双减政策对初中生的影响篇1
关键词：处理原则；选择逻辑；追溯调整法；未来适用法；应用
一、会计政策变更事项的处理原则
在一般情况下，企业应在每期采用相同的会计政策，不得随意变更会计政策。企业只有在以下两种情况下才可以变更会计政策：一是依法变更，即当国家法律或会计准则等行政法规要求改变原有的会计政策，采用新的会计政策时，企业必须服从国家法规、会计准则的要求；二是自行变更，即当会计政策的变更能够使企业提供的有关企业财务状况、经营成果和现金流量信息更可靠、更相关时，应改变原有的会计政策。但是，企业在以下两种情况下采用新的会计政策不属于会计政策变更的范围：一是企业本期发生的交易或事项与以前相比具有本质的差别而采用新的会计政策；二是企业对初次发生或不重要的交易或事项采用新的会计政策。
二、会计政策变更的处理方法的选择逻辑
对于会计政策变更,企业应当根据具体情况,分别采用不同的会计处理方法：
（一）企业依据法律或会计准则等行政法规、规章要求,变更会计政策。分以下两种情况进行处理：法律或行政法规规章要求改变会计政策的同时,也规定了会计政策变更的会计处理办法,这时,应当按照规定的办法进行；国家没有规定相关的会计处理办法,则采用追溯调整法进行会计处理。
（二）由于经济环境和客观情况的改变而变更会计政策,以便提供有关企业财务状况、经营成果和现金流量等更为可靠、更为相关的会计信息,则应当采用追溯调整法进行会计处理。
（三）如果会计政策变更累积影响数不能合理确定,无论是属于法规、规章要求而变更会计政策,还是因为经营环境、客观情况改变而变更会计政策,均可采用未来适用法进行会计处理。
三、会计政策变更事项的会计处理方法的应用
（一）追溯调整法
追溯调整法是指对某项交易或事项变更会计政策时,如同该交易或事项初次发生时就开始采用新的会计政策,以此对相关项目进行调整,即应当计算会计政策变更的累积影响数,并相应调整变更年度的期初留存收益以及会计报表的相关项目。其步骤：1、计算确定会计政策变更的累积影响数；2、进行相关的账务处理；3、调整会计报表相关项目；4、附注说明。其中,会计政策变更的累积影响数,是指按变更后的会计政策对以前各期追溯计算的变更年度期初留存收益应有的金额与现有的金额之间的差额,即以下两个金额之间的差额：第一，在变更会计政策的当年,按变更后的会计政策对以前各期追溯计算,所得到的年初留存收益金额；第二，变更会计政策当年年初的留存收益金额。会计政策变更的累积影响，是变更会计政策所导致的对净损益的累积影响,以及由此导致的对利润分配及未分配利润的累积影响金额,不包括分配的利润或股利。按新的会计政策计算确定留存收益时,应当考虑由于损益变化所导致的补交所得税或退回所得税,即留存收益应当是税后数。
在运用追溯调整法的过程中，关键的一步就是累积影响数的计算，会计政策变更的累积影响数的计算步骤如下：1、根据新的会计政策重新计算受影响的前期交易或事项；2、计算两种会计政策下的差异；3、计算差异的所得税影响金额（如果需要调整所得税影响金额的）；4、确定前期中的每一期的税后差异；5、计算会计政策变更的累积影响数。
【案例】资料：世纪公司管理部门从1999年12月20日开始使用的一项固定资产的原价为350000元，预计使用年限为10年（与税法规定的年限一致），净残值为0，按直线法计提折旧。2002年1月1日改按双倍余额递减法计提折旧。该公司1996年起所得税税率为33％，所得税采用债务法核算，按净利润的10％、5％计提法定盈余公积金和公益金。
要求：
1、按追溯调整法计算折旧政策变更产生的累计影响数。
2、编制折旧政策变更有关的会计分录。
3、说明2002年会计报表相关项目的调整金额。
【答案】：
1、计算折旧政策变更产生的累计影响数1．按直线法计提的年折旧额＝350000÷10＝35000（元）；2000年、2001年两年累计折旧额＝35000×2＝70000（元）；2．双倍余额递减法计提折旧年折旧率＝2÷预计使用年限×100％＝2÷10×100％＝20％年折旧额＝固定资产原值×折旧率2000年折旧额＝350000×20％＝70000（元）；2001年折旧额＝（350000－70000）×20％＝56000（元）；两年累计折旧额＝70000＋56000＝126000（元）；3．折旧政策变更的税前差异累计数2000年税前差异＝70000－35000＝35000（元）；2002年税前差异＝56000－35000＝21000（元）；两年累计差异＝35000＋21000＝56000（元）；4．折旧政策变更对所得税影响的累计数2000年所得税影响数＝35000×33％＝11550（元）；2002年所得税影响数＝21000×33％＝6930（元）；两年所得税累计影响数＝11550＋6930＝18480（元）；5．折旧政策变更对税后影响的累计数2000年税后影响数＝35000－11550＝23450（元）；2002年税后影响数＝21000－6930＝14070（元）；两年税后累计影响数＝23450＋14070＝37520（元）。
2、编制会计分录
（1）补提折旧
借：利润分配―――未分配利润37520
递延税款18480
贷：累计折旧56000
（2）调整已提取的盈余公积
借：盈余公积――法定盈余公积3752（37520×10％）
―――法定公积金1876（37520×5％）
贷：利润分配――未分配利润5628
（3）2002年度会计报表相关项目的调整金额1．12月31日资产负债表相关项目年初数调整金额为：“累计折旧”项目增加56000元；“递延税款”借方增加18480元；“盈余公积”项目减少5628元；“未分配利润”项目减少31892元；2．2002年度利润表及利润分配表上年数的调整金额为：“管理费用”项目增加21000元（56000－35000）；“所得税”项目减少6930元（21000×33％）；“年初未分配利润”项目减少19932．5元（23450×85％）；“提取法定盈余公积”项目减少1407元（14070×10％）；“提取法定公积金”项目减少703．5元（14071×5％）。
3、未来适用法
未来适用法指对某项交易或事项变更会计政策时,新的会计政策适用于变更当期及未来期间发生的交易或事项，即不计算会计政策变更产生的累积影响数,也无须重编以前年度的会计报表。企业会计账薄记录及会计报表上反映的金额,变更之日仍然保留原有金额,不因会计政策变更而改变以前年度的既定结果,企业应当在现有金额的基础上按新的会计政策进行核算（不必调整变更当年年初的留存收益,只在变更当年采用新的会计政策）。根据披露的要求,企业应计算确定会计政策变更对当期净利润的影响数。例如，企业原对存货计价采用先进先出法，由于物价持续上涨，按照会计制度的要求改为后进先出法。假如该企业于1996年1月1日变更会计政策，1996年1月1日存货帐面余额为890000元，这是在采用先进先出法基础上计算出的余额。在采用未来适用法时，存货帐面余额保持不变，仍为890000元，对存货采用后进先出法从1996年1月1日及以后才适用，不需要计算1996年1月1日以前按后进先出法计算存货应有的金额，以及对留存收益的影响金额。
参考文献：
[1]许聆.会计政策变更及其会计处理新疆经济管理干部学院学报[J]2001;08
[2]刘春伶.会计政策变更与会计处理方法冶金财会[J]2005;08
双减政策对初中生的影响篇2
关键词：“营改增”；地方财政赤字；城投债；地方债；财政分权
作者：苏航，魏修建，张美莎(西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061)
一、引言及文献综述
营业税改征增值税(以下简称“营改增”)政策有利于减轻第三产业企业税收负担，加快第二产业和第三产业融合发展与转型升级。营业税自1994年分税制改革以来一直是地方财政收入的主要来源，然而在“营改增”政策实施初期改革红利尚未完全释放与地方财政支出持续增长的背景下，“营改增”导致地方财政收入减少和地方政府财政赤字规模扩大，地方政府更偏好通过扩大城投债发行规模的方式为地方政府融资。在此背景下，通过研究“营改增”政策对城投债发行规模的影响，对稳步推进我国财政体制改革，充分释放“营改增”政策红利与规范城投债发行具有重要的理论和现实意义。
现有研究主要从以下三个方面分析“营改增”政策对地方的影响：一是对地方政府财政收入的影响。“营改增”涉及政府与企业、中央与地方之间的关系，使地方财政主体收入结构发生变化，现行分税制财政体制需要尽快做出调整[1][2]。二是对企业发展的影响。企业收入是税收收入的根本来源，增值税更符合税收中性原则，能有效解决货物与劳务重复征税问题，政府通过延伸增值税抵扣链条促进专业化分工与产业融合，推动经济结构转型升级，最终增加地方财政收入[3]；但其“渐进式”的改革方式破坏了增值税抵扣链条的完整性，弱化了产业升级对税收收入与城市发展的效果，进一步增加了地方财政赤字[4]。三是对地方财政赤字规模的影响。分税制改革造成地方政府财权上移与事权下移的状况进一步加剧了地方政府债务膨胀，而“营改增”政策在短期内因减少地方政府财政收入加剧了地方政府的支出压力[5][6]。由于我国地方政府缺乏独立征税权且增加地方税费的阻力较大[7]，在缺乏终身问责制度，造成举债权与偿还责任分离的现状下，“营改增”政策进一步强化了地方政府的债务融资偏好[8]。
