衰退原因

事實上，在上世紀80年代甚至更早一些，中東歐各國甚至前蘇聯地區，若干國家經濟體制中就陸續注入了市場機制，只是未從根本上大規模展開而已。這在南斯拉夫，后來還有匈牙利和波蘭都是如此，甚至在前蘇聯存在的最后幾年也這樣做過。1989年被普遍認為是一個歷史性轉折點。轉軌頭10年中，一些國家取得了相對較好的成績，例如，匈牙利、斯洛文尼亞和波蘭，這在很大程度上是因為他們在前制度下已采取了帶有市場特色的初步改革。其中，波蘭在70年代，特別是80年代所進行的改革，對后來的經濟轉軌具有重大意義。正是由于這個原因，盡管在90年代初進行改革時無論在政策方針上還是在具體執行上都犯過許多嚴重錯誤，波蘭經濟衰退延續的時間還是相對較短，同那些原先沒有進行過類似改革的國家相比，例如捷克斯洛伐克和保加利亞，一些市場機制能夠較為迅速地發揮應有的作用。經過10年轉軌，整個地區的GDP總值僅相當于1989年的72.5%。這就是說，轉軌意味著經濟大衰退。那么，產生轉軌大衰退的基本原因是什么？

第一，中東歐國家轉軌工作的普遍錯誤在于用體制改革來取展政策，錯誤地認為體制問題理順了，發展就是自然而然的事情。實際上，體制改革同發展是兩個不同的概念，不能用改革來取展，也不能用發展來取代改革。首先，那種新自由主義的主張應用于中東歐地區各國后，國家宏觀調控能力遭到空前削弱，經濟放任自流，導致付出高昂的代價；其次，經濟轉軌一開始，新當局把原來的體制描寫得一團漆黑，否定以往的一切，并要大家都來鞭笞這個該詛咒的制度。波蘭經濟學家科沃德科教授在《全球化和后社會主義國家大預測》一書中文版導言中，這樣談到原來的社會主義時期：“實際上那也是一個經濟增長時期，雖然那個時期越到后來增長速度越慢，到轉軌開始前，有的國家基本停止增長，有的幾乎處在衰退中”。那時，隨著經濟效益每況愈下，社會的不滿情緒與日俱增。同時，這些國家在全球經濟競爭日益激烈的情況下，越來越顯得缺乏競爭能力。因此，從某種意義上說，這些國家的轉軌與全球化有著密切的關系。

第二，中東歐地區以及前蘇聯地區各國，經濟轉軌所依據的理論是所謂“華盛頓共識”(WashingtonConsensus)，其中包括所謂“休克療法”。它是在完全不同的條件下，世界銀行和國際貨幣基金組織若干專家根據南美洲若干國家為了克服結構性危機而設想出來的應急辦法。這一新自由主義的經濟理論不適應從原來計劃經濟向市場經濟轉軌的根本特點，硬性照搬來為這些國家制定經濟政策服務，于是使得這些國家付出了高昂的代價。所有轉軌國家的政府都有一種普遍的傾向：在結構改造工作中忽視長期發展政策這一面。轉軌國家急于求成，脫離本國具體條件，企圖一步到位，不幸地把這種新自由主義經濟學當作轉軌實踐的理論基礎。該理論認為：“只要大刀闊斧地推進改革，本身就是取得成功的保障，而以最快的速度實現經濟自由化就是克服危機的‘靈丹妙藥’，并且是帶動經濟增長的足夠手段”。但是，實踐中，每當采用這種簡單的處方無法達到目的時，便進一步把責任推到了延誤結構改革上。此外，由于政治原因和社會原因的限制而無法加速推進改革時，又找到了某種現成理由。

附圖

第三，中東歐地區和前蘇聯地區各國制度劇變后，經濟體制改造的重點是私有化。但是當私營經濟成為轉軌的主要得益者后，其承擔的社會責任卻沒有與之相應地增加。轉軌國家的實際做法是，私營經濟成為經濟的主體后，它在生產領域和金融領域卻對轉軌之中出現的經濟衰退沒有承擔相應的責任。于是就出現了一個荒唐的現象：得益者是私營經濟，承擔虧損責任者卻是國營經濟。例如，當私營經濟占壓倒優勢后，國庫的稅收來源依然是國營經濟。這種情況的存在，恰恰妨礙本國經濟的健康發展。

收入差距主要是通過消費的分化體現出來。據分析，城鄉居民名義消費支出差額從1990年的406元擴大到了2012年的7000多元，城鄉居民實際消費支出比從1990年的1．7∶1擴大到2012年的2．16∶1，所以隨著城鄉收入差距的擴大，江西省城鄉消費差距的變動與之呈現同步變化的態勢（如圖1），而且農村居民生活消費水平落后城鎮居民至少十年。

1江西省城鄉居民收入與消費差距的相關分析

江西省城鎮和農村具有較明顯的二元經濟結構特征。城鎮居民主要以工資性收入為主，江西省工資性收入對總收入增長的貢獻率高達50％，因此消費的穩定性較強。而農村居民主要依靠農產品的銷售收入，江西作為一個典型的山區省份，農業的產出和農民的收入都非常不穩定，受客觀因素影響較大，因此消費支出的非穩定性波動十分明顯。由圖2可知，1990—2012年江西省城鄉居民收入與消和消費差距（根據歷年江西統計年鑒整理得出）費差距之間具有高度的相關性，可以用線性方程擬合。因此，可以說城鄉收入差距的擴大很大程度上打擊了農村居民的消費信心，另一方面農村居民有節儉的傳統，儲蓄意識較強，最終使得經濟的可持續發展難以得到潛力巨大的農民群體的支撐。

