不顯著，所以同樣去掉真實利率變量，由于未來通脹預期指數是我們主要關注的變量，所以予以保留，并考慮到農村信息獲取能力和信息傳遞速度與城鎮的差別，以及農村居民消費選擇較城市更加保守，所以采用滯后一期的未來通脹預期指數來替換當期未來預期通脹指數，即改為觀察農村上一期對本期通脹預期對本期消費的影響。

再次進行回歸，結果如下：

農村消費者行為的回歸結果中，可表明變量解釋了多數農村居民真實消費支出，可支配收入和未來預期指數自變量系數在1％的置信水平顯著，滯后一期未來通脹預期指數在10％的置信水平下顯著。方差膨脹因子VIF，遠低于10，所以可以判定解釋變量之間無多重共線性。D.W統計量在該自由度和待估參數個數下可拒絕自相關假設。所以認定無明顯自相關問題。

可以最終得出農村居民的消費行為的回歸方程為：

農村人均消費支出=2199.641+0.461609農村人均可支出收入+13.77352未來通貨膨脹預期指數-49.54699未來收入預期指數(滯后一期)

該回歸結果表明，農村季度人均真實消費受當季度農村人均可支配收入、滯后一期的未來通貨膨脹預期和未來收入預期影響。其中農村人均可支配收入每上升1元錢，人均消費將增加約0.46元；而當季度居民對未來通脹預期增長1％，農村人均消費支出將增加約13.77元；而人們對未來收入預期每降低1％，則會增加當季度消費約49.54元。

四、結論與政策建議

根據上述回歸結果，分析可知，在我國未來通貨膨脹預期和未來收入預期對消費者的支出行為有較明顯影響。未來通貨膨脹預期的提高和未來收入預期的走低會導致居民增加消費，并且未來收入預期的影響大于通脹預期。其次，城鎮居民當期消費受當期未來通脹預期影響顯著，而農村則可能因為消費決定較為謹慎和保守，而呈現居民當期未來通脹預期對下一期消費影響較為顯著的結果。未來收入預期則對城鄉居民當期消費的影響都比較顯著。而且對比城鄉居民消費可以發現，農村居民的消費行為根據預期進行調整的幅度更大，即農村居民的消費行為更易受到預期的影響。我國農村居民規模較大，因此，總體上，未來通貨膨脹預期的上漲和消費者對經濟的信心走低會導致居民消費總需求的上升，進而對物價總水平形成拉動力量，加速通貨膨脹。因此在預防和治理通貨膨脹的過程中，管理通貨膨脹預期是一個極為重要的工具。

管理通脹預期并不是要使通脹預期減小，而是使之趨于合理，從而防止個人經濟行為的劇烈波動對宏觀經濟產生不良影響?；谏鲜龇治?，在我國預防和治理通貨膨脹和管理通脹預期過程中，應注意：

1　完善工資、最低生活保障和養老金等的指數化制度。定期根據物價波動調整構成居民收入的各項，使得居民收入與物價上漲聯動，以及保持真實收入長期平穩，從而降低收入預期對居民消費行為的影響程度，減少其對物價總水平的順周期作用。

2　形成政策聯動體系，同時增加政策的透明度和可信度。市場主體的活動是分散的，苛求公眾時刻保持鎮靜和理性又是不現實的。要管理通脹預期，就要使政府政策達到內在的一致性，讓公眾了解政府政策不存在沖突和相互抵消，使公眾的預期不至于因政策效果的不確定性而失于合理。同時，政府定期公布政策目標、實施進程等信息，為居民提供更多的形勢判斷依據。政策效果也應及時公布，并說明政策效果與目標的差異形成的原因，不斷提高政府政策的可信度。

3　提高農民收入，增強農民的“安全感”。從回歸結果看，農民的消費行為受預期的影響較城市大，這反映了農民生活中更缺乏“安全感”。進一步提高農民收入，使農民建立穩定的收入來源，這樣可以提高農民在通貨膨脹中保持原有生活水平的能力。從而降低農民受通脹預期和收入預期影響而增加的支出。

篇8

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?？梢姡谪斦С鏊哂械馁Y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?，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.

