雙重效應范文10篇

摘要：一般認為，教育對地區經濟社會發展具有促進作用；但實證分析表明，對一些民族地區而言，教育不僅不能促進當地經濟的發展，反而從某種程度影響了其經濟的騰飛。因此，教育必須與地方經濟發展相銜接，要樹立大教育觀念，逐步提高民族地區農民的文化素質，擺脫低文化氛圍，更新觀念，樹立改革意識、競爭意識、創新和開拓意識；要大力發展民族職業技術教育，培養適應民族地區經濟發展的專業人才。

關鍵詞：教育；民族地區；經濟發展；大教育

Abstract：Generallyspeaking，educationhaspromotingeffectoneconomicandsocialdevelopmentinpoverty-strickenareas，however，empiricalanalysisindicatesthateducationcannotonlyhavenopromotingeffectonlocaleconomicdevelopmentbutalsomayaffecteconomicdevelopmenttosomedegreeinsomeminoritynationalityareas.Thus，prehensiveeducationoutlookshouldbeestablishedtograduallyraiseculturalqualityofthepeasantsinminoritynationalityareas，togetridoflowculturalatmosphereandtorenewideas，toestablishreformidea，innovativeideaandexploitingidea.Minoritynationalityvocationaleducationshouldbelargelydevelopedandallkindsofprofessionaltalentsshouldbecultivatedinplanforeconomicdevelopmentinminoritynationalityareas.

Keywords：education；minoritynationalityarea；economicdevelopment；comprehensiveeducation

傳統的教育理論認為，“教育的發展直接決定著一個國家勞動力知識存量的多少、國民素質的高低，從而決定著經濟的發展水平和速度”，“我國西部地區之所以落后，其根本原因不在于物質資本的缺少，而在于人力資本的匱乏”。[1]的確，教育是經濟發展最為重要和積極的促進因素已成為人們的共識，同時也為經濟發展的歷程所證明。但是，教育與經濟發展的關系還有著另一種性質，即若不恰當處理二者的關系，教育有時在經濟發展過程中可能并無促進作用。本文通過對寧夏固原市兩個典型回族社區——西吉縣單家集和涇源縣龐東村的調查和統計分析，對教育在貧困地區的改革與發展進行了新的闡釋，期望從中得到一些啟示。

一、單家集和龐東村基本情況

[論文摘要]隨著公務員制度在我國的確立及實行，公務員這一職業被社會各界廣泛認可，公務員報考也日漸增溫。另外，公務員報考熱現象具有雙重效應，我們要以慎重的態度來對待這一現象。

[論文關鍵詞]公務員報考熱勞動就業市場機制社會保障體系

一、引言

我國自1993年開始實施公務員制度，1994年施行公務員公開招考以來，公務員制度日趨合理與完善，公務員錄用制度也日益公開、公平、公正，相應的出現了“公務員報考熱”現象．據資料顯示，去年11月2日結束的2008年國家公務員報名，再次掀起熱潮，最熱門崗位供需比達l：3592l0公務員考試的競爭激烈程度仍遠遠超過一年一度的高考和研究生考試，又成為一座爭擠的獨木橋。面對公務員報考熱現象，我們應該理性思考。

二、公務員報考熱的雙重效應

(一)正面效應

關鍵詞：大眾傳播媒介；社會危機；政府

摘要：大眾傳播媒介在信息環境建構、媒介形象、傳播慣勢及公眾認知慣勢等方面，對社會危機信息傳播既存在正功能，也存在負效應，政府通過大眾傳播媒介危機信息必須進行策略性選擇，要尊重大眾傳播基本規律，充分發揮主流媒體的社會影響力，控制輿論主動權，加強對社會危機的引導和控制。

從某種意義說，現代社會危機管理就是社會危機信息管理，真實、完整、科學的信息是公眾和管理部門處理社會危機的可靠依據。信息的缺失、扭曲、虛假極可能導致信息流傳紊亂，公眾失去行為依據，產生心理危機甚至心理恐慌。從而引發甚至加劇社會危機。作為公眾主要信息來源的大眾傳播媒介及政府在現代社會危機信息管理系統中處于核心地位。但大眾傳播媒介性質及信息傳播的特點決定了其危機信息傳播并不總是對社會危機產生正功能，因此政府在利用大眾傳播媒介作為危機信息傳播平臺時，必須充分認識到大眾傳播的特點，采取相應的措施，將大眾傳播媒介對社會危機的負面影響降低到最低程度，增強對社會危機的引導和控制，增強危機信息傳播的社會效果。

一、信息傳播對社會危機的引導和控制

大眾傳播媒介信息傳播的特點、方式及性質對社會危機產生影響體現在3個方面：信息環境的建構、媒介形象認知、媒介信息傳播與認知慣勢。

1、信息環境的建構

[摘要]在市場經濟條件下，風險投資對于推動整個社會經濟的發展具有重要意義。本文主要分析風險投資體系中的雙重關系，探討投資者、風險資本家與創業者之間財務目標的協調方法，研究西方風險投資及其對我國的啟示。

