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第1篇

論文關(guān)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(jié)構(gòu)（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結(jié)構(gòu)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(zhuǎn)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(gòu)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<βi<1，<1

對模型的進行變形：

令V=；a=；b=

對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：

3、非基本生活消費的計量分析

模型采用1993―2008按收入水平分組的河南省城鎮(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(quán)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(quán)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(jié)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(jié)果，通過Excel軟件處理結(jié)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

第2篇

公共管理論文2300字(一)：基于從公共管理角度探討數(shù)字化城鎮(zhèn)管理論文

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

【關(guān)鍵詞】公共管理；數(shù)字化；城鎮(zhèn)管理

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

一、數(shù)字化城鎮(zhèn)管理的重要意義

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

二、數(shù)字化城鎮(zhèn)管理存在的不足

現(xiàn)階段由于我國城鎮(zhèn)化正處于加速發(fā)展階段，對城鎮(zhèn)管理信息系統(tǒng)的開發(fā)和應用處于探索和實踐期，并且在公共管理中對城鎮(zhèn)管理的職能和觀念有待轉(zhuǎn)變和提升，所以在數(shù)字化城鎮(zhèn)管理進程中，出現(xiàn)了以下不足：

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

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

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

三、基于公共管理角度提高數(shù)字化城鎮(zhèn)管理水平的措施

（一）優(yōu)化城鎮(zhèn)公共管理機構(gòu)職能

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

（二）加強城鎮(zhèn)公共管理隊伍建設，培養(yǎng)數(shù)字化人才

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

（三）建立科學的數(shù)字化城鎮(zhèn)管理體系

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

四、結(jié)束語

綜上所述，數(shù)字化城鎮(zhèn)管理是公共管理發(fā)展的必然趨勢，也是我國現(xiàn)代城鎮(zhèn)化發(fā)展的要求。因此需要政府機構(gòu)發(fā)揮領導作用，帶領各公共管理機構(gòu)在公共部門體制改革的背景下進行職能轉(zhuǎn)變、加強信息化建設、培養(yǎng)數(shù)字化管理人才、構(gòu)建數(shù)字化城鎮(zhèn)管理體系，從而推動我國城鎮(zhèn)化可持續(xù)發(fā)展。

公共管理畢業(yè)論文范文模板(二)：論新農(nóng)村經(jīng)濟建設中的公共管理論文

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

【關(guān)鍵詞】新農(nóng)村；經(jīng)濟建設；公共管理

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

一、新農(nóng)村經(jīng)濟建設中的公共管理存在的不足

（一）農(nóng)村基層政府并沒有認識到公共管理的重要性

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

（二）農(nóng)村經(jīng)濟建設中投入的資金有待進一步提高

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

（三）缺乏完善的法律法規(guī)來為公共事業(yè)的順利開展提供保障

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

（四）專業(yè)人才數(shù)量較少

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

二、提高新農(nóng)村經(jīng)濟建設中公共管理水平的措施

（一）政府要認識到公共管理的重要性

我國進行新農(nóng)村經(jīng)濟建設離不開人民群眾和當?shù)卣闹С帧榇耍鶎诱仨氁獙彩聵I(yè)管理形成正確的認識，全面系統(tǒng)的了解開展公共管理需要進行的工作以及應該采取的工作方法。如果政府沒有立足于農(nóng)村的實際情況隨意的規(guī)劃建設新農(nóng)村，在進行新農(nóng)村建設的過程中一定會出現(xiàn)問題，為此基礎干部必須要真真正正的了解農(nóng)村的情況，因地制宜的開展新農(nóng)村建設工作。并由人民進行監(jiān)督，確保基礎政府能夠為人們提供公共質(zhì)量的服務，使農(nóng)村得到發(fā)展。

（二）加大對于農(nóng)村公共事業(yè)的投入

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

（三）提升農(nóng)村居民的生活水平

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

（四）完善相關(guān)的制度

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

（五）提高農(nóng)村公共管理人員的專業(yè)水平

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

第3篇

論文關(guān)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。可見，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(jié)構(gòu)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(zhuǎn)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(jié)構(gòu)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(guān)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(jié)構(gòu)與社會公平關(guān)系的研究則明顯滯后。

對于國內(nèi)研究而言，目前已有的關(guān)于財政支出結(jié)構(gòu)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(cè)重于財政支出總量與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，或者是財政支出結(jié)構(gòu)與社會公平關(guān)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(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。而且，在劃分財政支出結(jié)構(gòu)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(jié)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(jié)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(gòu)造了六個模型方程分別研究財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長，財政支出結(jié)構(gòu)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(jié)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(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民之間收入差距呈負效應的結(jié)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(guān)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(jié)論。

綜上所述財務管理論文，國內(nèi)外關(guān)于財政支出結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長，或者是財政支出結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)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(jié)構(gòu)與社會公平的關(guān)系，得出的結(jié)論都可能有失偏頗。這是分析財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長與社會公平影響不可或缺的研究思路。基于此，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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)可以分為政府投資性支出、政府消費性支出和政府轉(zhuǎn)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(gòu)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(shù)，促進經(jīng)濟持續(xù)增長核心期刊。相反，轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(jié)構(gòu)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(zhuǎn)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(jié)構(gòu)指標共同構(gòu)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(jié)構(gòu)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?cè)丝诘谋戎兀瑄1u2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(jié)構(gòu)指標上我們分別選取財政投資性支出、消費性支出以及轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長、社會公平之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。進步利用Granger因果關(guān)系檢驗揭示變量之間因果關(guān)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(guān)系和動態(tài)的短期關(guān)系；構(gòu)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(gòu)造出分析財政支出結(jié)構(gòu)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(jié)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(guān)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(jié)果顯示，樣本期間內(nèi)僅有財政投資性支出和轉(zhuǎn)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(jié)果

變量名

檢驗類型（c，t，k）

ADF檢驗值

伴隨概率p值

結(jié)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(guān)系。如果它們之間具有協(xié)整關(guān)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(jié)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(jié)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(guān)系存在，后者認為有3個協(xié)整關(guān)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(guān)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(zhuǎn)移性支出與社會公平成正相關(guān)，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(guān)系。誤差修正方程表明社會公平變動偏離長期均衡關(guān)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(zhuǎn)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(guān)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(guān)系，那么也一定存在某種形式的Granger因果關(guān)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(guān)關(guān)系或至少一個方向的因果關(guān)系，要想揭示變量之間的因果關(guān)系，還需通過Granger因果關(guān)系檢驗。

表5Granger因果檢驗結(jié)果

Null Hypothesis

Obs

F-Statistic

Prob

結(jié)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(jié)果與ECM模型基本一致，在Granger因果關(guān)系上，我們?nèi)?0%置信度水平可得到如下結(jié)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(zhuǎn)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(zhuǎn)移性支出為私人脫貧致富的最終實現(xiàn)創(chuàng)造了結(jié)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(guān)系檢驗僅能說明變量之間的長期或短期關(guān)系，而我們更關(guān)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)移性支出對其影響基本穩(wěn)定在3%。

四、研究結(jié)論與政策建議

經(jīng)濟增長和社會公平是構(gòu)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(zhuǎn)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(jié)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(guān)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(jié)構(gòu)上，財政消費性支出對經(jīng)濟增長具有顯著影響，財政轉(zhuǎn)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(jié)果公平創(chuàng)造了條件。

因此，從本文的研究結(jié)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(jié)構(gòu)與變遷所帶來的不公平更是關(guān)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。

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