2江西省城鄉居民收入與消費差距的實證分析

2．1數據的選擇與模型的設定為了保證分析口徑和樣本區間的一致性，本文所有數據都取自于《江西統計年鑒（1991－2012）》，具體的計量分析采用Eviews6．0完成。在模型的設定上，用y表示城鄉消費差距，具體數據由江西省城鎮居民與農村居民的人均消費支出相減求得；城鄉居民收入差距作為解釋變量，用x來表示，具體數值由江西省城鎮居民人均可支配收入減掉農村居民人均純收入得出。

2．2序列的單位根檢驗對于非平穩序列的方程估計，容易造成不能預測未來信息的“偽回歸”，因此本文先采用ADF檢驗方法來判斷，其中最優滯后期根據AIC和SIC準則自動選取。由圖2可以看出，兩者具有明顯的線性關系，因此ADF檢驗選擇既含有趨勢項又有截距項。由表1可知，lny和lnx序列不能拒絕原假設，是非平穩的；但經過二階差分后在5％的顯著性水平下拒絕原假設，因此可以確定二者都是二階單整序列。

本文作者：趙黎明史云鵬賀穎工作單位：天津大學

模型設定與數據說明

（一）城鄉消費差異影響因素模型的設定史云鵬、趙黎明、賀穎（2012）在研究城鄉消費差異時，基于凱恩斯線性消費函數討論了其與農村居民收入水平的關系［1］。本文認為，借鑒其思路可考察城鄉消費差異與經濟發展之間的關系，同時在其推導過程中，線性形式的消費函數不是必須的。我們以凱恩斯絕對收入理論作為出發點，即認為收入是消費的最重要的影響因素，則有：Ci=fi(Yi)（i=1，2）這里我們用Ci和Yi分別代表人均消費及人均可支配收入。下標i=1，2則表示城鎮與農村地區。以兩者消費之比（C1/C2）反映城鄉間消費差異（DOC），則：DOC=C1C2=f1(Y1)f2(Y2)將上式分母簡單變形，即有：DOC=C1C2=f1(Y1)f2((1/(Y1/Y2))Y1)即消費差異的影響因素同時包括Y1和Y1Y2兩項。值得說明的是，在計量分析中，當我們在考慮Y1對消費差異的影響作用時，實際上是假定Y1Y2不變，也即Y1改變意味著Y1和Y2在同比例變化，即全體居民的人均收入發生變化。因此這里將Y1替換為其他代表地區全體居民人均收入的變量是可行的。考慮到統計數據的提供情況，本文以城鎮居民實際可支配收入與農村居民純收入之比（DOI）代表城鄉收入差距，即公式中的Y1Y2，以人均實際GDP（AGDP）代表經濟發展水平，反映全體居民的人均收入情況，則有：DOC=f(DOI,AGDP)在設定計量模型的具體形式時，如果同時考慮人均實際GDP的平方項及其與收入差距的交叉作用項，則共有四種情況可供選擇（在這里為了避免異方差的影響，將所有變量均進行了取對數處理）：lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+ε（1）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+ε（2）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β4lnAGDP×lnDOI+ε（3）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+β4lnAGDP×lnDOI+ε（4）上述各式中，β1代表收入差距對消費差異的影響彈性，收入差距加大，則消費差異也應擴大，因此預期β1符號為正。β2代表經濟發展對城鄉消費差異的影響彈性。當人均實際GDP提高時，如果城鄉收入差距DOI不變，則表示城鄉居民的收入水平同比例提高。考慮邊際消費傾向遞減規律，即消費受收入的影響，隨著收入的增加而增加，但每一單位的收入增加量所帶來的消費增加量是遞減的。本文認為，對于邊際消費傾向遞減規律也可以用比例的形式進行表述。即隨著收入的增加，收入變化一定比例所導致的消費變化的比例是遞減的。中國城鎮居民的可支配收入一般高于農村居民，因此兩者同比例增加時，則城鎮居民消費增加的比例要小于農村居民。因此，預期人均實際GDP對消費差異有負向影響，即β2為負。更加深入的考察經濟發展水平與城鄉消費差異的關系。首先在城鄉居民收入差距不變時，人均實際GDP對消費差異的影響作用應是遞減的。同樣基于邊際消費遞減規律，收入的增加所帶來的消費的增加是遞減的，也即隨著收入的無限增加，城鎮居民消費支出與農村居民消費支出的增加量均會逐漸減少，兩者的消費之比最終會趨近于1。因此經濟發展對于消費差異的影響應該逐漸減弱，反映在系數上即β3應為正值。其次，隨著人均實際GDP的增加，收入差距對于消費差異的邊際效應也應是遞減的。其原因在于，在城鄉居民均具有較高的收入水平的前提下，收入差距的變化所導致的消費差異的變化應該是較小的，因此人均實際GDP與城鄉居民收入差距的交互作用可能存在，且β4符號為負。綜上，在考慮模型中解釋變量的各種存在形式后，本文認為，以上四種模型都是有可能成立的（史云鵬、趙黎明、賀穎（2012）的城鄉消費差異與農村居民收入水平之間的關系與模型（1）和模型（2）類似，但未考慮模型（3）和（4）的情況［1］）。因此最終哪一種更適用，只能通過實證分析加以檢驗。（二）城鄉收入差距與經濟發展之間函數關系的設定美國經濟學家庫茲涅茨在其著作《經濟增長和收入不平等》中提出了描述經濟發展與收入分配之間關系的倒U型曲線假說，也即收入分配隨著經濟的發展會出現先惡化再改善的變化情況。伴隨著中國的經濟發展，確實出現了收入分配的惡化，其中城鄉居民收入差距加大便是其典型的表現形式之一。這提示我們兩者之間的關系是否符合庫茲涅茨假說。同時，兩者之間的關系也反映了經濟發展對于城鄉消費差異的間接影響。