[關鍵詞]風險投資；；財務目標

風險投資體系通常涉及投資者（Investor）、風險資本家（VentureCapitalist）、創業者（Inventor）三方參與者，他們是相互獨立的財務主體，通過風險資本這一樞紐，構成了雙重委托的關系。如圖1所示。

風險資本從資本供應者——投資者，流向資金運作者——風險資本家（風險投資公司），經過后者的篩選決策，再流向資金使用者——風險企業（創業者）。通過風險企業的經營和發展，風險資本得到價值增值，再流至風險投資公司，風險投資公司將收益回饋給投資者。風險資本周而復始的循環，形成了風險資本的周轉。

一、風險資本家對投資者的首重及其財務目標的趨同效應

風險投資體系中的投資者，往往是擁有長期資金的機構投資者，如養老退休基金、保險公司、銀行信托基金、投資基金等，此外還有少數富有的個人和家庭。在美國，養老退休基金是最大的風險資本的來源。投資于這一行業需要非同尋常的勇氣、耐心和專業投資經驗，廣大中小散戶由于認識上的原因，而且缺乏承受高風險的能力，一般只投資于證券，而不會冒險涉足風險投資領域。

一、失業保障制度是反失業的“穩定器”和“安全網”

失業保障是國家通過立法強制實行的、由社會集中建立基金對因失業而中斷生活來源的勞動者提供物質幫助的制度，核心內容是社會集中建立失業保障基金，分散失業風險，使暫時處于失業狀態的勞動者基本生活得到保障，并通過失業培訓達到就業安置。失業保障的基本功能有二：一是生活保障；二是促進就業。

我國現階段的失業通過兩種形式表現：一是公開失業，一是隱性失業，而且大量的是隱性失業?，F在一般的看法，我國城鎮隱性失業人數不低于2000萬人，隱性失業率不低于20%。我國的隱性失業是傳統勞動就業體制的產物，其實質是勞動者未能與生產資料實現充分有效的結合，而處于部分閑置狀態。企業內滯存大量的隱性失業者，使空缺的職位日益減少，“外部勞動力市場”的人員無法進入企業空缺的職位，盡管他們比占據這些“空缺”位置的在職員工更優秀，而政府又堅持企業富余人員由企業自我消化的方針，更使得市場機制對勞動力存量結構調節作用十分有限。正是由于政府的這一政策的“保護作用”，讓人覺得隱性失業問題還不是十分嚴重，對社會的沖擊還不是很大。但是，企業一旦完全按市場經濟規律辦事，按照勞動力的邊際產品收益來確定用工人數，則不可避免地將隱性失業者推向市場，因為市場經濟條件下企業沒有“養人”的義務?！梆B人”是政府的應盡義務，但不是傳統的“送溫暖”、“獻愛心”的做法所能夠解決的，關鍵是構建一種制度，為那些暫時找不到工作或被企業解雇的人提供基本的生活保障，并通過對他們的再培訓實現再就業促使其自謀職業、自食其力。這種制度，只能是失業保障制度，而不是別的什么。

從市場經濟國家建立失業保障制度的經驗看，失業保險和失業救濟對解決摩擦性失業有著積極的作用。失業救濟和失業保險之所以對解決摩擦性失業極為有效，是因為摩擦性失業是由于允許企業辭退職工和允許職工辭職所造成的，失業保險使工人在尋找新工作的失業期間無后顧之憂，使“雙向選擇”成為可能。我國的失業保險制度無疑要借鑒這一點。但是，我國的失業保障制度不是要鼓勵職工辭職，更不是激勵國有企業技術骨干隨意辭職，因此失業保障制度要特別強調是由于非本人主觀原因而失業（如自愿離職等）才能享受失業保險。至于周期性失業，如我國目前因為需求不足、經濟低迷所出現的失業，失業保障制度的功效顯然是有限的。我們主要應通過調整宏觀經濟政策和加強宏觀調控來熨平經濟周期，使國民經濟步入持續、穩定、協調發展的軌道的治本措施來減少周期性失業。當然，重視和發揮失業保障制度在解決任何類型失業人員（除非自愿失業）的基本生活需要的作用，依然是不容忽略的和不可替代的。

對由于某種技術崗位缺人而求職者又不具備上述技能而引起的結構性失業，則可以充分發揮失業保障制度的“再培訓”功能，全力辦好失業人員生產自救基地和轉業培訓基地，通過多種形式加強轉業培訓，提高結構性失業人員的技術技能，使他們盡快實現再就業。

失業保障制度的建立還有利于勞動力市場的形成與發展，是推動勞動力在全社會范圍內流動進而實現勞動力優化配置的制度保障。市場經濟是社會化大生產的產物，社會化大生產決定了勞動力管理的社會化，客觀上要求有社會化的失業保障制度與之相匹配。那些因主觀或客觀原因想脫離原企業工作崗位的人以及學非所用、不能發揮專長但又不能流動的人，除了人事、戶籍等方面的因素外，還有一個重要的原因就是缺少健全的社會化失業保障制度。如果有了社會化的失業保障制度，職工在離開原企業到再就業這段時期的生活保障問題有了著落，免除了后顧之憂，那么，就可能果斷地離開原來的企業或工作崗位去尋找更能發揮自己專長的勞動崗位。這樣，勞動力就在全社會范圍內自由有效地流動起來，就業效率和勞動力的整體資源配置效率將大大提高。