现有关于“营改增”政策对地方政府财政与经济增长影响的研究已取得一定成果，但鲜有文献研究“营改增”政策对城投债发行规模的影响。鉴于此，本文选取我国东部和中部全部试点城市以及西部地区省会城市(除拉萨市外)2009～2016年的数据作为研究样本，采用双重差分法检验“营改增”政策是否对城投债发行规模产生影响，并进一步识别地方政府财政赤字在“营改增”政策条件下影响城投债发行规模的中介效应。本文研究有助于进一步解释城投债发行规模在国家管控下不减反增的原因，并为如何在“营改增”背景下规范城投债发行提供改进建议。
本文可能存在以下三个方面的边际贡献：首先运用双重差分刻画“营改增”政策影响城投债规的机制，并验证了地方政府财政赤字在该机制中的中介效应，丰富了“营改增”政策效果研究。其次，通过分析中国当前财税体制改革对地方政府财政的影响，丰富了地方财政赤字影响城投债发行规模的研究，进一步解释了城投债发行规模持续增加的趋势在短期内难以消除的原因。最后，对发行城投债的起因与形成机制的实证分析，为规范城投债发展提供政策启示。
二、理论分析与研究假设
为企业减税降费，促进产业分工与产业链延伸，加速产业整合与转型升级是实施“营改增”政策的初衷。但该政策造成地方政府失去主要财政收入来源之一的营业税，且“营改增”无法在短时间内释放改革红利，加之地方财政支出刚性增加的特征造成地方财政赤字规模持续增加，即使中央与地方平分增值税税收收入，也无法弥补地方政府因失去营业税带来的收入缺口；因此，地方政府对基础设施建设的巨大需求与城投债为基础设施融资的便利性使其发行规模进一步扩大。
“营改增”政策对地方财政收入造成以下影响：首先，“营改增”使地方政府失去独享收入的税种，税收归属的变化削弱了地方政府税收监管的能力与积极性，造成地方财政收入减少[9][10]。其次，“营改增”政策使地方政府无法通过税收减免进行地方政府间的招商引资竞争，一定程度上削弱地方政府参与当地经济活动积极性[11][12]。因此，“营改增”政策使地方政府面临较大的减收压力。
“营改增”的实施同时也影响到地方政府的支出规模：由于企业业务跨地区、跨行业与“营改增”政策分地区分行业试点造成增值税抵扣链条的不完整，使政策实施初期出现很多企业税负不减反增的现象，因相关政策规定使地方政府需要补偿企业此类税收增加所带来的损失，从而进一步增加地方政府财政支出[13]。其次，地方政府的支出责任与职能要求政府提供相应的公共品，尤其自2009年以来我国一直实行积极的财政政策导致地方政府支出持续上升[14]；由于官员的晋升激励和政府间的竞争效应，地方政府存在强烈的投资冲动进一步增加地方政府支出[15][16]。“营改增”政策没有改变因分税制改革造成地方政府财权与事权不匹配的现状，因此，“营改增”使地方政府面临较为沉重的支出压力。
“营改增”的实施进一步加剧了地方财政赤字，地方政府理论上可从“开源”和“节流”两个方面应对地方财政赤字扩张，但“节流”行为因直接触及地方政府财政收入增长的目标而无法实施，故地方政府通过发行城投债弥补地方财政赤字的依赖性进一步加强。“营改增”设计的初衷是解决第三产业重复征税的问题，促进产业分工与产业链整合[17][18]，根据产业更替理论，在工业化发展程度较高的阶段，服务业的发展能够快速推动城市经济增长和城镇化。新一轮的城镇化在城市规模扩张、进一步吸收农村剩余劳动力[19]、资本要素和劳动要素需求增加的同时，城市基础设施建设的需求也随之增长，城投债为城市基础设施建设融资的功能使其规模进一步扩大[20]。
综上所述，“营改增”政策与城投债发行规模之间存在以下关系：“营改增”短期内减少地方财政收入并增加地方财政支出，进一步扩大地方政府财政赤字，在地方政府缺乏独立征税权的前提下，激励地方政府通过扩大城投债发行规模弥补地方财政赤字；同时，实施“营改增”对第三产业的发展产生积极影响，城市是第三产业发展的重要聚集地，进而引发新一轮城镇化效应的同时刺激了城市基础设施建设，进而增加城投债发行规模。因此，本文提出以下研究假设：
假设1：“营改增”的实施扩大了城投债发行规模；
假设2：“营改增”政策通过扩大地方政府财政赤字增加城投债发行规模。
三、模型构建与数据来源
(一)模型构建
本文借鉴范子英、彭飞等人的研究，首先借助双重差分的方法考察“营改增”政策对城投债发行规模的影响[21]；同时参照陈钊、王旸等人采用的中介效应模型[17]，检验地方财政赤字在以上过程中的中介传导作用。
1.双重差分估计方法。双重差分法在政策效果评估方面具有明显的优势。本文研究思路为依据试验期间是否受“营改增”政策影响将全体样本分为实验组与控制组，实施“营改增”的城市为实验组，反之则为控制组。以双重差分模型进行估计最大程度上克服内生性问题，即可得到“营改增”政策对城投债发行规模带来的净影响。基准模型设定如下：
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(1)
式(1)中，Citybondit表示城投债发行规模，β即为核心的差分估计量，刻画了“营改增”政策对城投债发行规模变动的影响程度，若系数β为负，则表明“营改增”政策使城投债发行规模减少，反之则表明“营改增”政策使城投债规模增加。treateditt为处理变量，“营改增”政策实施的起始年份通过上标t表示，treateditt=1表示城市i在t年实施“营改增”政策，反之则为0。perioditt为试验期虚拟变量，若“营改增”政策已在当地发生，则perioditt=1，反之perioditt=0。由于我国“营改增”政策在不同地区、不同行业试点实施，故本文选用连续时间双重差分估计法，设置试验组虚拟变量与试验试点虚拟变量相乘的交互项纳并纳入回归模型，通过该系数正负和显著性判断“营改增”政策对城投债发行规模方向和程度的影响。
该模型结论的稳健性依赖于以下3个条件：(1)实验组样本选择的外生性。若实施“营改增”的地区并非随机产生而是由多种因素决定，则不能做出城投债发行规模的变化完全由“营改增”引起的结论。(2)政策本身引起实验组的内生性反应。若某些实验组地方政府提前做出“营改增”政策会在当地实施的预期，并针对此预期做出增加城投债发行规模的行为，则“营改增”政策影响城投债发行规模的识别结果中包含了预期效应的内生性问题。(3)共同趋势前提条件。双重差分法估计结果稳健性的核心因素为：只有实验组样本与控制组样本的城投债发行规模在“营改增”政策前后具有相同的趋势，才能够剔除识别结果中其他因素的影响。依据以上3个条件对模型进行处理并说明：
作为“营改增”政策试点的省或直辖市一定程度上不能满足随机性的假定，可通过以下3点使实验组样本更加符合随机性的要求：(1)在模型中加入符合经济常识且与本文分析主题相关的变量作为控制变量；(2)使用面板数据克服因遗漏变量所产生的内生性问题；(3)通过纳入时间和地区虚拟变量的方式控制研究样本存在的地区和时间固定效应，剔除面板数据结构下可能存在的地区异质性和时间变动的影响，保证该模型符合自然实验条件，从而满足使用双重差分法进行估计的前提条件。因此，在式(1)基础上建立如下模型：
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(2)
为避免变量过多产生多重共线性，本文选择与本文研究主题相关的关键变量作为控制变量。本文借鉴相关研究选取的控制变量为：土地财政收入(Lp)、外商直接投资(FDi)、经济增速(RGDp)与道路面积(Road)[13][22][23]；为最大程度消除异方差影响，所有变量除经济增长速度(RGDp)之外全部取其自然对数，控制变量系数为γ，时间和地区固定效应分别为λ和δ。
(1)判定实验组个体产生预期的内生性。某些地方政府可能产生本辖区将实施“营改增”的预期，并通过增加城投债发行规模的方式应对“营改增”实施所带来的财政收入减少的情况，进而影响双重差分模型政策识别的准确性。通过考察该辖区在“营改增”前1年(t-1)前后城投债发行规模是否发生显著变化可检验地方政府是否对“营改增”形成了明确的预期，即在式(2)的基础上，设定：
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(3)
若式(3)中系数β2不显著且(2)式中系数β1显著，说明地方政府未形成本辖区实施“营改增”政策的预期；若系数β2显著，则说明地方政府形成本辖区将会实施“营改增”政策的预期并增加城投债规模。此类情况则需通过(4)式检验城投债发行规模在“营改增”前2年(t-2)前后是否发生显著变化：
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(4)
式(3)和(4)中，虚拟变量treateditt-1、perioditt-1、treateditt-2、treateditt-2分别表示重新定义t-1或t-2年为实施“营改增”的年份。
(2)平行趋势假定验证。借鉴Hilary等人的做法，通过反事实法验证控制组与实验组样本是否符合共同趋势假定，即假设在未实施“营改增”年份实施改革，并对其进行回归分析[24]。
2.中介效应模型分析。若自变量通过另一变量对因变量产生影响，则称这一变量为中介变量。为验证地方财政赤字是否在“营改增”政策影响城投债发行规模的机制中存在中介传导作用，本文借鉴Baron的中介效应分析方法[25]，设定如下模型：