篇9

一、實行國庫集中支付改革后高校財務管理的變化

（一）經費劃撥方式轉變與支配經費權限的變化

實行國庫集中支付制度前，財政撥款是由國庫將資金劃到一級預算會計單位（如省財政廳科教文處），再由一級預算會計單位劃轉到二級預算會計單位（如教育廳財務處），最后由二級預算會計單位劃撥到高校在商業銀行開設的賬戶上，由高校自主支配使用。國庫集中支付后，國庫根據已批復的高校部門預算和用款計劃直接向高校內商業銀行新開設的零余額賬戶下達和劃撥用款額度。高校需依據批復的年度財政預算，逐級上報本單位的分月用款計劃，待審核批復后方可執行。

（二）結余資金管理變化

實行國庫集中收付制度前，財政性資金同學校其他資金一樣，其結余自動轉入“事業基金”，以后年度可繼續使用。國庫集中支付后當年的預算經費僅限當年使用，其中尚未使用的授權用款額度中的基本支出將自行注銷，不可跨年度使用。其中項目支出在年底自動注銷后，將于次年一季度各月按一定比例返還到高校零余額賬戶。

（三）校內資金轉撥權限的變化

實行國庫集中收付制度前，高?？梢愿鶕虒W科研業務的實際需要向分校（校區）及校內非法人二級單位（如校醫院、設備處和基建處等）直接轉撥資金。國庫集中支付后，這一校內直接轉撥資金的權限被取消。

（四）部門預算編制和執行的變化

實行國庫集中支付制度前，高校的預算按來源劃分收入，按性質和用途劃分支出。收入和支出不存在嚴格的對應關系，高校可統籌安排各項支出。實行國庫集中支付制度以后，高校的預算采取了“條塊分割”模式，即區分預算內、外資金，區分不同的類款項等資金渠道進行核算，并且不能串項。高校需依據批復的年度財政預算，逐級上報本單位的分月用款計劃，待審核后方可執行。其次辦理財政直接支付或授權支付申請都要通過層層審核，對不符合預算規定的支付，財政國庫執行機構將予以拒付，學校無權自行調整。

二、國庫集中支付制度在高校運行取得的成效

作為對政府財政資金撥付方式改革的一項重要措施，國庫集中收付制度具有極其深遠的重要意義。而在高校中實行國庫集中支付制度，是規范高校資金管理，提高高校財政資金運行效率和資金使用透明度，實現財政管理體制創新的一項重要措施。

（一）增強了政府宏觀調控能力

高校實施國庫集中支付制度以來，從運作機制上改變了財政資金在銀行分散和重復設置的管理方式，對財政資金實行集中化管理，便于財政部門及時、準確、全面掌握財政資金運行信息，真正實現財政收入和財政支出的合理配比，增強政府預算的科學性和財政赤字的可控性，充分發揮財政決策的前瞻效果，及時準確掌握財政資金的運用、結存情況，全面、客觀地反映財政資金運行全貌，為政府科學編制預算收支計劃，合理制定相應的貨幣政策和財政政策，實現政府的宏觀經濟社會管理目標。

（二）提高財政資金運行效率

首先，取消了各種收入過渡性賬戶，從制度上解決了隨意延壓庫款，收入繳庫不及時，退庫不規范的問題，從而規范了收入收繳。其次，財政資金實行直接支付，減少了支付的中間環節，規范了財政資金的撥款程序，提高了支付的效率，改變了分級分散支付制度資金劃撥渠道不暢、周轉速度慢的狀況。

（三）規范高校預算管理與執行

根據國庫集中收付制度管理流程，財政資金將以額度指標的形式按部門預算下撥，嚴格劃分“政府支出經濟分類”的類款項。同時，對項目支出預算采取“項目化管理方式”，進一步硬化了預算約束。這也使高校對各項經濟活動進行嚴密的計劃，樹立“先有預算，再支出”的理念；并且要求加強預算執行的全過程監控，提高自己的使用效率。