[摘要]在市場經濟條件下，風險投資對于推動整個社會經濟的發展具有重要意義。本文主要分析風險投資體系中的雙重關系，探討投資者、風險資本家與創業者之間財務目標的協調方法，研究西方風險投資及其對我國的啟示。

[關鍵詞]風險投資；；財務目標

風險投資體系通常涉及投資者（Investor）、風險資本家（VentureCapitalist）、創業者（Inventor）三方參與者，他們是相互獨立的財務主體，通過風險資本這一樞紐，構成了雙重委托的關系。如圖1所示。

風險資本從資本供應者——投資者，流向資金運作者——風險資本家（風險投資公司），經過后者的篩選決策，再流向資金使用者——風險企業（創業者）。通過風險企業的經營和發展，風險資本得到價值增值，再流至風險投資公司，風險投資公司將收益回饋給投資者。風險資本周而復始的循環，形成了風險資本的周轉。

一、風險資本家對投資者的首重及其財務目標的趨同效應

風險投資體系中的投資者，往往是擁有長期資金的機構投資者，如養老退休基金、保險公司、銀行信托基金、投資基金等，此外還有少數富有的個人和家庭。在美國，養老退休基金是最大的風險資本的來源。投資于這一行業需要非同尋常的勇氣、耐心和專業投資經驗，廣大中小散戶由于認識上的原因，而且缺乏承受高風險的能力，一般只投資于證券，而不會冒險涉足風險投資領域。

中國經濟發展已經進入新時代，由高速增長階段轉向高質量發展階段，消費已成為推動我國經濟增長的第一驅動力。消費最終由居民和政府承擔，其中居民消費是最終消費的主體，是拉動GDP增長的內生動力。我國擁有世界上人口最多的中等收入群體，2017年已經超過4億人［1］，中等收入群體是我國消費的主力軍，提高中等收入群體比重能有效擴大居民消費，促進經濟順利轉型。黨的報告第一次在中央文件中將“促進消費的體制機制”明確作為中國社會主義市場經濟體制發展的重要內容，提出要“完善促進消費的體制機制，增強消費對經濟發展的基礎性作用”。國務院也先后密集印發了《關于進一步擴大和升級消費持續釋放內需潛力的指導意見》（國發［2017］40號）等政策措施。這顯示，著力破除制約消費發展的體制機制障礙，推動居民尤其是中等收入居民群體消費升級已經上升為國家經濟政策的重要關切點和著力點。但我國居民消費和政府消費一直處于世界偏低水平，較高的稅負水平極大制約居民消費，如何發揮稅收作用促進中等收入居民群體消費升級，進而擴大全國內需，已成為稅收制度和政策改革的重要考量。本文基于稅收負擔的角度，利用門檻回歸模型，引入居民收入作為門檻變量，分析宏觀稅負、間接稅負及直接稅負對城鄉居民消費的非線性影響，進一步尋求稅收負擔對城鄉不同收入居民群體消費的影響規律，為我國實現消費驅動發展戰略，社會收入分配結構由“金字塔”型轉為穩定的“橄欖型”提供政策參考。