因而有必要將城鄉收入差距水平與以人均實際GDP為代表的經濟發展水平之間的關系納入庫茲涅茨假說的框架之內予以驗證。但具體分析經濟發展對城鄉收入差距的影響作用時，以下三方面是需要予以考慮的：首先是自變量的選擇問題。在少數驗證經濟發展與收入分配之間的庫茲涅茨關系的研究文獻中，自變量中除了包括以人均實際GDP為代表的經濟發展水平外，還包含了其他的一些變量。本文認為這是不恰當的。萬廣華（2004）認為，庫茲涅茨假說是一個描述不以任何條件為轉移的一般化的經濟發展與收入分配之間關系的理論，因此只涉及一個解釋變量——經濟發展［5］。其次，關于數據問題，Kanbur（2000）建議使用純時序數據以避免異質性的影響［6］。但此時數據的稀缺性是一個巨大的障礙。因此陳宗勝（2002）認為，在資料不充分時使用面板數據也是一種可行的方法［7］。借鑒該思路，本文選擇中國省級區域的面板數據作為研究對象以充分擴大樣本容量。最后，關于函數形式的選擇問題。現有的經驗研究多數使用收入或收入對數的二次方程形式。這類模型存在兩個缺陷，首先一般的線性模型在收入均值為零時總是會預測出一個很高的收入差距水平，而這是不恰當的。其次，由于僅包含兩個斜率參數，因此曲線沒有拐點或僅有一個拐點。而對于轉型經濟體來說，不平等曲線可能有兩個甚至更多個拐點，因此，傳統的線性模型對于現實的描述是不準確的。Ram（1995）［8］建立了一個一般性的模型用以描述庫茲涅茨曲線，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y其中INEQ代表某種衡量不平衡程度的指標，Y代表經濟發展水平。該式的一個顯著特點是當自變量的平均值為0時，模型預測的不平等程度為0。但該式反映的函數關系仍然僅有一個拐點。萬廣華（2004）［5］在Ram設定的函數式中加入經濟發展的水平項與二次方項，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y+β3Y+β4Y2該式一方面具有多個拐點，另一方面仍然保證了收入均值為零時不平等程度為零的特點。但這種擴展并未得到理論的支持。因此，在收入不平等與經濟發展之間的函數關系不明確時，非參數估計方法便成為了一個有力的研究工具。本文采用非參數局部多項式估計方法驗證城鄉收入差距與經濟發展之間的關系。此時，不要求預先給定模型的確定形式，即一般性地將兩者之間的關系表示如下（這里我們仍將相關變量進行了取對數處理）：lnDOI=m(lnAGDP)假定m(lnAGDP)在lnAGDP0處p+1階導數存在，則可將m(lnAGDP)在lnAGDP=lnAGDP0處進行泰勒展開：m(lnAGDP)≈m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!×(lnAGDP-lnAGDP0)p此時有：lnDOI=m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε令γj=m(j)(lnAGDP0)j!，則有：lnDOI=γ0+γ1(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+γp(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε該式可用加權最小二乘法進行局部擬合，即最小化：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)I(|lnAGDPi-lnAGDP0|h1)其中，Kh(⋅)=K(⋅/h)/h；h為控制局部鄰域大小的帶寬；K(⋅)為核函數；I(⋅)為示性函數，當括號內的不等式成立時，取值為1，否則取值為0。若K(⋅)為［-1，1］上的核函數，上式可進一步簡化為：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)本文采用Silverman（1986）［9］的方法確定帶寬，選擇Ep⁃anechnikov核函數K(u)=0.75(1-u2)，該函數為能夠使得MSE與MISE達到最小的最優核函數［10］。根據多項式階數對估計結果的影響規律，即多項式階數與待估計函數的導數階數之差由偶數增加到奇數時，方差不增的特點［11］，本文具體選擇局部線性回歸對城鄉收入差距與人均實際GDP之間的關系進行考察。（三）研究方法與數據說明本文數據區間為2000年至2010年，并使用了省級區域的面板數據（不包括重慶）。相關數據由名義值向實際值的轉換均是以2000年為基期進行的。對城鄉消費差異影響因素模型的實證研究，主要是基于面板回歸模型，即通過F檢驗與Hausman檢驗在混合回歸模型、固定效應模型與隨機效應模型中進行選擇以更好地擬合樣本數據。對城鄉居民收入差距與經濟發展之間的關系在采用局部線性回歸進行估計時，由于納入模型之中的不同省份可能存在一定的個體差異性，本文借鑒許冰、章上峰（2010）［12］的研究方法，即首先基于樣本數據構造一個包含固定效應的二次多項式模型，得到省際的固定效應值，然后將剔除固定效應影響之后的城鄉收入差距數據與人均實際GDP進行局部線性擬合。如果以上兩部分的實證檢驗能夠證明經濟發展對于城鄉收入差異的直接效應以及通過對城鄉收入差距而產生影響的間接效應均存在，則進一步將經濟發展水平，即人均實際GDP作為城鄉消費差異的唯一影響因素，仍然通過非參數估計的方法，實證研究兩者之間的函數關系。本文相關數據根據《新中國60年統計資料匯編》及各省相應年度統計年鑒收集整理得到。