（四）強化財政監督職能

分散支付方式下，高校既是資金支出的決策者也是辦理者。對收到的財政資金高校怎樣使用、如何使用，財政部門無法及時了解，只有當高校上報會計報表時才能知道，這是事后監督。在實行國庫集中支付改革之后，建立了預算單一賬戶和統一的數據交換平臺，高校每月的用款均需要通過國庫系統向財政申請計劃，對于沒有納入預算的項目或不符合該項預算指標的項目，財政有權拒絕批復。另外，對于預算計劃內支付的每一筆款項，都需要由國庫部門審核，不合規的支付業務國庫部門也有權拒絕付款，并及時糾正大部分違規行為。這樣，通過國庫系統，財政實現了對預算資金的事前和事中控制，加強了財政的監管力度，杜絕了財政資金被挪用、亂用、違規支付的現象，有效防范了“小金庫”的產生，保證了資金的合理利用，預防了腐敗的發生。

參考文獻：

[1]翟剛.現代國庫制度研究[J].北京：中國宇航出版社，2006.

篇10

一、研究意義

作為國家文化體制改革的試點地區，重慶市進行了一系列有益的探索和試驗，其文化產業在過去五年以年均28%的速度快速增長，為同期重慶市GDP增速的兩倍。2008年重慶文化產業增加值達到146.46億元，占全市GDP的2.87%。從重慶文化產業結構可以看出：以新聞出版、廣播電視、圖書出版發行為代表的傳統產業規模日益擴大,與此同時，以數字傳媒、動漫、網絡等為代表的新興文化產業市場份額也有所提升。

現階段對重慶文化產業的學術探討主要集中在定性研究，如對重慶文化產業發展戰略研究、文化產業政策研究、文化產業集群研究等，而對于文化產業發展影響因素的定量分析較少。由于重慶文化產業發展起步晚，數據不甚完整，口徑亦不統一，缺乏使用回歸分析、方差分析、主成分分析等需要的大樣本數據。比較而言，灰色關聯分析方法彌補了采用數理統計方法作系統分析所導致的缺憾，它通過對“小樣本”、“貧信息”不確定性系統的研究實現對系統運行行為、演化規律的正確描述和有效監控。鑒于文化產業客觀條件的制約及灰色系統理論的特點，本文將文化產業和影響其增長的因素視作兩個灰色系統，考察兩者之間的灰映射關系，從而得出影響重慶文化產業發展因素的相關順序，以此對重慶文化產業發展提供相關參考。

二、研究方法

關于產業增長的影響因素，目前尚無經典理論加以詮釋，但中觀層次的產業是宏觀經濟的組成元素，可依循宏觀經濟增長理論來分析文化產業的影響因素。以亞當·斯密為代表的古典經濟增長理論認為經濟增長的主要動力在于勞動分工、資本積累；以哈羅德、多馬、索羅為代表的新古典增長理論，指出在技術水平不變的假設下，資本積累在經濟增長中具有決定作用；以盧卡斯、羅默為代表的新增長理論則認為知識積累和技術進步是經濟增長的關鍵。

結合產業興衰轉化規律，主導產業的形成過程在不同程度上受到市場與政府政策的共同作用和影響，政府對新興產業進行培育、資助、扶持和保護的各項政策，對產業的形成和發展起著重要的推動與導向作用。此外，任何產業的形成都離不開市場需求的拉動，市場空間大小及其市場需求前景，對產業的發展有著直接影響。

綜上所述，本文將從勞動生產力、資金、技術、財政撥款、消費需求、投資、重大項目帶動幾個方面為數據指標分析其對重慶文化產業發展的影響。

三、指標選取及灰色關聯模型構建

灰色關聯分析的基本思想是根據序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯系是否緊密。曲線越接近，相應序列之間關聯度就越大，反之就越小。進行灰色管理鏈分析，首先要選準系統行為特征的映射量，本文將重慶文化產業增長和影響其增長的因素視作兩個灰色系統，隨后進一步明確影響系統行為的有效因素，即系統行為特征的數據序列及比較序列，設系統行為序列：