1文獻評述

國外學者關于財稅政策對居民消費影響的非線性效應研究中，不同學派觀點差異較大。Gia⁃vazzi發現在丹麥和愛爾蘭的財政緊縮期間其財政政策能促進私人消費，該發現極大挑戰了傳統凱恩斯理論［2］，隨后國外學術界對財政政策非線性進行了大量研究。Bertola從理論角度建立最優模型，認為財政支出能對居民消費產生非線性效應［3］。Amano研究發現個人消費在短期和長期存在較大的差異，并且財政支出對居民的消費也存在顯著性的非線性影響［4］。Wang實證研究財政消費性支出和投資性支出對居民消費的影響，發現政府消費性支出對居民消費產生了顯著的非線性效應［5］。Wis⁃sem使用門檻回歸模型分析財政政策對私人消費的影響，發現稅收收入一旦超過了臨界閥值便會產生非凱恩斯效應［6］。Goldin從稅收凸顯角度分析稅收對不同居民消費的影響，發現征收消費稅和銷售稅會顯著降低低收入人群對香煙的需求，對于高收入人群的卷煙消費卻不顯著［7］。我國學者關于財稅政策與居民消費之間非線性影響的研究中，如張明喜、王立勇、方紅生、儲德銀等研究了財政政策緊縮和擴張兩個時期的政策總效應對農村居民消費均產生顯著非凱恩斯效應［8-11］。徐斌基于相對收入假說理論，發現收入差距對東部和中西部地區消費影響效果存在較大的差異，財政支出對東部和中西部都產生顯著的非線性影響，但是東西部呈現“正U”形分布，而中部呈現相反的“倒U”形分布［12］。毛軍從財稅政策和收入差距的角度分析稅收負擔對居民消費存在非線性影響，研究表明非線性效應非常顯著［13］。許多學者從各個角度分析稅收政策對中國居民的消費影響，如洪源從民生財政收入切入，分析了在跨越“中等收入陷阱”約束下民生財政對居民消費的影響，運用居民收入作為門檻變量分析中國的財政收入對居民消費存在顯著的雙重門檻效應，并且呈現“先增后減”的“倒U型”的非線性效果［14］。王結玉認為應重點關注個人所得稅制對中等收入群體消費的影響，運用稅收政策努力提高中等收入群體比重，使低收入群體向高收入群體轉化［15］。國內學者關于城鄉居民稅收負擔的測算以及對居民消費影響的研究中，關于間接稅負擔的實證研究較多。聶海峰等認為間接稅負對居民收入調節具有重要的意義，應合理設置間接稅負比重，防止間接稅累退效應影響中低收入群體消費［16］。汪昊等發現農村居民的間接稅負大于城鎮居民，并測算出中國城鄉居民間接稅負擔均呈U型［17］。趙艾鳳等認為我國消費稅雖然對城鄉收入差距的調節效果有限，但是在2009年之后成品油消費稅成為影響消費稅分配效應的最主要因素［18］。楊森平等通過計算和比較間接稅后及稅前泰爾指數，發現間接稅對城鄉居民收入差距的影響以逆向調節為主，當前我國城鄉居民單位收入所承擔的實際間接稅差異是促使間接稅加大城鄉居民收入差距的最主要原因［19］。陳建東等研究發現消費稅在不同的時期對我國城鄉收入差距存在差異，在2000—2011年起到正向調節作用，然而在2012—2017年消費稅對我國城鄉收入差距卻轉為逆向調節［20］。許坤等利用廣義矩估計的面板向量自回歸模型對稅收負擔影響收入分配差距的機理進行了實證研究，結果表明稅收負擔并不直接影響收入分配差距，但能通過產業結構調整和政府投資間接影響收入在企業和居民部門間的分配［21］。國內也有部分學者研究了收入與居民消費以及居民消費升級等問題。韓玉萍等發現總收入及收入來源的不確定性對居民消費在地區上存在顯著差異，其中總收入不確性促進了東、西部農村居民消費，但抑制了中部消費［22］。李衛華從制度創新的角度研究了居民城鄉收入差距，提出居民工資性收入、居民財產凈收入和轉移凈收入的城鄉差距都很大［23］。陳浩等發現城鎮居民消費結構與收入階層存在較大的差異，低收入群體主要為生存型消費，中等收入群體體現為擴大發展型消費，而高收入群體主要表現為享受型消費趨勢，并且三種消費類型依次從低收入群體向高收入群體轉變［24］。綜上，國內外學者的研究成果為稅收負擔對居民消費的影響提供了許多重要的研究思路。但已有的研究大多從財稅政策或稅收負擔角度研究對居民消費的影響，或單獨研究城鄉居民消費問題，研究結果各不相同。本文將基于門檻回歸模型，以城鎮和農村居民收入作為門檻變量分析宏觀稅負、直接稅負以及間接稅負對城鄉居民消費的非線性影響。