實證分析

（一）城鄉消費差異與其影響因素之間關系研究為了準確對上述建立的城鄉消費差異影響因素模型進行估計，本文對其進行一系列相關檢驗。表2中的檢驗結果表明，F檢驗與Hausman檢驗均顯著地拒絕了原假設，即選取固定效應模型是較為恰當的。由于本文的樣本不是典型的長面板，無法對擾動項進行更深入的研究，因此對各模型的估計采用固定效應估計法（FE）進行估計。估計結果如表2所示。如表2所示，城鄉收入差距項在四個模型中均顯著，且系數符號為正。說明收入差距是消費差異的重要影響因素，兩者正相關。人均實際GDP項在四個模型中也均顯著，且符號為負，說明經濟的發展的確能夠縮小城鄉消費差異，這也驗證了本文之前的假設。以上兩個因素在改變模型的設定形式時均未改變顯著性及符號，即說明估計的結果是穩健的。同時人均GDP的平方項在模型（2）中在5%的顯著性水平上顯著，且系數為正，而將顯著性水平降低到10%的水平時，其在模型（4）中的系數也為顯著，系數同為正，因此可以看出人均實際GDP的平方項也是模型的一個解釋因素，即說明了經濟發展水平對消費差異的影響確實存在邊際作用遞減的現象。但值得注意的是，人均實際GDP平方項的系數絕對值在兩個模型中均較小，這說明邊際作用遞減雖然存在，但是幅度較小。收入差距與人均實際GDP的乘積項在模型（3）和（4）中均不顯著，即人均實際GDP與城鄉收入差距的交叉作用未在樣本中有所體現。本文推測這是由于現階段中國的人均實際GDP水平較低所致。收入差距的變動不會對消費差異產生顯著影響，必須建立在人們的收入水平較高的基礎上，因此人均實際GDP與城鄉收入差距的交叉作用項在樣本期內不顯著。當然收入水平較低也是人均實際GDP的平方項系數盡管顯著，但絕對值較小的原因。綜上，本文認為，城鄉消費差異的影響因素應該有三項，即城鄉收入差距、人均實際GDP及人均實際GDP的平方項。因此，模型（2）作為描述城鄉消費差異影響因素的模型是較為恰當的。同時，模型（2）的調整后的擬合優度也要高于忽略了人均實際GDP的平方項的模型（1）。值得說明的是，無論是模型（1）還是模型（2），都證明了經濟發展水平是城鄉消費差異的一個影響因素，且其在控制了城鄉收入差距的影響基礎上，作用為負。（二）城鄉收入差距與經濟發展之間關系的研究為了確定城鄉收入差距與經濟發展之間的關系形式，首先對兩者建立一個包含固定效應的二次多項式模型，利用得出的各省不同的固定效應值對城鄉收入差異的對數值進行調整，再對兩者進行局部線性回歸。此時我們計算得到的最優帶寬為0.2，估計結果如圖1所示。由圖1結果可知，隨著人均實際GDP的提高，城鄉收入差距水平有擴大的趨勢。從人均實際GDP的最小值開始，城鄉收入差距先后經歷了加速擴大、減速擴大、加速擴大、減速擴大的過程，在人均實際GDP的對數值大約為10.168左右時，曲線達到第一個轉折點，之后城鄉收入差距轉為平穩。在人均實際GDP的對數值為11.241左右時，曲線達到第二個轉折點。該點之后城鄉收入差距隨著經濟發展逐漸減小。圖1中曲線的形狀總體上是一條倒U型曲線，也即城鄉收入差距與人均實際GDP之間確實存在庫茲涅茨關系。同時，曲線的形態也顯示了兩者之間的關系存在多個拐點，也即傳統的線性模型對于觀測數據的擬合可能是不完美的。圖1城鄉收入差距與人均實際GDP關系綜合以上的實證研究結果，經濟發展對城鄉消費差異的影響路徑有兩條：一是經濟發展直接作為城鄉消費差異的影響因素，二是通過對城鄉收入差距的影響間接對消費差異產生影響。前者本文稱為經濟發展對于城鄉消費差異的直接效應，而后者稱為間接效應。直接效應一直為負，間接效應在經濟發展的初級階段為正，隨著經濟的進一步發展逐漸轉為負向。（三）城鄉消費差異與人均實際GDP之間關系研究前述分析得到的經濟發展水平對城鄉消費差異的作用結果表明，在不對間接效應和直接效應進行區分時，直接將人均實際GDP作為城鄉消費差異的影響因素是可行的。同時，由于在城鄉收入差距隨著人均實際GDP的提高而擴大時，直接效應與間接效應的方向不一致，那么在樣本期內，經濟發展與城鄉消費差異的關系究竟如何，則依賴于對兩者之間關系進行的直接分析。這里我們仍使用非參數的方法研究兩者之間的關系。將城鄉消費差異與人均實際GDP的關系一般性地表示為：lnDOC=n(lnAGDP)在去除各省固定效應的基礎上，仍然采用局部線性回歸法對上式進行估計，此時最優帶寬的計算結果為0.2，估計結果如圖2所示。圖2城鄉消費差異與人均實際GDP關系由圖2可知，隨著人均實際GDP的提高，城鄉消費差距總體上也呈現先加大后減小的趨勢，轉折點位于對數人均實際GDP為10.769左右，早于圖1的第二個轉折點。曲線顯示城鄉消費差異與人均實際GDP之間的關系同樣符合庫茲涅茨假說，即在直接作用與間接作用的共同影響下，城鄉消費差異隨著經濟的發展出現了先擴大再縮小的趨勢。Atkinson（1999）認為，如果接受庫茲涅茨倒U型假說，在收入分配與經濟發展之間的關系上，政府的干預就是無效的［13］。從長期來看，整個經濟會自然而然地走出這一困境。類似于關于收入分配與經濟發展之間關系的庫茲涅茨假說，本文的分析結果顯示城鄉消費差異與經濟發展之間也存在著相似的關系。但社會對發展不平衡的容忍是有限度的。如果認為政府在面對城鄉的不均衡發展時不應放任自流，而應采取措施主動干預，則將此處關于城鄉消費差異與人均實際GDP關系的分析與前述關于城鄉收入差距與人均實際GDP的分析結合在一起，便能夠得到較有價值的結果。我們認為，可將各省市按照實際情況分為三類：第一類省份隨著經濟的發展，城鄉收入差距已開始縮小，則此時經濟發展對城鄉消費差異的直接效應與間接效應均為負；第二類省份伴隨著經濟發展城鄉收入差距仍處于擴大階段，即經濟發展對城鄉消費差異的間接作用為正，但小于直接作用的影響，因此總體來看，經濟發展有利于縮小城鄉消費差異；第三類省份與第二類省份相同，仍然存在城鄉收入差距隨著人均實際GDP的提高而擴大的情況，但經濟發展對城鄉消費差異的間接作用大于直接作用，即總體看來城鄉消費差異隨著經濟發展而擴大。基于以上分類，有關部門在處理城鄉發展不平衡，特別是將著眼點放在城鄉消費差異問題上時，其政策重點就應有所區別。對于第一類省份，經濟發展無論是對于縮小城鄉收入差距還是消費差異，均能發揮正向作用，因此我們認為經濟發展應作為政策的重點。第二類省份則應在優先發展經濟與縮小城鄉收入差距之間進行權衡；而第三類城市由于經濟發展對于城鄉收入差距及消費差異的影響均為正，因此應將更多的注意力放在消除城鄉間的不均衡，統籌城鄉發展上來。