lnCitybondit=α+φ1BtVit+γXit+λt+δi+εit
(5)
lnDFit=α+φ2BtVit+γXit+λt+δi+εit
(6)
lnCitybondit=α+φ3BtVit+φ4lnDFit+γXit+λt+δi+εit
(7)
式(5)～(7)中：BtVit表示实施“营改增”的虚拟变量，其余变量与系数所代表的含义与前文相同。中介效应检验顺序如下：第一步，检验式(5)系数φ1是否显著，若显著则认为存在中介效应。第二步，检验式(6)中系数φ2与式(7)中回归系数φ4是否显著；若均显著，则说明地方政府赤字在“营改增”政策造成城投债规模扩大的机制中产生部分影响。第三步检验式(7)中系数φ3是否显著，若不显著，则为完全中介效应，即“营改增”政策影响城投债发行规模的机制中全部通过地方财政赤字实现，反之则说明直接效应显著。第四步，若φ1φ2和φ3的符号相同则为部分中介效应，φ1φ2/(φ1φ2+φ3)为中介效应在总效应的比例。
(二)数据来源与指标选取
1.样本选择。由于双重差分模型需要区分试验期和非试验期，本文选取2009～2016年作为研究时间区间，包括试验期与非实验对比期，为降低样本差异过大以及保证数据的完整性，选取东部及中部所有城市，仅将西部地区省会城市(除拉萨市)纳入分析；由于“营改增”在2012年下半年进行大规模试点，考虑从“营改增”从实施到实现其预期效果存在时滞，故将改革年份设定为2013年。
2.变量设计与描述性统计。“营改增”(BtV)：若该变量赋值为1则表示当年该城市实施“营改增”，反之设置为0；土地出让收入(Lp，单位：亿元)，为排除土地出让收入对城投债发行规模的影响，故将该变量纳入模型能够进一步准确识别“营改增”政策对城投债发行规模的影响；财政赤字(DF，单位：亿元)：即当地财政收入与财政支出的差额；外商直接投资(FDi，单位：百万美元)：以外商直接投资金额表示；经济增长指标(RGDp，单位：%)该指标能够反映本辖区经济增长压力，因为该城市生产总值相较于去年增加的相对值是评判该市当年经济发展状况的标准；道路面积(Road，单位：平方公里)用公路面积来表示城市基础设施的规模。“营改增”政策的设计初衷就是通过废除营业税减轻第三产业的税收负担并加快第三产业与其他产业的融合发展，然而第三产业的发展需要完善的基础设施建设，当城市基础设施需求增加时会进一步增加城投债发行规模。变量的描述统计见表1。
表1变量统计描述
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注：(1)数据来源：《中国城市统计年鉴》《中国国土资源统计年鉴》和wind数据库。(2)除“营改增”变量和经济增长之外，其余变量在所有分析过程中均取自然对数。
四、实证结果与分析
(一)“营改增”对城投债规模影响
首先根据式(2)分析“营改增”政策对城投债发行规模的影响，估计结果见表2。
表2双重差分模型估计结果
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注：(1)括号内数字为t统计量；(2)***、**、和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，下表同。
表2中第(1)、(3)、(5)列的双重差分估计量treateditt·perioditt分别在1%、1%和5%水平上显著，回归系数均为正且从第(2)、(4)、(6)列的回归结果表明，加入控制变量后双重差分估计量系数的符号与显著性均未发生改变，说明“营改增”政策显著增加了城投债发行规模。对不同区域的回归结果进行分析：东部地区双重差分估计量回归系数显著大于中西部地区，加入一系列控制变量后，第(4)和(6)列的回归结果也进一步增强上述结论的稳健性。可能存在以下两方面原因：一方面，东部地区第三产业较为发达，营业税主要的征税对象为第三产业，“营改增”政策实施后地方政府失去大量税收收入，激励地方政府通过发行城投债进行融资；另一方面，在“营改增”政策之前两税并行造成服务业的税收负担大于制造业，一定程度上抑制了当地服务业发展，特别是在经济发展水平较高的东部地区[26]，“营改增”政策实施之后，服务业税收负担大幅下降，服务业与制造业同时获得快速发展的政策利好，生产率不断提高，资本流向生产率较高的产业，劳动要素进一步向城市流动，产生城市基础设施建设新需求，地方融资平台为城市基础设施建设融资的职能得到充分发挥，使城投债规模进一步扩大，第(4)列的控制变量城市道路面积(Road)回归系数支持了这一解释。
其次，通过双重差分法对(3)式进行回归以检验实验组个体是否对该辖区实施“营改增”政策形成明确预期。如表3检验结果表明，平行趋势假定核心估计量treateditt-1·perioditt-1的回归系数在第(1)、(2)、(5)、(6)列中为负，在第(3)、(4)列中为正，且均不显著；在加入控制变量下显著性与符号未发生明显改变，说明处于实验组的地方政府没有形成该辖区将要实施“营改增”政策的预期，地方政府因对“营改增”政策产生预期增加城投债发行规模引发内生性问题得以排除。两组城投债年平均发行额度数据说明，实验组与非实验组的城投债年平均发行规模大致保持相同的变化趋势；实施“营改增”政策后试点地区城投债发行量相较于非试点城市存在增长的趋势。根据上文模型设定，分别假设“营改增”改革发生在2011年和2012年进行双重差分估计，表4为平行趋势假定验证的估计结果。
表3政策预期效用检验结果
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由表4中两个核心双重差分估计量treatedit2012·periodit2012与treatedit2011·periodit2011的系数均不显著可得：无论是以2011年还是2012年作为模型的“营改增”起始时间，试点城市与非试点城市的城投债年平均发行规模的差异均没有发生显著变化，排除其他政策因素或随机性因素导致城投债年平均发行规模的变化，本文双重差分模型符合共同趋势假设的前提条件。
表4共同趋势检验结果
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(二)地方财政赤字的中介机制
由于中介效应模型全部采用面板数据进行分析，为有效剔除面板数据可能存在的地区异质性以及经济周期波动的影响，需要控制地区固定效应与时间效应。首先，检验式(5)“营改增”(BVtit)对城投债发行规模(Citybondit)影响的总效应φ1是否显著，回归结果如表5所示。全部样本与分样本回归结果表明，φ1均在5%水平上显著，表明“营改增”政策对城投债发行规模影响的结果是稳健的，即实施“营改增”政策对城投债发行规模具有正向影响，且存在区域差异。城市道路面积与土地财政的估计系数基本符合研究假设，只有土地出让收入得到保障，地方融资平台才能够以土地作为抵押资产发行城投债，为城市基础设施建设融资。
其次，检验式(6)中“营改增”政策(BVtit)对地方政府财政赤字影响的系数φ2是否显著，回归结果如表6所示，“营改增”政策对地方政府财政赤字具有显著正向促进作用，均在5%水平上保持显著，从地区差异来看，东部地区回归系数0.11显著大于0.0654，表明东部地区地方政府财政赤字受到“营改增”的影响显著大于其他地区。此回归结果与现实相符，东部地区税基显著大于中西部地区，“营改增”政策对东部地区地方政府财政收入冲击最大，“营改增”政策进一步扩大地方政府财政赤字。
表5“营改增”对城投债影响估计结果
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表6“营改增”对财政赤字影响估计结果
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同时检验式(7)财政赤字(DFit)对城投债发行规模(Citybondit)回归系数φ4是否显著，回归结果如表7所示。第(1)、(3)、(5)列的回归系数φ4均在1%的水平上显著，表明财政赤字引发城投债发行规模扩大，且东部地区的地方政府财政赤字系数0.17显著小于中西部0.2336，说明中西部地区缓解地方财政赤字更依赖发行城投债。其原因在于，在经济发展水平相对较高的东部地区，实施“营改增”之前存在的集聚效应使得东部地区的人才、资本等生产要素禀赋优于中西部地区，“营改增”实施之后，凭借良好的经济基础快速实现产业结构转型，地方政府可以利用生产要素的溢出效应和产业升级等高质量的生产方式缓解地方财政赤字，而中西部地区倾向于增加城投债规模解决地方政府财政赤字问题。综合表7结果可知，回归系数φ1和φ2均显著，因此中介效应显著，假设2能够被证实，即地方财政赤字在“营改增”对影响城投债发行规模的机制中存在显著中介效应。
最后检验该中介效应为完全中介效或部分中介效应。从表7回归结果看，各列反映“营改增”政策对城投债发行规模影响的直接效应系数φ3均显著，因此要判断比较φ1φ2和φ3的符号，从表6和表7的结果可知φ1φ2和φ3的回归系数符号均为正，所以地方财政赤字具有中介效应，分样本的估计结果同样支持该结论。由中介效应占总效应的比例φ1φ2/(φ1φ2+φ3)可知，全部样本区域为6.1%，东部地区为5.8%，中西部地区为9.3%。