2稅收負擔對居民消費的非線性門檻效應實證檢驗

2.1門檻模型的設定。本文借鑒Hansen靜態面板門檻回歸方法進行實證研究［25］。門檻回歸模型是指當經濟參數達到特定的數值后，引起另一個經濟參數發生結構性突變的計量研究方法，該方法以殘差平方和最小化為條件確定門檻值，并檢驗門檻值的顯著性，該方法克服了主觀設置架構突變所產生的偏誤。在進行靜態面板門檻模型估計時，首先需要對門檻值γ和模型變量參數估計值α進行估計，然后判斷門檻值是否顯著并對門檻值的置信區間進行估計?？梢苑譃橐韵滤膫€步驟進行檢驗：首先將任意γ0作為初始值賦予γ，并且在給定的門檻值下，利用普通最小二乘法估計模型的各個參數值以及對應的殘差平方和。然后以殘差平方和最小化s1(γ)值來獲得γ的估計值γ ̂=argminS1(γ)，從而找到最優門檻估計值。第一個假設檢驗的原假設為H0:α1=α2，備擇假設為H1:α1≠α2，通過構造F統計量F=[S]0-S1(γ) ̂σ ̂2來判斷門檻值是否顯著，其中S0為原假設的殘差平方和。第二個假設檢驗的原假設為H0:γ ̂1=γ0，備擇假設為H1:γ ̂1≠γ0，通過構造似然比函數LR=[S]1(γ)-S1(γ) ̂σ ̂2來檢驗門檻值是否等于真實值，由于統計量均不服從標準正態分布，因此運用自抽樣法（Bootstrap）來得到F檢驗的漸進分布和概率P值，以此來提高檢驗的顯著性。在通過第一個檢驗后，第二個檢驗也通過在10%的顯著性水平，表明靜態面板門檻模型存在雙門檻效應。由于我國的城鄉二元經濟結構的存在，分別建立稅收負擔對城鎮消費和農村消費的影響，本文擬考慮設定如下靜態面板門檻模型設定進行研究。式中：（1）和（2）分別表示三種稅收負擔對城鎮居民和農村居民的消費影響是否存在雙門檻效應模型組。其中下標i代表地區；t代表時間；czconsit表示城鎮人均消費；ncconsit表示農村人均消費；czincit表示城鎮人均可支配收入；ncincit表示農村人均可支配收入；I(•)為指標函數；Xit表示稅收負擔；γ1和γ2為待估測的門檻值；Zit表示外生控制變量；μi表示個體擾動項；εit表示隨機擾動項。2.2數據的來源與變量說明。本文選取全國31個省、直轄市、自治區（除港澳臺外）2002—2017年的省市面板數據作為數據樣本，本文涉及的原始數據來自《中國統計年鑒》《中國稅務年鑒》、EPS數據庫。31個省市的稅收數據含其所轄計劃單列市的數據（大連、寧波、廈門、青島、深圳）。為了消除價格指數的影響，所有的變量指標都以2002年為基期利用各省市居民消費價格指數進行平減（2002年=100），為了消除異方差和量綱的問題，所有的絕對數變量指標都進行對數化處理，以進一步增強數據的平穩性，具體數據見表1描述性統計。數據來源方面，模型的被解釋變量選取各地區的城鎮居民人均消費czconsit、農村居民人均消費ncconsit。解釋變量選取全國稅務部門分地區稅種的稅收合計占各地區GDP比重（宏觀稅負trit）；各省增值稅、消費稅、營業稅總和占各個地區GDP比重（間接稅負trjjit）；各省個人所得稅、企業所得稅占總各地區GDP比重（直接稅負trzjit）。門檻變量：城鎮居民人均收入czincit；農村居民人均收入ncincit?？刂谱兞浚撼青l收入差距變量cxgapit用i省份t年的城鄉人均收入比值來表示；人均國內生產總值變量pgdpit；民生支出zcczit用i省份t年的各地的教育支出、社會保障、醫療衛生等三個項目的總和表示；urbanit表示城鎮化，用i省份t年的城鎮人口占年末常住人口比重表示；教育eduit用i省份t年的高等教育在校人數表示；對外開放程度openit用i省份i年的進出口總量與GDP的比重來測算，各變量描述統計見表1。2.3門檻效果檢驗與門檻值估計。表2報告了分別以宏觀稅負、間接稅負和直接稅負為核心解釋變量，居民人均收入為門檻變量，居民消費為被解釋變量，分別對城鎮和農村進行了雙重門檻檢驗，采用自抽法（1000次）反復抽樣后模擬計算得到F值及伴隨概率P值門檻效應結果。實證結果表明，不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮和農村的居民消費都會產生單一門檻效果。對于城鎮居民而言，當宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時，城鎮居民人均收入對城鎮居民的人均消費通過了10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應。對于農村居民而言，只有當宏觀稅負為核心解釋變量時才通過10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應，當間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量時，農村的人均收入沒有對農村居民的消費產生雙重門檻效應。不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮和農村的居民消費而言都沒有產生三重門檻效應，于是本文將采用雙重門檻效應模型進行計量分析。當存在雙重門檻效應時，表3列出了具體門檻值以及門檻值的置信區間。對于城鎮居民消費而言，當分別以宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時存在相同的門檻值，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為9.6707（15846元）和10.0899（24098元）；當以直接稅負作為核心解釋變量時不存在第二門檻值。對于農村居民消費而言，當以宏觀稅負作為核心解釋變量時，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為8.3851（4381元）和9.251（8982元），而以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量則不存在第二門檻值，因為只存在單一門檻效應。由于我國正處于中等收入階段，本文根據門檻模型測算出來的門檻數和門檻值，進一步可將城鎮人均可支配收入和農村人均可支配收入劃分為低等收入、中等收入和高收入三個階段。具體收入水平等級劃分見表4（以2002年價格）。2.4實證結果分析。門檻模型的變量具體估計結果見表5和表6。表5是對城鎮居民消費的變量的估計，對于城鎮居民消費而言：城鎮居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，宏觀稅負對城鎮居民消費的影響為負，彈性系數為-0.808，而城鎮居民人均可支配收入為15846~24098元之間時，宏觀稅負對城鎮居民的消費的影響迅速減少，彈性系數為-0.452，當城鎮居民人均可支配收入大于24098元時，宏觀稅負對城鎮居民的消費的影響變為-0.06，但是效果不顯著。CFPS數據的《中國民生發展報告2018》顯示，2016年頂端1%的家庭占有全國約1/3的財富，低端25%的家庭僅僅擁有社會財富的1%左右，高收入人群占比較少，所以無法帶動整體消費。宏觀稅負對高收入人群的影響效果不顯著，對中低收入群體產生顯著的抑制效果，因此，目前我國宏觀稅負不利于中低收入群體比重擴大以及消費升級。城鎮居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，間接稅負對城鎮居民的消費的影響效果為負，彈性系數為-1.010，而城鎮居民人均可支配收入在15846~24098元之間時，間接稅負對城鎮居民的消費的影響迅速增加，彈性系數為-1.215，當城鎮居民人均可支配收入大于24098元時，間接稅負對城鎮居民的消費的影響的彈性系數為-0.647。間接稅為主的稅制結構對居民的消費產生“收入效應”和“替代效應”影響了居民消費可支配收入的下降以及勞務商品的價格上升使得對居民的消費產生顯著的抑制作用，與此同時，間接稅的累退效應使中等收入群體擁有較大的稅負，阻礙了中等收入群體的消費。城鎮居民由低收入群體向高收入群體轉變的階段，隨著中等收入群體的擴大，城鎮居民的恩格爾系數和邊際消費傾向逐漸遞減，并且城鎮居民又擁有較高的儲蓄傾向，稅收負擔抑制效果逐漸變強。城鎮居民由中等收入群體向高收入群體轉變時，消費結構由中低檔轉向高檔使得勞務商品的價格對高收入群體影響較小，稅收負擔對城鎮居民高收入群體的消費抑制作用降低。表6輸出的結果為對農村居民消費的變量的估計。農村居民人均收入小于4381元時，宏觀稅負對居民的消費影響為負，彈性系數為-1.955，當農村居民人均可支配收入在4381~8982元時，彈性系數為-0.244，當農村居民人均可支配收入大于8982元時，宏觀稅負對農村居民的消費產生的影響變為正，彈性系數為0.368，通過了10%的顯著性檢驗。稅收負擔對農村居民消費擠出作用扭轉成擠入效應，稅收收入的增加使得政府可以將更多的稅收通過轉移支付重新分配到農村居民手中，居民的收入水平間接增加，從而購買力水平增強，政府的補貼能有效提升農村居民的消費。稅收的再分配效應從“政府偏向型”轉向“居民偏向型”在農村居民消費中得到良好的體現。以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量研究農村收入對農村消費的影響時，不存雙門檻效應，只存在單一門檻效應，但是也對消費產生較大的負向影響。此外，從表5和表6的控制變量來看，對于城鎮居民而言，城鎮收入差距對居民消費起到促進作用，不難發現城鎮收入差距大的地區往往經濟水平較高，這意味著高的收入預期與收入水平和低的失業率，使城鎮居民都具有較高的消費傾向，從而促進城鎮居民的消費。但是對于農村居民而言，雖然經濟水平較高的地區城鄉收入差距大，但是在全國物價水平大體接近的情況下，農村與城鎮的收入差距越大，越發抑制農村居民的消費。政府的民生財政支出對居民的消費都產生了促進作用，教育、醫療和社會保障等“大額剛性支出”間接增加了居民的可支配收入并能有效降低居民的儲蓄傾向，進而釋放居民預期消費。高等教育人數的增加對與城鎮和農村而言都起到了負向的抑制作用，原因在于畢業生剛剛步入社會，工資水平普遍較低，社會壓力競爭大，即使有較強的消費傾向，但沒有太大的消費能力。在對外開放程度方面，外需低迷，貿易摩擦不斷，依賴出口貿易的企業利潤持續下降，影響了企業的經營，也間接抑制了居民消費。城鎮化的提高有利于城鎮居民和農村居民的消費，并且擁有較高的系數，城鎮化有利于城鎮資源的有效配置及勞動生產水平的提高，并且可以為農村居民創造出比農業就業崗位更高增長率的工資收入，所以城鎮化對城鎮農村居民消費產生顯著的促進作用。