本文通過構建城鄉消費差異及城鄉收入差距的影響因素模型，將經濟發展與城鄉收入差距、城鄉消費差異納入統一模型框架之內進行研究，并在實證分析的基礎上，得出以下結論：城鄉消費差異不僅受城鄉收入差距的影響，同時也受到經濟發展水平的影響，城鄉收入差距的拉大將加大城鄉消費差異，而人均GDP的提高將會縮小城鄉消費差異；城鄉收入差距與經濟發展之間的關系符合庫茲涅茨假說，兩者之間的關系曲線存在多個拐點，并且樣本期內經濟發展對于縮小城鄉收入差距的正向作用已經出現；同時考慮經濟發展與城鄉收入差距及城鄉消費差異之間的關系，經濟發展對于城鄉消費差異的影響路徑有兩條：一是通過影響城鄉收入差距而間接作用于消費差異，即間接效應。該效應經濟發展初期為正，隨著經濟的發展逐漸轉為負向；二是直接對城鄉消費差異施加影響，即直接效應，該效應始終為負；經濟發展與城鄉消費差異之間的關系也呈倒U型曲線，即在經濟發展初期，城鄉消費差異隨著人均實際GDP的提高而擴大，隨著經濟的進一步發展，城鄉消費差異轉而縮小。最后，在以上結論的基礎上，根據各省市的發展情況，對其進行了分類，并對不同類型的省份給出了相應的政策建議。如果認為政府在面對城鄉發展的不均衡時，應主動作為，則本文的結論及提出的建議是有一定參考價值的。但受限于研究方法，本文仍存在一定不足之處，即假定各省市關于城鄉消費差異、城鄉收入差距及人均實際GDP的函數關系都是相同的，并未考慮省際差別。因此，利用空間計量經濟學，如地理加權回歸法進行分析就成為進一步研究的重點所在。

編者按：本文主要從引言；方法和數據；總體財政差距的測算結果與分析；財政差距的因素分解結果與分析；結論和幾點啟示進行論述。其中，主要包括：稅收和轉移支付收入是當前縣級政府預算內收入的主要來源、目前對省級財政差距研究較多,對全國縣級政府財政差距研究較少、地區財政差距一般以地區人均財政支出差距表示、總支出下平衡部分包括所有政府間上解支出和未在本年支出中包括的支出項目、總體財政差距、組內差距和組間差距、財政差距的因素分解、財政差距對指標的選擇較敏感、各收入項目對總體差距的相對貢獻率、各收入項目對總體差距的絕對貢獻、結論、幾點啟示等，具體請詳見。