从区域差异的视角进行分析，中介效应占总效应的比例为6.1%，显著大于东部地区的5.8%，将以上结果与表6与表7的综合结果进行分析。表6结果显示，“营改增”对东部地区地方财政赤字规模扩张的效果大于中部地区；表7结果显示，中西部地区缓解财政压力更依赖扩大城投债发行规模；进一步分析可知：“营改增”对地方财政赤字的影响存在区域差异主要源于实施“营改增”之前的各地经济水平差异，而地方财政赤字对城投债规模的影响存在区域差异，则主要是源于地方财政赤字扩张后地方政府寻求扩大城投债发行规模的主观努力水平和客观现实条件，后者更能体现出“营改增”通过影响财政赤字影响城投债发行规模的程度，因此，中西部地区中介效应占总效应的比例大于东部地区。
表7“营改增”、地方财政赤字对城投债规模影响估计结果
width=688，height=414，dpi=110
五、结论与政策建议
双减政策对初中生的影响篇3
一、货币政策与财政政策协调配合的方式与内容
货币政策与财政政策的协调配合如果从配合的形式上分析，主要包括以下四个方面的内容[1]：
第一，政策工具的协调配合。我国货币政策工具和财政政策工具协调配合主要表现为财政投资项目中的银行配套贷款。货币政策与财政政策的协调配合还要求国债发行与中央银行公开市场的反向操作结合。也就是说，在财政大量发行国债时，中央银行应同时在公开市场上买进国债以维护国债价格，防止利率水平上升。
第二，政策时效的协调配合。在西方经济理论中，通常把政策时滞分两类三种，即认识时滞、行动时滞和外部时滞三种，其中前两种时滞又称为内部时滞。货币政策和财政政策的协调配合也是两种长短不同的政策时效的搭配。货币政策则以微调为主，在启动经济增长方面明显滞后，但在抑制经济过热、控制通货膨胀方面具有长期成效。财政政策以政策操作力度为特征，有迅速启动投资、拉动经济增长的作用，但容易引起过渡赤字、经济过热和通货膨胀，因而，财政政策发挥的是经济增长引擎作用，只能作短期调整，不能长期大量使用。
第三，政策功能的协调配合。货币政策与财政政策功能的协调配合还体现在：“适当的或积极的货币政策”，应以不违背商业银行的经营原则为前提，这样可以减少扩张性财政政策给商业银行带来的政策性贷款风险。财政政策的投资范围不应与货币政策的投资范围完全重合。基础性和公益性投资项目还是应该以财政政策投资为主，而竞争性投资项目只能是货币政策的投资范围，否则就会形成盲目投资，造成社会资源的极大浪费。
第四，调控主体、层次、方式的协调配合。由于货币政策与财政政策调控主体上的差异，决定了两大政策在调控层次上亦有不同，由于货币政策权力的高度集中，货币政策往往只包括两个层次，即宏观层面和中观层面。[2，3]宏观层面是指货币政策通过对货币供应量、利率等因素的影响，直接调控社会总供求、就业、国民收入等宏观经济变量，中观层指信贷政策，根据国家产业政策发展需要，调整信贷资金存量和增量结构，促进产业结构的优化和国民经济的协调发展。而财政政策由于政府的多层次性及相对独立的经济利益，形成了多层次的调节体系，可以分为宏观、中观、微观三个层次。宏观层是国家通过预算、税率等影响宏观经济总量，影响社会总供求关系。中观层则主要是通过财政的投资性支出、转移性支出等，调整产业结构、区域经济结构，解决公平、协调发展等重大问题。微观层则是指通过财政补贴、转移性支付中形成个人收入部分对居民和企业的影响。货币政策与财政政策的协调配合还可以从宏观调控目标、结构调整和需求调节方面的协调配合三方面进行分析。
二、货币政策与财政政策协调的实践分析
政府在对宏观经济调节过程中，要使财政政策与货币政策的配合达到预期的效果，首先要根据宏观经济调节目标、国民经济运行状况和经济管理体制的特征来选择某种财政货币政策的配合方式。政策配合是否恰当，将直接影响到宏观调节效果。
（一）改革开放以来货币政策与财政政策协调配合运行的基本轨迹
初略统计，改革开放23年间，实行“双松”政策组合的达13年，实行“双紧”政策组合9年，实行“松紧”组合只有1年，具体可分为以下三个阶段：
第一阶段，改革初期（1979～1984年）。这一阶段，总体上说执行的是“双松”的政策搭配，即“松”的货币政策与“松”的财政政策的搭配。在“双松”政策模式中，银行系统通过降低存款准备率，降低利率，扩大贷款规模，增加货币供给。财政系统通过减少税收，增加财政支出，扩大社会总需求[4，5]；社会总需求因而能在短期内迅速扩张起来，对经济的发展产生强烈的刺激作用。在改革初期，特别是1984年以前，在社会总需求严重不足、生产能力和生产资源未得到充分利用的条件下，利用这种政策配合，能够推动闲置资源的运转，刺激经济增长，扩大就业。但是1984年以后，由于经济中不存在足够的闲置资源，“双松”政策注入大量的货币则会堵塞流通渠道，导致通货膨胀，对经济产生不利的影响。
第二阶段（1985～1997年）。1985年后，一方面中央银行体制的建立，确立了货币政策作为一项宏观经济政策工具开始具有了特定的内涵和应有的作用，银行在现代经济中的核心地位开始得到确立。另一方面过渡投资、经济过热的症状越来越明显。在这一阶段中执行的是“双紧”的政策搭配，即“紧”的货币政策与“紧”的财政政策的搭配。在“双紧”政策模式中，银行系统通过收回贷款，压缩新贷款，减少货币供给量，从而使社会总需求在短时间内迅速收缩；财政系统通过增加税收，削减财政开支，增加财政在中央银行的存款，减少市场货币流通量，压缩社会总需求。
（二）转型时期货币政策与财政政策组合作用的基本估价
“转型”是近几年我国经济金融改革与发展的主题和主线，任何政策措施都不能离开这条主线，并在服务服从于这条主线的前提下，实现自身的发展和完善，货币政策与财政政策地位作用的发挥亦离不开这个基本前提。
第一，公共财政理论及政策框架的确立，标志着政策本位的彻底回归，是转型时期货币政策与财政政策组合的显著特征。从改革初期的大财政、小银行，到上个世纪80年代中后期90年代中前期的“大银行、小财政”，到90年代末期财政政"策在治理通货紧缩过程中主体地位的确立，财政政策本身从行为而言经历了一个“强——弱——强”的过程，从职能上讲也经历了一个由金融财政到吃饭财政、由建设财政到公共财政的转轨和演化过程，公共财政理论及政策框架的初步确立及分步实施，标志着我国财政体系及建设开始与国际惯例全面接轨，是财政政策本位的彻底回归，是市场经济建设的最重要内容之一。
第二，政策搭配的方式是多种多样的，但必须与当时的经济运行机制和宏观调控的重点紧密联系起来，相机抉择，协调推进，才能收到最好的政策效果。近二十年来，我们在宏观调控建设方面虽然有很大的成就，但仔细总结检验，宏观调控的政策绩效与预期政策目标相差较大。时至今日，尚未形成与社会主义市场经济体制相适应的宏观调控理论与政策规范，“相机抉择”变成了“随意选择”，宏观调控在上个世纪的80年代中后期政策目标不明确，基本处于“一松就乱，一紧就死，紧紧松松，松紧交替”的怪圈之中，滞延了经济发展的步伐和经济体制转轨的步伐。甚至在90年代末期把“实行双紧”的政策搭配作为我国既定的一项中长期宏观经济选择写入了我国的许多重要文件之中，在一定程度上证明我们的决策部门以及理论界对宏观调控认知的肤浅，自主运用能力与水平较差。政策搭配缺乏权威部门，往往政出多门，形成政策效应的相互抵销，在1998年就呈现出了财政政策扩张效应被税收的制度收缩效应抵销，积极的货币政策效应被整顿金融秩序、治理三乱的制度收缩效应所抵销等局面，形成具有中国特色的社会主义宏观调控理论及政策搭配框架还有相当长的距离。
第三，财政政策的扩张效应呈现递减态势，在宏观调控中的主体地位有所下降。众所周知，财政政策的主要内容是收入政策和支出政策，财政政策的目标是通过其收支的规模和结构来实现的。因此，政府有能力改变财政收支的规模和结构，是有效实现财政宏观调控的前提和重要保证。近几年来，我们加大了财政体制改革的力度，实行积极的财政政策，收到了明显的政策效果。但是，扩张的财政政策已经持续了将近5个年头，通货紧缩的势头开始得到遏制，实施扩张财政政策的经济运行背景有了较明显的变化。按照经济学的一般公理，继续实行扩张的财政政策，需要进一步加大财政政策的扩张力度，刺激效应要呈下降趋势。如何保持财政政策的扩张效应是宏观调控体系建设、政策搭配与选择迫切需要解决的课题。
第五，货币政策与财政政策协调配合的机制有待进一步完善。货币政策已经形成了以“公开市场业务操作、再贴现、存款准备金”等三大传统工具和“窗口指导”为主体的政策工具体系，但由于上述工具的使用及运行尚缺乏必要的制度载体和完善的市场运行机制，利率市场化的步伐举步维艰，金融系统及金融体制存在明显的“双轨”并存特征，完善的货币政策调控机制缺乏制度保证和运作机制的支撑，货币政策效应特别是对财政政策挤出效应的修复作用，往往受制于行政或决策者能力、操作者能力的制约，特别是作为两大宏观经济政策联结的重要工具——国债在运行及市场化运行中还存在一些突出矛盾和问题，尚未形成全国性的有效的国债市场，加上国债种类、期限中存在的问题，中央银行能够买进卖出的国债数量不大，因而难以达到利用国债市场进行微调的目的。为此，今后的改革应当通过完善国债的品种、期限结构，逐步建立健全国债市场，为扩大中央银行公开市场业务创造条件。总而言之，只有存在一个高效流动的国债市场，才能既为财政提供巨额资金来源，又能为中央银行提供调控经济的手段，充分实现其财政政策与货币政策结合的作用。