X={x(1),x(2),…,x(n)}

X={x(1),x(2),…,x(n)}

………………………

X={x(1),x(2),…，x(n)}

………………………

X={x(1),x(2),…,x(n)},i=1,2,.....,m

基于文化產業相關評價模型的建立原則及數據的可得性和可量化的原則，采集2005年至2008年的《重慶市統計年鑒》及重慶文化產業統計數據中選取數據，（重慶統計局2009年文化產業數據仍在整理中，本文的研究數據最新截止到2008年。）選取重慶文化產業增加值構成系統特征數列X,人均生產總值X;城鎮居民、農村居民可支配收入和純收入定為X及X城鎮居民家庭人均年文教娛樂文化服務消費為X農村居民家庭平均年文教娛樂用品及服務消費X;文化、體育、娛樂業固定資產投資X;科技經費支出X;文化體育傳媒財政撥款X;公共教育經費財政支出X見表1。

表12005～2008年重慶文化產業發展影響因素數據

年 份

指 標

2003

2004

2005

2006

2007

2008

重慶市文化產業增加值（億元）X

39.80

52.41

66.66

88.57

114.16

146.46

人均生產總值（元）X

8075

9608

10978

12437

14622

17575.1

城鎮居民人均可支配收入（元）X

8093.67

9220.96

10243.99

13715.3

12590.78

14367.55

農村居民人均純收入（元）X

2214.55

2510.41

2809.32

2873.83

3509.29

4126.21

城鎮居民家庭人均年文教娛樂文化服務消費（元）X

1025.99

1200.52

1391.11

1449.49

1237.35

1498.95

農村居民家庭平均年文教娛樂用品及服務消費（元）X

180.28

198.65

249.71

189.73

195.97

211.83

文化、體育、娛樂業固定資產投資占重慶GDP比重X

4.21%

4.53%

6.27%

5.63%

6.11%

7.11%

文化體育傳媒財政撥款占重慶GDP比重X

1.93%

1.98%

2.03%

1.97%

2.57%

3.25%

公共教育經費財政支出占重慶GDP比重X

1.91%

1.87%

1.98%

2.56%

2.95%

3.01%

8個影響因素反映出的問題主要有如下幾方面：

（一）生產力提高、文化需求拉動是文化產業發展的內生根本動力

從表3可知，重慶城鎮居民的可支配收入以及人均生產總值對重慶文化產業的影響最大，分別位居一、二名。這兩者是文化消費需求的根基，而文化消費構成了文化產業生產和再生產的最終環節和源泉，并調節著文化產業資源配置和供給，促使文化產業結構隨著人們需求層次高級化而高級化。產業經濟學中指出，生產力發展和消費能力的提升是新興產業的內生動力，也是根本源泉。重慶文化產業體制改革在經歷體制性“松綁”和政策性推動之后，正在從政府推動向市場推動轉變。

文化消費能力在現實發展中仍然存在諸多不足：首先是文化消費總量不足。2007年，上海居民教育文化娛樂消費支出為2653.67元，北京2007年居民教育文化娛樂消費支出為2383.96元，相比之下浙江為2158.32元，而重慶2007年城鎮居民家庭人均年文教娛樂文化服務消費為12590.78元，相比之下可見其差距。其次是文化消費能力地區差異顯著。城鎮居民的文化消費能力對重慶文化產業影響排位居第五位，而農村居民家庭平均年文教娛樂用品及服務消費更是排位第五。如何解決城鄉收入差距擴大而帶來的“消費斷檔”，這些問題都需要從市場本身尋求內生性增長源泉加以解決。

（二）深化文化體制改革、引導文化投資方向、擴大文化投資規模

資本作為產業發展的基礎，決定著該產業的規模和素質，由表三可以看出：文化、體育、娛樂業固定資產投資占重慶GDP比重對重慶文化產業產生的影響位居第三位。重慶在文化體制改革試點取得一定成果之后，需要繼續穩步推進“轉企改制”改革，形成多元化市場主體，擴大文化產業投融資力度，盡管文化領域的投資關系到國家文化安全問題，但仍應給予其投資空間，這需要政府出臺明確的產業發展與投資政策，吸引社會資本、民資、外資等進入國家鼓勵發展的文化產業領域，鼓勵商貿、房地產、金融等外部行業以多種形式對文化產業進行資本滲透與融合，在發揮資本運營作用的同時，引入國外文化服務業先進理念、文化管理先進模式，形成投資主體多元化、投資方式多樣化、投資機制市場化的文化投融資體制。