一、引言

稅收和轉移支付收入是當前縣級政府預算內收入的主要來源。1994年分稅制改革劃分了中央和地方的財政收支范圍,規定由各省具體制定省以下財政體制。總體看來,現期省以下稅收劃分仍具有行政集權和財政包干的色彩,并形成財權向上級政府集中、事權向下轉移的傾向(閻坤,2007)。在不改變事權的條件下,上級政府紛紛通過轉移支付手段來彌補基層財政支出缺口。1999年縣級總支出的40%來自于轉移支付,而國家級貧困縣甚至高達61%(陳錫文等,2002),2005年縣級總支出的42.93%來自于轉移支付。

2002年后農村稅費改革和取消農業稅進一步縮小了縣級政府財政能力,為了推行改革,保證目前財稅體制的平衡運行,中央增加了“農村稅費改革”和“緩解縣鄉財政困難”轉移支付。這些轉移支付在緩解縣財政支出壓力,特別是“保工資、保運轉”方面發揮了較好的作用,但均等化目標受到忽視,基礎教育、公共醫療等服務的地區差距日益明顯,在某些地區出現了上學難、看病難等問題。

目前對省級財政差距研究較多,對全國縣級政府財政差距研究較少。縣財政差距可以分解為省內差距和省際差距,這與各縣財政狀況不僅牽涉到中央和地方財政體制,還和省以下財政體制有關。本文選取我國七省內所有縣級政府為樣本,以2000-2005年為樣本期間,采用廣義熵(GeneralizedEntropy,GE)指數和廣義熵因素分解法等工具考察了樣本縣財政差距的表現,旨在回答以下問題:中央和地方財政體制和省以下財政體制對縣級政府財政差距的平衡效果如何?農業縣財政差距和非農業縣財政差距是否有不同的表現?在縣級政府各項稅收和轉移支付項目中,哪些項目擴大了財政差距,哪些項目縮小了財政差距?

本文的結構安排如下,第二部分介紹研究采用的方法和數據來源;第三部分采用不同的指標分別測算了樣本總體、農業縣和市轄區的財政差距,并對結果進行了分析;在此基礎上,第四部分采用因素分解法衡量各收入項目對縣級政府財政差距的相對貢獻率和絕對貢獻;第五部分是結論和幾點啟示。

一．內資、外資地區差距的概念和現狀

美國經濟學家納克斯提出，發展中國家只有大規模增加資本積累才能夠走出“貧困的惡性循環”。伴隨著我國國民經濟的迅速發展，我國東部與中、西部地區經濟發展的差距卻在不斷擴大，地區經濟不平衡增長成為全社會普遍關注的問題，而導致我國經濟發展的地區差距的主要原因來自投資差距。

1.基本概念

投資指的是經濟主體為獲得經濟效益而墊付的貨幣或其他資源的一種經濟活動。在一項投資活動中，至少包括主體和客體，意即實施投資活動的主體和貨幣或其他經濟資源等投資客體。文中的所說的內外資即是根據投資主體的不同來劃分的，國內投資是指一國內部經濟主體的投資行為，國外投資是一國以外的其他經濟主體的投資行為。

在投資地區差距對經濟增長差異的影響中，不能籠統的將國外投資與國內投資的綜合差距作為投資地區差距。因為國外投資與國內投資對經濟增長穩態的影響程度是不同的，必須將兩者區分開來，作為兩個獨立的變量分別進行分析研究。

國外投資又分為國外直接投資與國外間接投資，在本文中，由于國外間接投資在投資總額中所占份額較小，而且對一國的消費、儲蓄、技術進步、產業結構升級等方面影響較弱，進而對一國的經濟穩態增長問題影響不大，為簡化模型起見，本文的內外資地區投資差距中的外資僅指FDI地區分布差距，忽略國外間接投資部分。

摘要：伴隨國內的市場模式和經濟發展都更加完善，經濟活動在世界范圍內的交流也逐漸增多，市場和行業之間的競爭增多，我國制造行業中的上市企業開始把重心逐漸轉移到了薪酬管理方面。這幾年我國的資料顯示，上市企業的薪酬區別在持續增多，管理層的薪酬持續飛漲受到了大眾的關注和議論。本文研究薪酬差距對于企業績效的影響。研究表明。由于我國上市公司對于薪酬管理的研究起步較晚，薪酬體系還存在諸多不足，還需要加大人力和資源的投入進行更系統更深入的研究。