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双减政策对初中生的影响篇4
【关键词】排污权交易；成本收益；优化动因
一、排污权交易成本收益概述
排污权交易是指在相关政府环保部门的监管下，在外部环境自净能力的可承受范围内，不同交易主体为减少其污染控制成本，允许排污权在有额外排污权的主体同需要排污权的主体之间进行交易。交易的本质在于控制污染物的排放量，使环境资源得到高效的优化配置，是规范和发展市场经济目标下环境资源管理机制的一项大胆创新。
（一）排污权交易成本收益组成
从企业的角度出发，排污权交易成本可分为外部成本和内部成本。外部排污权交易成本指的是成本的发生与某一主体的环境影响相关且由其他主体承担的成本，即企业的经济活动影响了外部环境，而企业却不承担相应责任的成本。例如：检测成本、环境成本、监督成本和信息成本等。内部排污权交易成本主要包括交易费用、技术革新成本和排污成本，交易费用包括进行排污权交易所发生的全部费用；技术革新成本包括企业通过技术革新减低污染物的排放，从而可以减少排污费用或者出售排污权获利所产生的成本；排污成本包括企业超额排放污染物所产生的成本。排污权交易成本的组成如图1所示。
企业参与排污权交易产生的收益主要包括两方面：一方面表现为企业进行排污权交易产生的直接收益，主要是企业出售额外的排污权直接取得的收入和污染物的再生收益等；而另一方面表现为企业因参与排污权交易获得的间接收益，主要有因参与排污权交易所享受的部分税种免税或减税政策企业所增加的税后净收益，从政府得到的不需偿还的补助或价格补贴，以及排污权交易刺激企业技术革新的支出低于以前会计期间缴纳的排污费、罚款和赔偿金而得到的机会收益等。排污权交易收益构成如图2所示：
（二）排污权交易成本收益现状
从排污权交易试点的实际情况来看，排污权交易的现状主要表现在以下几个方面：
1.污染边际处理成本存在差异
污染边际处理成本存在明显差异是排污权交易机制在市场中顺利运行的基本前提保证，也正是由于企业间污染边际处理成本存在明显差异，才使得企业自发地通过技术革新来治理自身的污染物排放，以此获得额外的排污权，进而买卖或是持有这部分排污权，等待时机获取收益。企业间污染边际处理成本存在明显差异影响不同企业的排污决策，企业间获得的收益和路径也大不相同。
2.初始分配方式选择影响成本
从企业的角度来看，初始分配方式的选择会在很大程度上影响企业排污权交易的初始成本。通过借鉴国外排污权市场的经验来看，强调环境资源的稀缺和价值、强化企业的社会责任意识、保证排污权交易市场公平性的有偿分配方式将会是完善的排污权交易市场中常见的初始分配方式。有偿的初始分配方式短期内会增加企业的治污成本，降低企业的收益，影响参与排污权交易的积极性，但从社会责任和企业长远发展战略的角度来看企业的未来收益将会远远高于初始成本的投入。
3.企业交易的积极性影响收益
“十一五”排污权交易试点的情况表明，从中央到地方对排污权交易的重视程度一直在不断加强。全国近20个省市已经进行或是准备参与排污权交易试点，但从我国试点交易的情况来看，部分企业参与排污权交易的积极性不高，有些排污企业认为大量的交易费用导致成本投入远高于预期收益，收益不能与成本配比，企业的交易积极性受到影响。
二、排污权交易成本收益优化的外因分析
（一）排污总量控制
通过分析我国国内排污权交易试点的情况可以看出，最常见的分配方式是无偿分配。在排污权交易市场中，政府机构会首先科学地确定出目标区域中环境可自净能力范围内污染物的最大排放量；然后将排污权全部无偿地分配给需要排污权的主体，分配完成后的排污权是有价稀缺且可以买卖的资源。排污权在市场中自由流通期间，企业权衡自身的成本利益优劣势，治理排污成本优势明显的主体可以通过出卖排污权来获得收益，而治理排污成本劣势明显的企业就可以通过购买排污权来降低成本。在市场机制的调解下，实现排污总量控制的最优化。
（二）排污政策确定
环境资源的稀缺性促使经济学家通过建立市场来量化环境容量的价值，也就是将环境资源的外部不经济性内部化。在建立市场明确不同利益主体的环境资源使用的权利时，排污权交易还有着区别于其他商品交换的政策性。虽然理论上存在自愿进行排污权交易的交易行为，但在现实的排污权交易市场中不同经济主体对该交易收益评价的差异会引起该权利的交易不受市场供需双方需求的影响，而由此产生的不同交易主体之间期望收益的落差会导致交易市场不活跃甚至停滞发展的现象，进而可能导致市场操作失灵、排污权交易活动停止，影响企业参与排污权交易的积极性。因此，在排污政策的指引下，企业参与排污权交易不仅是政策的指引，更是企业追求收益最优化的需要。
（三）交易市场干预
排污权交易市场影响排污权交易价格，使其上下波动，而排污权交易作为一项新的环境经济政策，主要在于企业社会责任的承担和环境资源消耗的补偿。排污权交易市场的不完善也体现在政府对排污权交易价格的过度干预，跨区域、跨行业或者是行业内排污企业间减排成本的差异表现得尤为明显。因此，排污权交易成本收益的优化不仅是为缩小跨区域、跨行业或者是行业内排污企业间减排成本的评价差异，也是对交易市场进一步完善的需要。
三、排污权交易成本收益优化的内因分析
（一）交易价格制定
有别于环境税、排污治理费缴纳时企业只承担义务而不享受权利的情况，在排污权交易市场中，交易主体有权选择自己的治污方式追求企业利润的最大化。市场中的供给者和需求者拥有相同的标的物，交易利润最大化目标下，排污权交易价格成为最重要的影响因素。在市场供求关系和价值规律的交互作用下，以政府提供的排污权交易指导价格为限，交易双方需要考虑到自身成本收益的特点，尽可能在谈判中协商出供需双方满意的最优平衡点（如图3），实现目标利润的排污权交易价格，最终实现社会收益和排污权交易主体收益的最优化。
（二）交易成本效率
需要排污权交易的X企业如果只是依靠自身减排来控制成本获得收益，其边际治污成本就会高于最优社会边际治污成本maC0（如图4），进而会减少企业和社会的收益，所以参与排污权交易的企业更重视的是优化成本收益，使成本效率最优。在公平的排污权交易机制下，需要排污权的X企业就需要考虑是否与有等额富余排污权（Q1Q2=Q3Q4）的Y企业进行交易，减少了aBC排污治理成本投入和向外购买排污权哪项决策可以使企业成本收益最优。这样既可以达到控制污染物成本的低投入，又可以使治污成本发生在边际治污成本较低的位置，进而促进排污权交易成本效率的优化。
（三）成本收益配比
近年来，我国经济有了飞速发展，但企业投入到环境保护中的资金比例仍然不高。在现行的许多环境管理制度中，也很少能够从整体上考虑到降低污染治理成本的问题。污染治理成本过高，不仅增加了企业的经济负担，也影响了企业参与节能减排的热情。在排污权交易市场建立初期，购买交易权的成本属于企业需要为未来生产预先支付的成本，而交易的收益几乎为零。交易中的收益需要与减排成本进行对比，才能比较出交易的收益空间。但在交易的初期从企业成本控制的角度来说，不配比的成本收益核算已成为企业积极参与排污权交易的阻碍。
四、排污权交易成本收益优化的建议
（一）合理筹划国家排污政策
交易费用占企业成本收益核算的比重很大，如果排污权交易市场中的交易成本一直居高不下就会直接影响到排污权交易率，可能导致企业产生新的最优成本效率点，抑制排污权交易供需双方的交易意愿。因此，为了排污权交易的有序进行，政府需要制定政策积极控制交易费用。
通过试点交易情况可以看出，政府虽然大力控制排污权交易成本但交易的相关费用依旧很高。政府作为市场运行的主导者和推动者应该制定有效的激励政策，例如可以对致力于减排的企业予以肯定，从税收优惠、技术支持、资金扶持等方面调动企业参与交易的积极性。同时，在国家激励政策的感召下，企业制定适合自身发展的排污权交易计划，实现企业排污权交易收益最大化。
（二）逐步完善交易市场机制
政府作为排污权交易市场的监督监管部门，是排污权交易制度能够公正有序运行的保障者。因此，在排污权交易市场中政府应强化自身作用加强行政执法力度，按照有关行政法规依法执政，保证遵章守法的排污权交易主体能够通过交易获取对应的收益。同时，政府应及时汇总排污权交易的相关信息，调控排污权交易价格预防投机者干扰市场秩序，积极降低交易主体参与交易发生的交易费用。而企业权衡成本收益情况后有权选择减排控制成本或是参与排污权交易来获得更大的收益。
（三）加大投入减排技术革新
随着环境资源稀缺性对社会经济、政治影响的深入，在我国建立一个完善的排污权交易市场体系不但是“十二五”规划的重要内容，更是中国未来环境经济政策的发展方向。排污企业可以将排污权交易纳入到企业长期战略发展规划中，提高意识积极参与，从企业内控和企业文化入手，增强企业社会责任感。在排污权交易市场中，企业可以卖出排污权获取收益，激发企业更新治污技术参与排污权交易的欲望；企业从自身排污特点出发，依靠创新技术促进企业减排技术的不断发展，通过减排技术的革新控制治污成本，实现社会和企业收益的双赢。
（四）着力构建交易评价体系
现阶段企业的排污权成本收益未能形成统一的标准和评价体系，参与排污权交易的企业核算内容、核算方法不统一，致使排污类型相同的企业间成本收益计量也不具有可比性。因此，健全排污权交易成本收益评价体系，使企业间成本收益具有可比性，调动企业参与排污权交易的积极性，让更多的企业认识到通过排污权交易可以获得更大的收益。