3結論與建議

一、引言

2011年1月28日，上海、重慶兩市成為我國首批房產稅試點城市，其試點的目的不僅是希望取得穩定的地方財政收入和調節居民收入分配，還希望通過房產稅來進一步限制房地產市場的投資炒作、抑制住房消費兩極分化。房產稅是國家調節房地產市場和社會經濟分配的一個重要的手段，并且在國外大部分國家，房產稅已經成為地方財政收入的重要來源，對地方發展起到了舉足輕重的作用。當前我國房產稅仍處于試點階段，社會各界都非常關心之后的房產稅立法問題，2018年和2019年兩會期間，總理在政府工作報告中指出要“推進房產稅立法”。因此，對試點成果的研究也能為房產稅在全國廣泛實施提供參照依據。在我國居民消費率較低的背景下，分析和檢驗房產稅改革是否有利于改善居民生活福利，從居民消費的角度對房產稅試點進行評估，有利于完善我國房產稅制度的設計、降低改革風險。目前，國內外研究房產稅對居民消費影響的成果相對較少，學者主要研究了稅負水平對居民消費水平的影響（譚韻，2009；李菊香，2015；李普亮，2013）、房產稅實施對房價的影響（劉甲炎、范子英，2013；劉玥、曾新喻，2017），或者基于消費理論對房價與消費的關系進行相關研究（嚴金海、豐雷，2012；徐小鷹，2012），但是對于房產稅實施是否會影響居民消費，學者們研究較少，且缺乏實證檢驗。