關鍵詞：薪酬差距；績效

1理論基礎

1.1錦標賽理論。錦標賽理論認為企業應該利用高薪酬來激勵員工，企業員工的薪酬差距對于企業績效具有正向的影響作用。這個理論最早是由Lazear和Rosen一起提出來的，他們主要使用總資產報酬率等具體指標對企業業績的高低進行具體量化。得出員工為了獲得更高薪酬而努力工作，促使企業業績不斷提高的結論。對于企業，尤其是上市公司來說，利用薪酬差距在企業內部形成你追我趕良性競爭的工作氛圍對于提高企業業績有較大的幫助。1.2行為理論。與競賽理論不同，行為理論并不提倡增加薪酬差距，而鼓勵減少薪酬差距。通過結合多種不同理論，來證明這個觀點。從組織政治學和分配偏好理論的角度來說，更多員工在企業內部薪酬差距更小的團隊中，表現的更加團結和積極，團隊凝聚力更強，在工作中更加投入，不易產生矛盾摩擦，對于企業績效的提高有較大的促進作用。從相對剝削理論角度來看，一旦企業內部薪酬差距太大，超出員工承受范圍，員工很容易產生不滿和抵觸情緒，導致內部矛盾的產生，使部門甚至整個企業失去凝聚力，擴大經營成本，直接影響企業經營效率和企業業績。

2理論分析與假設提出

伴隨我國的現代企業制度持續進步和成長，大家的注意力也開始慢慢集中到了薪酬水平上，按照錦標賽理論來看，由于崗位的差別導致的薪酬差距促使工作人員愿意更加努力工作得到升職，有效幫助企業的績效增強。由于薪酬差距持續上升，絕大多數的制造類上市企業都選擇了工作人員薪酬水平會受到企業績效情況影響的激勵制度。假設1：制造業上市公司高管與普通員工間的薪酬差距與企業績效成正相關關系。按照我們普遍想法來分析，大家基本上都會把自身情況和平級的工作人員情況來對比，假如存在十分明顯的薪酬差距就勢必會令人感到沮喪以及其它不良情緒，對于工作的熱情和干勁也會因此受到不小的影響，不利于企業業績的提高，管理層之間如果存在薪酬差距會影響他們的協作和團結力，但這種差距和行為論倒是十分一致。假設2：制造業上市公司普通高管間的薪酬差距與企業績效成負相關關系。國營企業會受到政策的作用，管理層基本來自上級部門的指派，所以國企高管的薪酬水平基本都會嚴格限制在一定范圍內。民營企業需要面臨更加高壓的環境和激烈的競爭，不過伴隨著高壓環境，民營企業高管也相應能獲得更高的薪酬。因此，本文在此提出第三個假設，假設3：國有企業與非國有企業相比，國有企業普通高管間的薪酬差距對績效影響更大，而非國有企業高管與普通員工薪酬差距對績效的影響更大。

[摘要]由于訴訟爆炸的出現，人們逐漸關注審計期望差距。本文探討了審計期望差距的涵義、構成要素以及產生的原因，并提出了加強與審計報告使用者溝通等縮小審計差距的措施。

[關鍵詞]期望差距公眾期望審計準則

一、審計期望差距構成要素

20世紀60年代以來，形成了訴訟爆炸的局面，而這種局面形成的原因之一是由于審計期望差距的產生。最早提出審計期望差距概念的是Liggio（1974），他認為審計期望差距是指“獨立審計師和財務報表使用者對審計業績期望水平的差異。”Poter（1993）指出審計期望差距是“社會對審計的期望和審計師實際業績的公眾看法之間的差距。”1986年加拿大特許會計師協會成立了“審計工作計劃研究委員會”，即“麥克唐納委員會”。麥克唐納委員以圖的形式描述了期望差距的構成要素以及解決的途徑：

其中:縱軸A代表公眾對審計的需求,縱軸B代表審計人員理論上可能實現的期望水平,縱軸C代表現有的職業準則要求實現的期望水平,縱軸D代表審計人員現在實際實現的期望水平,縱軸E代表公眾認為目前審計人員實現的期望水平。各縱軸之間的距離代表期望差距的具體要素，可分為四部分：可能的準則與現有準則之間的差距（BC）,現有準則與現在業績水平的差距（CD）、公眾對審計期望與可能準則的差距(AB)、現有業績水平與公眾對業績的認識之間的差距（DE）。BC、CD是合理期望差，可通過修訂、完善審計準則，促使審計職業界改進工作來縮小差距；AB、DE是不合理期望差，要通過雙方溝通，分清審計責任與會計責任。

2001年，胡繼榮在《論審計期望差距的構成要素》中提出“期望差距是指公眾對審計的需求與公眾對目前審計執業的認識之間形成的差距，它既包括了由于審計能力不足而形成的差距，也包括了由于公眾對審計執業的認識錯誤而形成的差距。”并對麥克唐納委員提出的構成要素提出了修改。他認為B是現在的準則；C是現在可能的準則；AB是公眾對審計需求與現在準則之間的差距，是不可避免的，并依賴現在準則的更新；BC是現在準則與現在可能準則之間的差距，依賴審計環境的改善；CD是現在可能準則與現在職業之間的差距，要提高審計業務執行人員的職業道德水平和業務素質；DE是公眾對現在執業的認識與審計人員的實際業績之間存在的差距。

[摘要]由于訴訟爆炸的出現，人們逐漸關注審計期望差距。本文探討了審計期望差距的涵義、構成要素以及產生的原因，并提出了加強與審計報告使用者溝通等縮小審計差距的措施。