在国务院印发的《国家环境保护“十二五”规划》中，确定了“要健全排污权交易制度，发展排污权交易市场”的经济发展方向，排污权交易将成为我国目前重要的环境经济政策之一，对于促进环境管理体制的创新、推动社会经济可持续增长、转变实惠经济结构都具有深远的影响。因此，排污权交易成本收益优化分析不仅可以为促进企业控制污染物排放、不断通过减排技术革新降低污染物治理成本，也为一定区域内有效控制污染物排放总量奠定了理论基础。更为重要的是，可以调动企业的节能减排积极性和参与排污权交易的主动性，为全社会实现减排总成本最小化和收益最大化提供参考。
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双减政策对初中生的影响篇5
一、研究背景与问题
自2000年开始实施西部大开发战略以来，成效显著，东西部地区发展差距明显缩小[1]。然而，伴随着西部地区经济的快速增长，区域内部的发展不平衡问题日益凸显，西部地区的一些省、市、自治区的城乡居民收入差距逐年增大。现有研究结论大都认同，较大的城乡收入差距会给中国整体经济的稳定与发展带来诸多不利因素[2-4]。为实现城乡共同富裕与社会和谐发展，国家采取了一系列政策措施来缩小城乡收入差距，各省的城乡收入差距普遍呈现出先增大后缩小的态势。表1为中国部分东中西部地区代表性省市的城乡收入比。
由表1可以看出，西部地区城乡收入比的增幅和绝对值均明显高于东部地区。如重庆的城乡收入比由2000年的3.32最高增长至2006年的4.03，贵州的城乡收入比由3.73最高增长至2006年的4.59，甘肃的城乡收入比由3.44最高增长至2007年的4.30，增幅均超过了0.7；而东部地区与中部地区几乎没有城乡收入比超过4的省、市、自治区，城乡收入比达到最大时的增幅也普遍低于0.4。
2007年6月，重庆市与成都市获得国务院正式批准，均被设立为全国统筹城乡综合配套改革试验区，希望探索出一条适合中西部地区的发展道路，为全国的深化改革与和谐发展发挥示范与带动作用。在被确定为统筹城乡试验区之后，重庆市政府于2007年9月通过了统筹城乡综合配套改革试验总体方案，总体方案制定了两大目标：（1）到2012年和2020年，将重庆的城镇化率从2007年的48.3%提高到55%和70%的水平；（2）到2012年和2020年，将城乡人均收入比从2007年的3.59降低到3.15和2.5。总体目的是减少城市和农村之间的不平等性。
统计数据显示，重庆市2012年的城镇化率为57%，城乡收入比为3.11。在目前阶段而言，重庆市较好地实现了计划设定的目标。在总结历史经验，以利于继续深化改革的今天，我们不禁要问，这一结果是否能够归因于统筹城乡政策的实施？如果能，统筹城乡政策就能够为减少贫困、缩小城乡收入差距提供一项有力的政策工具。因此，对该问题的理论分析与实证研究具有明确的理论价值和现实意义，这即是本文的主要工作。
关于统筹城乡对城乡收入差距的影响，国内已有一些相关研究成果。例如，谢文君[5]和高春利[6]等学者采用构建统筹城乡测度指标体系的方法，运用向量自回归模型（VaR）和向量误差修正模型（VeCm）实证分析统筹城乡与城乡收入差距之间的互动关系。由于所采用的计量方法限制，他们的研究仅识别了统筹城乡和城乡收入差距这两者在统计上的依赖关系，无法进行因果关系讨论以排除导致城乡收入差距变动的其他因素的影响。此处必须指出，谢文君[5]和高春利[6]等学者研究中所讨论的Granger因果关系讨论是基于预测角度，而非变量间真实因果关系的讨论。
二、宏观政策与城乡收入差距研究概述
现有文献认为有很多因素可以缩小城乡收入差距，对于中国转型期城乡收入差距减小的事实，一些学者认为可能是受到经济转型过程中城市化进程的影响[7-8]，但也有学者认为可能是因为中国经济现在已发展至库兹涅茨“倒U型”假说中倒U型曲线的右端[9]所致。
借助重庆市和成都市被设立为全国统筹城乡综合配套改革试验区这一政策实验事实，一些学者尝试采用诸如双倍差分法等近年较为流行的政策评价方法，量化评估统筹城乡这一政策试验对于减少贫困、缩小城乡收入差距的成效。目前，业已发表的为数不多的关于统筹城乡改革政策评估的文献都是基于省级数据的，例如余静文[10]利用合成控制法从资源错配的角度分析了城乡统筹改革对城乡收入比的影响，实证结论认为统筹城乡政策通过促进资源的自由流动，提高农村居民收入水平，进而缩小了城乡之间居民收入的差距；夏波[11]使用双倍差分法，在省级面板数据的基础上量化评估了城乡收入受统筹城?l政策的影响，基于计量模型估计结果得出了统筹城乡政策对城乡收入差距的抑制作用不明显的结论，这一结论与其他学者如余静文[10]的研究相悖，也给这一问题的解答带来了争议。
基于上述文献综述的结果，针对现有研究的不足，本文对“统筹城乡政策是否显著缩小以及在多大程度上缩小了城乡收入差距”这一问题进行了应用计量经济学建模研究。
在数据方面，与现有研究相比，本文的一个改进是采用区县级数据建立面板数据模型。采用区县级数据建模主要是基于以下原因：因为城市资源丰富，能够提供更合适的工作、良好的基础设施以及更多的学习机会，容易形成集聚经济，进而带来专业化分工。专业化意味着生产效率提升，产出增加，工资也有增加的可能性。集聚经济和专业化的过程又促使更多的资源如资本和劳动力等向大城市集中，城市极化也在所难免了。现有文献采用省级行政区数据的做法，只能在省级行政区维度下从总量的角度讨论城乡收入差距，此类研究所得到的结论实际上是不同区域间经济发展水平不同所带来的差异。因此，为了考察省级行政区的内部差异性，本研究采用了区县级数据。
在计量方法方面，为了量化评估统筹城乡政策给城乡收入差距带来的净影响，本研究采用国内外政策研究中较为前沿的双倍差分法，选择重庆市各区县作为处理组（treatmentgroup），以相对重庆经济发展水平更高的长三角的浙江省各区县为控制组（controlgroup），模型中引入了金融发展、交通基础设施建设、产业结构、城镇化率等相关控制变量，运用两个地区2004-2013年县级行政单位的面板数据集对重庆统筹城乡政策的实施效果进行科学的量化评估，研究统筹城乡政策对缩小城乡收入差距、减少贫困带来的影响。
处理组与控制组的合理选择是运用双倍差分法得出合理结果的一个重要因素，最初我们在进行样本选择时，设想将以重庆市与成都市为核心的成渝经济区和东部沿海三大增长极经济区中最有代表性的长三角经济区进行对比分析。但是，一方面，我们在数据收集过程中发现各年度《上海统计年鉴》及其他相关数据来源均无法获得上海市各区县的统计数据，同时，《江苏统计年鉴》虽然提供有各区县的各年度数据，但是由于缺乏对应的GDp指数，甚至也没有可替代使用的各区县消费者价格指数（Cpi），无法对各变量进行价格调整以计算实际增长率，因此仅能选择浙江省各区县作为控制组。另一方面，可以作为处理组的样本是全国统筹城乡综合配套改革试验区的重庆市和成都市（不是四川省的各区县，只是成都市），我们注意到重庆市与成都市的区县行政等级不对等，不能简单将其混在一起进行分析。并且从图1中可以看出，成都市的城乡收入差距与重庆市有着显著差异，统筹城乡政策实施以前，成都市的城乡收入比一直维持在较低的水平，且数值上与浙江省相近，城乡收入两极分化的矛盾并不突出。实施统筹城乡政策的目的应是侧重于通过城乡统筹以促进整体经济的快速发展，重庆市存在亟待解决的城乡收入不平衡的问题，因此我们选择重庆市为处理组来研究统筹城乡对城乡收入差距的影响。基于上述两点原因，本研究最终决定仅使用重庆市与浙江省的区县数据进行对比分析。
为验证处理组和控制组的可比性，鉴于数据的可获得性，本研究所使用区县级数据的样本期为2004-2013年，可用于验证的在2007年统筹城乡政策实施以前区县级可比数据的年限太短（仅有三期），因此我们以省级数据来观察处理组与控制组是否具有可比性，即考察处理组和控制组样本是否满足平行趋势假设。对于本研究的情况，一种可行的判断方法是通过作时间趋势图观察处理组和控制组的被解释变量的时间趋势是否平行，如果二者大致平行，则可增强对平行趋势假定的支持。因此本文通过观测2000-2006年度重庆市和浙江省整体的城乡收入比的变化趋势对两个省市的可比性进行了说明，从图1中浙江省和重庆市城乡收入比的变化趋势可以看出，2007年统筹城乡政策实施以前，浙江省和重庆市的城乡收入比变化趋势基本一致，相比于浙江省，2006年重庆市城乡收入差距甚至出现明显增幅，因此以浙江省作为控制组检验重庆市统筹城乡政策的实施对缩小城乡收入差距是否有效是合理的。
三、双倍差分法与统筹城乡政策影响贫困减少的理论机制
（一）双倍差分法
双倍差分法最早见于ashenfelter和Card[12]的研究，近年来在国内外文献中多应用于对政策实施效果的量化评估，例如Card和Krueger[13]，petrick和Zier[14]，黄玲文和姚洋[15]，刘生龙、王亚华和胡鞍钢[1]，程令国和张晔[16]等均采用双倍差分法对最低工资政策、公共农业政策、国有企业改制、西部大开发战略以及城市倾向的经济政策等相关政策的绩效进行了量化评估。