二、房產稅對居民消費的理論分析

稅收是政府調控宏觀經濟的重要手段之一，從居民消費的角度來看，政府征收房產稅可以直接或間接地影響居民消費水平。（一）收入效應。收入效應是指由商品價格變動所引起的實際收入水平變動，進而由實際收入水平變動所引起的商品需求量的變動。稅收的收入效應指政府征稅降低了居民的實際可支配收入，進而降低居民的實際收入水平。政府對居民住房征收房產稅后，對于住房者而言，繳納房產稅降低了實際收入水平，造成納稅主體的消費能力下降，同時，商品價格并沒有因此改變，也就產生了收入效應。同時，對于租房者而言，房產稅的征收可能會使出租人將房產稅轉嫁給租房者，減少了租房者的可支配收入，同樣產生了收入效應。（二）流動性約束效應。流動性約束理論認為，存在流動性約束的消費低于不存在流動性約束的情形。此約束主要來自于金融市場，普通消費者較難從金融機構獲得貸款以緩解自身的流動性不足，能不能獲得貸款申請對于居民消費會產生一定的影響。對于租房者而言，由于收入水平的限制，不僅貸款難以獲取，而且還要面臨房產稅轉嫁到房租的風險，會受到較大的流動性約束效應。對于房產稅的納稅主體而言，這類群體普遍收入水平中等以上并且具有穩定的收入，更容易從金融機構獲得貸款，所受的流動性約束較小。（三）財富再分配效應。我國房價的持續高速上漲引發了財富再分配效應，使得財富向高收入者傾斜。根據邊際消費遞減規律，財富的升值對于消費而言作用不明顯。而對于租房者，要面臨房產稅納稅主體將房產稅轉嫁到租房者身上的風險。在租房者每期收入不變的情況下，租房者只有減少對其他商品的開支來縮緊預算。根據以往經驗，一個國家消費需求主要來源于中低層消費，那么房產稅的增收不利于我國消費需求的提高。

三、研究設計

（一）變量選取。被解釋變量：本文研究房產稅試點對收入的影響，故選取城鎮居民消費支出（cons）作為被解釋變量。解釋變量：根據雙重差分模型，解釋變量為政策虛擬變量和時間虛擬變量?？刂谱兞浚河绊懴M的因素有很多，國內學者也有豐富的研究成果，本文參考前人研究（李春風，2013；雷瀟雨，2014；肖淳丹，2016），并結合絕對收入假說、相對收入假說等傳統經濟學理論，選取城鎮人均可支配收入（inco）、儲蓄率（save）、住房均價（hp）、城鎮化率（urba）、第三產業比重（sGDP）五個變量作為控制變量。（二）模型設定。根據以上討論，本文將雙重差分模型作為計量方程評估房產稅試點對居民消費影響的政策效果，根據理論分析和吳亞雯（2016）等前人研究成果，選取了五個控制變量建立了本文所用的基本模型：lncons=β0+β1Di+β2Dt+β3DiDt+β4lninco+β5lnsave+β6lnhp+β7urba+β8sGDP+εit（三）數據來源。本文的數據主要來源于《中國統計年鑒》、各市統計年鑒、中國城市統計年鑒以及安居客房地產租售信息網。整理了滬渝兩市2004年到2016年的相關數據。為了符合數據可比性，本文對居民消費支出（cons）、人均可支配收入（inco）、儲蓄率（save）、住房均價（hp）以2003年為基期，利用各年公布的CPI數據進行平減，從而得到實際的相關數據。

摘要:現代服務行業是我國首批被納入“營改增”稅制改革的行業之一，研究其受稅制改革的影響對促進我國其他行業稅務改革具有重要的借鑒作用。關于“營改增”對企業財務績效影響的研究，目前學者對于“營改增”對交通運輸業的財務績效的影響分析較多，而幾乎很少有人專門對部分現代服務業進行實證研究，本文的研究具有非?，F實的意義。

關鍵詞:現代服務業；營改增；財務績效

一、引言

現新的市場環境下，我國傳統稅收制度已經逐漸顯現出一些問題。2016年5月1日，隨著建筑業、房地產業、金融業和生活服務業納入“營改增”的范圍，我國完成了自2012年以來的營業稅向增值稅過渡的歷程?！盃I改增”政策的目的是減輕企業稅負，提高經濟活力?！盃I改增”政策減輕了我國現代服務業企業的稅負，并且稅負下降程度越大，改善現代服務業企業的財務績效的作用越強，而且企業原材料等成本的投入比率與企業財務績效成正相關關系。同時，“營改增”政策的實施時間越長，稅負變動率與原材料投入比率對于企業財務績效的促進作用越強?，F代服務業是我國商業經濟發展的重要載體，它的繁榮勢必會帶動其他產業，并且作為“營改增”試點的先鋒，其效果也可以作為研究稅各的合理性進行檢驗。