目前來看，重慶文化產業的發展主要是政府投資扶持，2010年，在中國國際文博會上，重慶9個政府重大文化產業項目成功簽約，總額近80億元。重慶市政府通過貸款貼息、項目補貼、政府采購、后期獎勵等方式，成為推動重慶文化產業發展。在今后的發展過程中要開拓新的投資主體，2007年，浙江宋城集團作為中國最大的民營旅游投資集團，在杭州舉辦的首屆世界休閑博覽會實現貿易成交137.38億元，協議利用外資10.17億美元，引進內資108.34億元，重慶在文化產業發展過程中也要借鑒各省市投融資成功的運行體制，進一步完善文化產業的投資環境。

（三）從依靠政府政策、投資推動轉變為依靠市場內生動力

隨著文化體制改革在重慶的逐步深入，改革的中心環節和關鍵命題將會逐漸轉向市場宏觀環境。如何給改制后的企業提供一個較為公平的市場競爭環境，進一步規范市場進入退出機制，給予不同所有制性質的企業以國民待遇，通過市場管理文化，將政策性的安排轉化為制度性的建設等等，政府應從文化企業改革中轉變職能，全力培育規范的文化市場環境。

重慶文化體育傳媒財政撥款占重慶GDP的比重對文化產業產生了一定影響，據重慶財政預算執行情況顯示，2009年重慶市文化與傳媒支出19億元，2008年重慶市對廣播電視的財政補貼達到20377萬元，對藝術表演團體補貼總計達7187萬元，重慶市政府對于文化產業的扶持在一定階段是必要的，但是在擴大文化產業供給的前提下也要兼顧需求，兼顧文化產業發展自身規律，重要的問題不是財政是否具備能力，而是能否創新支持產業的體制機制，使得財政資金能夠有效發揮作用。重慶市政府在對文化產業進行財政資金支持的前提下，要對支持方式進行合理設計，要避免文化企業把政府作為“客戶”，開展不良博弈，降低財政資金的效用。

（四）財政資金應重點扶持高端文化產業、促進文化產業與高新技術產業的深度融合

2008年，重慶市政府對于文化體育傳媒財政經費投入為151279萬元，同比增長26.94%，財政撥款的方向和力度會對產業的發展起到引導作用。創新能力是文化產業的根基與靈魂，文化產業同樣會面對產業的整體換代升級，因此重慶財政扶持政策應著重偏向于高端文化產業的培育發展方面，增強深度開發能力、價值增值能力和市場營銷能力。

處在全國網絡游戲產業和休閑游戲的領先位置的深圳，巴政府對文化產業的財政補貼著重放在高端文化產業發展方向，依托IT等高新產業的優勢和動漫游戲產業的發展平臺，以計算機信息處理技術為基礎，加快新媒體產業發展，帶動基于互聯網、無線網絡、數字廣播電視等網絡基礎上眾多產業的轉型和融合，形成軟件服務商、設備提供商、電信運營商、印刷出版者等共同參與發展的良好局面。

（五）為文化產業發展培養高素質人才是產業發展的重要因素

在上述指標排名中，公共教育財政支出在影像文化產業發展因素中位居第六，由于統計資料的限制，教育財政支出不單是指在文化產業方向進行的人才培養，但公共教育支出一定程度上能反映對文化產業人才培養中的投入。文化產業要取得長足的發展需要構筑人才的平臺。結合我國文化產業的發展趨勢，加強與相關高校和研究機構的合作，加大相關文化專業人才的培養力度及投入；在相關高校開設相關專業，提高文化人才隊伍的素質，推動文化產業的快速發展。

參考文獻

1 趙書華,王華強.北京市文化產業關聯分析[J]. 經濟論壇,2008.9

2 鄧聚龍.灰色系統基本方法[M].武漢:華中科技大學出版社,1987.

3 錢韻竹,張磊.城市文化產業發展影響因素實證分析[J].商業時代,2009.11