双倍差分法将研究对象按是否实施了政策实验分为处理组（treatmentgroup）和控制组（controlgroup），在研究中设定实施了政策实验的处理组在t时刻实施了该政策实验，而控制组在该时刻没有实施类似的政策实验，然后对比处理组和控制组在该项政策实施前后经济行为的变化情况。和控制组样本相比，如果处理组样本在政策实施后的变化明显较大，则表明该项政策的实施效果确实是显著的。
在考察处理组样本的政策实施效果时的具体做法是通过设置两个虚拟变量du和dt来度量这一效果。其中，虚拟变量du区分了处理组与控制组两组样本，处理组样本的du取值为1，控制组样本的du取值为0；虚拟变量dt区分了政策实施前与实施后，政策实施前各样本的dt取值为0，政策实施后各样本的dt取值为1。
（二）统筹城乡政策影响贫困减少的理论机制
经过详细的文献检索，发现目前尚无较为完整、系统的关于统筹城乡政策减少贫困和缩小城乡收入差距的理论机制的研究，部分相关因素之间的影响机制的讨论见于少量相关文献。例如，刘生龙、王亚华和胡鞍钢[1]在针对西部大开发战略实施效果评价的研究中给出了相关控制变量的较为详尽的阐释，文中主要论述了FDi、交通基础设施建设、资本和产业结构等变量对西部地区经济增长的影响。此外，关于减小城乡收入差距的影响因素，?铭和陈钊[7]的研究认为城市化、交通基础设施建设、产业结构以及对外开放程度对城乡收入差距有着较大影响，而在对外开放过程中，西方的先进金融理念以及产品概念进入中国，在一定程度上推动了地区金融的发展。
综合现有研究观点，本研究认为统筹城乡政策的实施对重庆地区经济的影响主要包括以下几个方面（如图2所示）。
1.投资深化
统筹城乡政策所带来的政策优势，极大增强了投资者的信心，重庆地区的投资较统筹城乡政策实施之前得到了大幅增加。
投资对缩减贫困和缩小城乡收入差距产生作用，理论上主要还是从扩大投资规模以促进经济增长，然后通过经济增长的“涓滴效应”来实现减少贫困和缩小城乡收入差距的目标。早期一些内生增长模型（如aK模型）认为投资与人均GDp增长率之间存在正相关关系，投资的增长可以带来经济的持续高速增长。国内实证研究文献中，王任飞和王进杰[17]利用协整理论讨论了中国的基础设施投资和产出之间的Granger因果关系，实证结果支持基础设施投资是经济增长的长期原因的结论。杜凤莲和孙婧芳[18]采用中国健康与营养调查数据（ChinaHealthandnutritionSurvey，CHnS），计算了FGt贫困指数，同时对影响贫困变动因素进行了分解，计算了贫困弹性和城乡收入差距变化率，研究结果证明，转型期中国的经济增长对缩小城乡收入差距确有成效。
2.金融发展
随着统筹城乡政策的实施，重庆地区的出口情况得到显著改善，贸易软环境的建设已取得些许成效。
软环境对地区的长远发展有着深刻的意义，因为贸易带来的不仅是资金的往来和经济的繁荣，还有技术、管理上的交流学习和产业结构方面的升级。尤其是对金融行业，贸易交流带来了国际上先进的金融产品理念和经营模式，如汇丰银行、东亚银行等为重庆带来的世界先进的产品与服务竞争；同时，英美等西方发达国家的金融行业发展水平远远领先于中国，和他们在金融和证券业方面的交流必将大幅提高中国金融机构的运作效率，推进整个金融业的繁荣。
与投资相似，金融发展对减少贫困和?s小城乡收入差距的影响，理论上主要也是先通过促进经济增长，然后由经济增长的“涓滴效应”来实现。
3.产业结构升级与城市化进程推进
产业结构升级是发展中国家经济增长的重要动力之一，统筹城乡政策的实施加大了政府对重庆地区整个工业行业的投资力度，使工业产值在GDp中占有更大比重，优化了重庆地区的产业结构。产业结构合理化与升级能够提升资源的利用效率，增加产业间的交流，使各产业在互相学习中共同进步，而这些必然会促进经济的良性发展，进而提高整体经济发展水平。
同时，工业化使得大量农村劳动力等生产要素向城市转移，因此产业结构的转变也促进了重庆地区的城市化进程。杨志海等[19]利用中国1523个县（市）2005-2010年的大样本面板数据，实证检验了县域城镇化与城乡收入差距之间的关系，研究发现县域城镇化的推进能显著缩小城乡收入差距。
四、统筹城乡对城乡收入差距影响的实证研究
（一）模型的建立
结合本文第三部分有关统筹城乡政策对减少贫困、缩小城乡收入差距的机制分析，同时考虑到城乡收入差距往往受多种因素的影响，例如资本要素投入、政府支出和城镇化率等，为了能更科学地评价统筹城乡政策的实施对城乡收入差距的影响效应，有必要在模型中加入重要的相关控制变量。因此，本部分对模型式（1）进行扩充，最终采用如下模型对统筹城乡政策对城乡收入差距的影响进行实证研究：
其中：city为被解释变量，表示城乡收入比。X表示控制变量向量，它包含如下几个控制变量。
（1）资本存量，本研究采用重庆直辖市和浙江省各区县资本存量的自然对数值（lncapitalk）来衡量资本要素投入对城乡收入差距的影响。
（2）政府支出占GDp的比重（gov_gdp），用于控制政府支出对城乡收入差距的影响。
（3）信贷量占GDp比重（loan_gdp），为了控制金融发展对城乡收入差距的影响，根据现有文献的研究结论，金融发展的一个必然结果是导致该地区信贷量的增长，因此，本研究选取了信贷量占GDp比重这一变量，该指标是本研究重点关注的指标。
（4）出口占GDp的比重（exp_gdp），用于衡量对外贸易水平，研究其对城乡收入差距的影响。
（5）城镇化率（urban），现有研究普遍认为，城镇化水平越高的地区，其城乡收入差距越小，为了控制城镇化对城乡收入差距的影响，本研究使用城镇人口占总人口的比重作为衡量城镇化率的指标。
（6）产业结构（in_str），使用工业产值与总产值之比衡量。产业结构是本研究重点关注的指标，该指标逐步向工业或者服务业侧重是否会对重庆地区的城乡收入差距产生影响，对本研究最后提出政策建议具有重要意义。
（7）交通客运量（tran），本研究使用年客运量来衡量交通运输行业的发展水平。
如本文第三部分所述，本研究在模型中使用时间虚拟变量dt（2007及以后的年份等于1，以前为0）区分统筹城乡政策实施前后的样本，使用地区虚拟变量du（对处理组样本，即重庆的区县，取值为1；对控制组，即浙江的区县，取值为0）区分处理组和控制组样本，二者乘积du×dt的系数即是双倍差分法所评价的干预效应的结果β3。
（二）数据来源
本文主要变量数据来自各年度《重庆统计年鉴》和《浙江统计年鉴》，选用2004-2013年重庆市40个县级行政区（含主城区）的面板数据作为处理组，使用浙江省90个县级行政区（含主城区）面板数据作为控制组。
我们遇到的一个问题是行政区划调整。由于2011年重庆市调整了部分行政区划，撤销万盛区和綦江县，设立綦江区；撤销双桥区和大足县，设立大足区。因此《重庆统计年鉴》中并没有双桥区和万盛区2011年以后相应指标的数据。为了让本研究所构造的数据集是平衡面板数据集，我们对被撤裁掉的区县数据进行了估算，具体来说，本研究按照2010年万盛区和綦江县在各项指标中各自所占比例，估算合并后的綦江区中万盛区和綦江县2011年以后的各项指标数据。同理，可从合并后的大足区中估算出双桥区和大足县的各项指标数据。
关于县级行政区的资本存量估算问题。各类文献和相关统计资料都没有提供分区县的资本存量数据，如《重庆统计年鉴》《浙江统计年鉴》以及《中国统计年鉴》等，我们必须对这一关键变量进行估算。本研究依照现有文献的研究思路对重庆及浙江各区县的资本存量进行了估算。资本存量的估算采用永续盘存法（perpetualinventorymethod）。一般永续盘存法的计算方法是选定一个基期，并估计基期的资本存量，之后的资本存量通过简化后的永续盘存方法估计。
其中K代表资本存量，i代表第i个区县，t代表第t年，i代表第i个区县第t年全社会固定资产投资额，δ代表经济折旧率。
通过分析各年度《重庆统计年鉴》及《浙江统计年鉴》发现，重庆市和浙江省各区县的固定资产投资额总体上都保持均衡增长，因此本研究参考汪锋等[20]的做法，假设各县级行政区在起始年份有基本相同的资本产出率，然后通过2004年各个区县固定资产投资额占全市总投资额比例确定各个区县初始资本存量占全市（省）初始资本存量的比例来估算各县级行政区的初始资本存量。对于重庆市和浙江省基期的初始资本存量的数据，本文直接引用单豪杰[21]对浙江省资本存量计算结果中的数据和康继军等[22]对于重庆市资本存量计算结果中的数据，并依据固定资产投资额占全市比例的平均值估算各区县的基期资本存量数据。
对于公式（6）中的折旧率δ，我们依据各年度《重庆统计年鉴》和《浙江统计年鉴》给出的每年的折旧额，用各区县固定资产投资额占全省总固定资产投资额的比例，作为各区县折旧额占全省折旧额的比例，估算出各区县每年折旧额，以此得出各区县各年度的折旧率。
估算出两组样本各区县基期资本存量、各年度折旧率后，根据式（6）进行后续资本存量的计算，并用各年度《重庆统计年鉴》及《浙江统计年鉴》中固定资产投资价格指数将计算出的各年度资本存量调整至基期价格水平，得到重?c市和浙江省各区县2004-2013年资本存量K的数据。
（三）研究结果及经济意义解释
考虑到参数的内生性，本研究采用系统Gmm方法对式（5）进行参数估计，为保证Gmm估计的一致性，本文进行了模型的Sargan检验和差分误差项的序列相关检验，结果见表2。