[關鍵詞]期望差距公眾期望審計準則

一、審計期望差距構成要素

20世紀60年代以來，形成了訴訟爆炸的局面，而這種局面形成的原因之一是由于審計期望差距的產生。最早提出審計期望差距概念的是Liggio（1974），他認為審計期望差距是指“獨立審計師和財務報表使用者對審計業績期望水平的差異。”Poter（1993）指出審計期望差距是“社會對審計的期望和審計師實際業績的公眾看法之間的差距。”1986年加拿大特許會計師協會成立了“審計工作計劃研究委員會”，即“麥克唐納委員會”。麥克唐納委員以圖的形式描述了期望差距的構成要素以及解決的途徑：

其中:縱軸A代表公眾對審計的需求,縱軸B代表審計人員理論上可能實現的期望水平,縱軸C代表現有的職業準則要求實現的期望水平,縱軸D代表審計人員現在實際實現的期望水平,縱軸E代表公眾認為目前審計人員實現的期望水平。各縱軸之間的距離代表期望差距的具體要素，可分為四部分：可能的準則與現有準則之間的差距（BC）,現有準則與現在業績水平的差距（CD）、公眾對審計期望與可能準則的差距(AB)、現有業績水平與公眾對業績的認識之間的差距（DE）。BC、CD是合理期望差，可通過修訂、完善審計準則，促使審計職業界改進工作來縮小差距；AB、DE是不合理期望差，要通過雙方溝通，分清審計責任與會計責任。

2001年，胡繼榮在《論審計期望差距的構成要素》中提出“期望差距是指公眾對審計的需求與公眾對目前審計執業的認識之間形成的差距，它既包括了由于審計能力不足而形成的差距，也包括了由于公眾對審計執業的認識錯誤而形成的差距。”并對麥克唐納委員提出的構成要素提出了修改。他認為B是現在的準則；C是現在可能的準則；AB是公眾對審計需求與現在準則之間的差距，是不可避免的，并依賴現在準則的更新；BC是現在準則與現在可能準則之間的差距，依賴審計環境的改善；CD是現在可能準則與現在職業之間的差距，要提高審計業務執行人員的職業道德水平和業務素質；DE是公眾對現在執業的認識與審計人員的實際業績之間存在的差距。

一

只要不是對中國有偏見的人，都會承認中國三十年的改革與發展取得了舉世矚目的巨大成就，它徹底地化解了計劃經濟時代城鄉居民物質文化需求增長與供應極度短缺的矛盾，不僅解決了億萬人民的溫飽問題，而且促使越來越多的城市居民步入小康生活的行列。因此，對中國三十年的發展給予任何贊譽都不為過。

然而，隨著市場經濟的發展及改革進程中的某些做法，我們雖然走出了共同貧窮的時代，卻也在發展中進入了一個不和諧的時期。這種不和諧的一個重要表現就是當前收入差距不斷擴大的問題。

大量相關研究表明，包括城鄉間、地區間、行業間、不同社會群體間的收入差距急劇擴大，貧富鴻溝越來越深。

基尼系數是國際上用來綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個重要分析指標。按國際標準，這一數字在0.3以下為最佳狀態，在0.3～0.4之間為正常狀態，超過0.4為警戒狀態，達到0.6則屬于社會動亂隨時會發生的危險狀態。這一數字在中國的發展情況，按照中國社會科學院經濟研究所課題組的調查，包括各種集體福利和非正常收入的差距在內，中國目前的基尼系數為0.445，而根據世界銀行的測算，中國基尼系數從1980年的0.33擴大到1988年的0.38，2003年已擴大至0.458，有的地區已經達到0.467。

貧富差距還可以從財產分布方面看：中國人民銀行2006年1月15日公布的數據顯示，截至2005年12月末，中國城鄉居民儲蓄存款突破14萬億元，達到141050．99億元。人均儲蓄超過1萬元。這個數字比1978年城鄉居民儲蓄額為210.6億元，人均不到22元，強了多少倍，人們不難計算。問題在于，這樣龐大的居民存款是如何分布的。國家統計局披露，在城市，收入最高的10%人口擁有全部城市收入的45%，而收入最低的10%人口則只擁有全部社會收入的1.4%。這說明中國的貧富差距已經相當嚴重。還有專家預言，貧富差距在未來十年將進一步擴大。

一、城鄉差距擴大的主要表現

(一)收入差距。

目前，反映城鄉居民收入水平的最主要指標分別是城鎮居民家庭人均可支配收入和農村居民家庭人均純收入。2001年全國城鎮居民家庭人均可支配收入為6869.6元，農民家庭人均純收入為2366.4元。從這兩個指標來看，我國城鄉居民的收入差距相當大。

1.城鎮人均收入是農民人均收入的2.9倍，城鄉居民收入比大大超過了改革開放前的水平。1978年時城鄉居民人均收入比是2.57：1，農村改革開始后這一比例逐步降低，到1983年降到最低點1.82：1，隨后城鄉收入差距又有擴大，到1990年城鄉收入比為2.2：1，1995年為2.71：1，目前已經達到2.9：1的歷史最高水平。我國城鄉人均收入比大大高于大多數國家不到1.5：1的水平。按國際勞工組織發表的1995年36個國家的相關資料，城鄉差距超過2：1的國家只有3個，我國便是其中之一。

2.城鎮居民收入增長速度接近農民收入增長速度的2倍。扣除物價因素，1990年到2001年城鎮居民人均可支配收入增長110％，而農民家庭人均純收入約增長62％。

3.農民收入水平比城鎮落后8~9年。目前農民的收入水平只相當于1992~1993年城鎮居民的收入水平。