二、研究假設

現代服務業在“營改增”之前適用5%的營業稅率，“營改增”之后增值稅率為6%，但從稅率方面看，稅率有所提高。但由于此行業會涉及很多外包企業,信息技術服務企業接受外包服務和購進固定資產等業務都會取得增值稅專用發票,由此產生的進項稅可抵扣，從而降低稅負。企業稅收負擔的最終變化情況,取決于稅率上升帶來的增稅效應和實現進項抵扣帶來的減稅效應兩者疊加在一起所產生的凈效應?！盃I改增”會通過影響企業的稅負來影響企業的財務績效。

一、信貸配給及其西方經濟學家對此的理論研究

信貸配給是信貸市場存在的一種典型現象,信貸配給理論是新凱恩斯主義理論的重要組成部分,被認為“或許可與凱恩斯主義的有效需求原理相提并論”(傅殷才,1993)?，F代信貸配給理論評述信貸配給是指貸款人基于風險與利潤的考查不是完全依靠利率機制而往往附加各種貸款條件,通過配給的方式來實現信貸交易的達成。它表現為兩種情況:（1）在對借款人信用評級基礎上,一部分申請人可以得到貸款而另一部分則被拒絕,即使是后者愿意支付更高的利率也得不到貸款；（2）借款申請人的借款要求只能得到部分的滿足。新古典經濟學理論認為,信貸市場僅僅是利率機制在起作用,利率靈活的變動能夠自動地調節信貸市場的供求關系,使信貸市場趨于均衡,而信貸配給僅是由于外部振動所引起的一種暫時的非均衡現象。下面我們介紹兩種對信貸配給有不同看法的理論，用來說明我國信貸配給的雙重特點。

20世紀70年代初期，麥金農和肖通過發展中國家的金融壓抑和金融深化模型（以下簡稱M-S模型），說明了發展中國家存在的嚴重金融抑制是制約儲蓄積累和經濟發展主要障礙，概括地說，M-S模型明確了凱恩斯主義低利率刺激投資的政策模式在發展中國家的不適用性：即有管理的低利率必然會要求在有管理的信貸市場上進行信貸配給（CreditRationing）,而信貸配給將使低效率的投資獲得廉價的貸款，從而阻礙了經濟增長。

麥金農和肖的理論認為，金融體系在國家控制下以配給的方式供應信貸，能獲得信貸的多為享有特權的國營企業以及與官方金融機構有特殊關系的私營企業，而大多數的中小企業得不到金融機構的信貸支持，金融機構出現大量存貸差。但這些借款者的投資并不總是獲得較好的效益。因此，信貸配給政策可能擠掉一些高效益投資項目，從而導致資金使用效率下降。

而對信貸配給現象作出更深入研究是斯蒂格利茨和韋茲。1981年，以斯蒂格利茨和魏斯為代表的新凱恩斯主義經濟學家從不完全信息市場的角度提出了“金融約束論”。他們認為金融深化論的假定前提為瓦爾拉均衡的市場條件，這在現實中難以成立。在斯蒂格利茨和魏斯的理論（以下簡稱S-W模型）中，論證了由于信貸市場上借款人在項目的風險收益水平及資金實際使用方面掌握著比銀行更多的信息,因此,信貸市場上的信息必然是不對稱的,由此而產生的“人為”的風險——逆向選擇和道德風險也就使得銀行業無法完成對自身信貸資產的全部有效控制,信貸風險由此產生。信貸配給的出現,與利率的刺激效應和逆向效應有關。從信息不完全發生時期看,事前信息不完全是信貸交易發生前銀行缺乏辨別顧客風險狀況的充分信息,這時,如果銀行在基礎利率上增添“風險補償費”使利率上浮,風險較大的借款人愿意接受貸款而不可能拖欠,比較安全的借款人往往放棄借款申請,這就是“逆向效應”；事后的信息不完全是由于監督成本高昂使得銀行難以獲得信貸資金實際使用情況的充分信息,接受較高利率的顧客在獲得貸款后,必然追逐高風險項目,這就是“刺激效應”(即道德風險效應)。由于利率雙重效應的存在,貸款利率的上升將促使信貸資產風險的增加和配置效率惡化。因此,銀行應采用非價格手段來配給資金:當信貸市場上出現信貸需求大于信貸供給時,銀行會把利率定在市場均衡利率水平之下,鼓勵那些資信度高、只愿意以低利率借款的顧客借款,限制那些資信度低、愿意以高利率借款的借款者,以實現銀行利潤最大化,改善信貸資金配置效率。

由于逆向選擇和道德風險的存在，借貸市場上均衡信貸配給可以實現。S-W模型強調了由于市場微觀主體的逆向選擇作用，存在著比瓦爾拉均衡更穩定的信貸配給均衡，它使得銀行在信貸市場上可以通過利率的甄別機制（ScreeningDevices）來選擇貸款對象（避免高風險），實現利潤最大化。