检验结果显示，该模型的Sargan检验chi2（32）=33，伴随概率p为1.000，表明不能拒绝工具变量有效的原假设，通过了Sargan检验；arellano-bond的aR（1）检验的伴随概率p值为0.062，arellano-bond的aR（2）检验的伴随概率p值为0.544，表明模型中不存在残差项的二阶自相关，差分残差项服从aR（1），通过了自相关检验。
此动态面板模型的估计结果很好地刻画了实施统筹城乡政策对城乡收入差距的影响规律。滞后项的回归结果反映的是经济变量的惯性，存在惯性是宏观经济变量的特点，一阶自回归项L1的系数显著为正，结论支持经济增长的一般规律。
表2中，最重要的是体现统筹城乡政策实施效果的du×dt的系数。由前面的分析可知，它实际上是双倍差分估计量，衡量统筹城乡政策的实施对城乡收入差距影响的净效应，该系数为负且通过了5%显著性水平检验，说明2007年前后，实施城乡统筹政策的地区其城乡收入差距缩小的程度大于没有实施城乡统筹政策的地区。具体而言，城乡统筹政策实施前后，重庆市城乡收入差距比浙江省缩小了约7个百分点，这一结果说明实施统筹城乡政策的确显著缩小了城乡收入差距。
为了检验统筹城乡政策对相关控制变量造成了怎样的影响，本文将各个控制变量按年度计算增长率并进行两次差分，得到了差分结果以及双倍差分结果，如表3所示。
表3中最后一列的双倍差分结果反映了统筹城乡政策对重庆市这些变量的影响，与浙江省相比，统筹城乡的实施对重庆地区的相关控制变量均产生了正向的影响，其对贷款余额占GDp比重、城镇化指标和工业产值占总产值的比重的作用最为明显，对资本存量、出口总额占GDp比重和交通客运量的作用次之。为了更好地理解以上控制变量对城乡收入差距的影响效果，下面对表2中相关控制变量的系数回归结果进行简要解释。
资本存量（lncapitalk）系数为负并在方程中通过1%显著性水平检验，说明资本存量的增加有利于缩小城乡收入差距。
政府支出占GDp比重（gov_gdp）的系数估计值显著为正，该结果反映了目前政府对经济的干预方式不利于缩小城乡收入差距，此结论从政府支出的金额总量和支出的投向两方面得以体现。在金额总量方面，政府支出占GDp比重的增加不利于城乡收入差距的缩小，说明政府应当减少对市场的干预，体现出市场化经济转型的必然趋势；在政府支出投向方面，图3描述了2004-2013年重庆市政府支出投向各个行业的平均比例，由图可见政府支出更多地投向了公共科学文化、社会保障、教育等方面，而这些产业较多集中于主要城区，仅有较小部分用于支持农林水利的发展，对城市的投入力度明显大于农村，难免会增加城乡的不平等性。
出口总额占GDp比重（exp_gdp）的回归系数显著为正，说明出口总额占GDp比重的增加不利于缩小城乡收入差距。这一结果和相关研究的结论一致，出口贸易目前多集中于较发达地区，主要拉动的是城市地区的经济增长，对农村地区的影响则相对不显著。例如毛其淋[23]使用中国1995-2008年间的省级面板数据，运用系统Gmm方法进行实证分析，结果支持经济开放程度越高，城乡收入差距越大。虽然城乡统筹政策的实施促进了出口贸易，表面上看不利于城乡收入差距的缩小，但是城市经济的发展不该因为要缩小城乡收入差距而受到限制，总体而言，城乡统筹政策是有益的。
城镇化指标（urban）的系数估计结果显著为负，说明城镇化有利于缩小城乡收入差距。该结果也验证了之前许多学者的观点。例如，陆铭和陈钊[7]发现城市化对降低统计上的城乡收入差距具有显著作用；李江涛、张杨勋和罗连化[24]选用空间动态面板模型对中国1997-2007年省级面板数据进行了实证分析，其结果支持市场化和城镇化进程对缩小城乡收入差距有积极作用的结论。
衡量产业结构（industryStructure）的工业产值和总产值的比值（in_str），其系数估计结果显示，逐渐偏重于工业的产业结构缩小了城乡收入差距。工业一直是重庆的支柱产业，许多国内外知名的汽车、摩托车和钢铁企业选择在重庆落户，因此产业结构的工业化转型十分值得关注。如图4所示，统筹城乡政策实施以后，重庆地区产业结构更加向工业偏重，2004-2012年间，第一产业和第三产业的比重略有下降，第二产业的比重由2004年的45%增加至56%。这一转变促进了重庆地区的城镇化进程，毕竟统筹城乡是以工业化带动城镇化，工业化必将推动城乡一体化，城乡二元结构被打破，进而城乡收入差距得以缩小。
交通客运量（tran）的系数估计结果显著为负，表明交通运输业的发展对重庆地区的减贫也有促进作用，该结论和之前一些学者的研究结论相符，如康继军等[25]在其研究中论证了交通基础设施建设将缩小城乡收入差距；高颖和李善同[26]用CGe理论模型分析了基础设施建设减少贫困的可能渠道，研究结果发现交通基础设施建设通过大幅降低转移成本和大量增加农村在城市中的转移劳动力，在减贫中发挥着关键的作用；李文[27]利用匹配方法，对道路基础设施建设对相对贫困地区人群收入的影响机制进行了分析，结论认为道路交通的建设对于不同的农户群体所带来的效应也是不一样的，相对于富裕人群而言，道路交通的建设给贫穷农户带来的收益更加明显。
最后，用以衡量金融发展程度的贷款余额占GDp比重指标（loan_gdp），该变量系数估计值不显著。此结果不支持本文变量设定部分的假设，即通过金融发展促进经济增长，进而由经济增长的涓滴效应缩减贫困并减小城乡收入差距。模型（5）的实证结果表明，用贷款余额占GDp比重衡量的金融发展水平并未显著地缩小城乡收入差距。这一结果也符合目前国内外关于金融发展与经济增长的关系的研究现状，关于该问题的解答学者们远未达成共识。由此可见，金融发展有其特殊性、排他性和门槛性，对城乡收入差距的影响不可一概而论。
五、结论及相关建议
本文利用双倍差分法，对统筹城乡政策的实施效果进行了量化评估，研究结果表明，该政策的实施确实显著缩小了城乡收入差距。城乡统筹政策的实施，使得重庆地区城乡收入比相对于浙江省缩小了约7个百分点，也就是说，实施城乡统筹政策的地区其城乡收入差距缩小的速度快于未实施城乡统筹政策的地区。需要特别指出的是，本文的研究结论认为重庆地区统筹城乡政策缩小城乡收入差距的机制，主要是通过资本积累、基础设施建设、产业结构调整和城市化进程实现的。然而影响城乡收入差距的因素还有很多，如政府支出、对外贸易和金融发展等，通过以上研究我们发现这些因素未能有效地缩小重庆地区的城乡收入差距，这些方面的改进应该是统筹城乡政策实施的下一步目标，于是我们提出如下政策建议。
第一，政府应加大对农村农林牧渔与水利等的建设。投资的边际效用具有递减性，政府在进行城市建设时，应当权衡资金投向农村地区建设农林水利的效益是否高于投向城市的某些产业，从而适当增加对农村建设的支出，而不是被动地等待城市产业投资过剩产生的扩散效应与涓滴效应来带动农村地区的发展，以提高资金的使用效率，加快促进城乡差距的缩小。
第二，政府应继续维持对外贸易的高速发展。虽然发展对外贸易扩大了重庆地区的城乡收入差距，但是进出口贸易的日益活跃，明显改善了地区投资软环境，而软环境衡量着一个地区的经济增长潜力，在长期经济增长中有着举足轻重的地位。关于本研究的结果，我们认为对外贸易与城乡收入差距应该不是简单的线性关系，或许是存在类似于倒U曲线的关系，随着软环境的进一步改善，对外贸易所带来的开放，必将全面带动地区的经济发展，带动农村进步，并最终缩小城乡差距。
第三，政府应结合农村居民投融资的实际需求来推进农村金融机构改革。地方政府在促进金融发展时，应多给予农村地区关注与支持，尽可能地建立适合农村地区的金融服务主体，拓宽农村地区企业和居民的投融资渠道，建立完善的管理制度，使普惠金融、小微金融和社区金融能够扶持地方实体产业的发展，进而推动广大农村地区的经济发展，让农民真正地得到好处。
双减政策对初中生的影响篇6
关键词：双倍余额递减法；年数总和法；固定资产；加速折旧法
基金项目：2012年山东省高等学校教学改革立项项目（项目编号：2012480）
中图分类号：F230文献标识码：a
收录日期：2014年1月2日
固定资产是企业为生产商品、提供劳务、出租或经营管理而持有的超过一个会计年度的有形资产。为了加强企业固定资产管理，科学核算成本和费用，保证固定资产能够最大限度地实现其自身价值，促进企业良性发展，加速折旧法应运而生。加速折旧是税法规定的允许纳税人在固定资产使用年限的开始提炼较多的折旧，随着年数的增加相应地减少折旧额，从而使纳税人的所得税税负得以递延的一种有效可行的方式，其应用是否科学合理，会对企业当期经营效益产生重大影响。
一、加速折旧法对企业会计利润的影响
以下通过案例数据来说明双倍余额递减法和年数总和法两种加速折旧法影响企业利润的方式。
案例1：某公司有一台机器设备，原值30万元，预计净残值率为5%，预计可使用年限为10年，企业分别采用双倍余额递减法和年数总和法提取折旧。分别采用两种不同的加速折旧方法进行账务处理。
（一）双倍余额递减法。（表1）通过表1计算表明：固定资产在购买初期即效能较好，使用最灵活便捷的时候，折旧提取较多。
（二）年数总和法（表2）
年折旧率=（10-已使用年限）/（折旧年限×（折旧年限+1）/2））×100%
通过表2计算可以看出：随着年数的增加折旧率出现递减的趋势，年数总和法在固定资产使用状况良好的时候提取了较多的折旧。
以上两种方法的计算均表明：（1）前期固定资产使用过程中计提的折旧较多，以后年度逐渐减少，这正是加速折旧法的特点，通过采用该方法有利于企业设备的及时更新；（2）在其他费用成本不变的条件下，企业因采用加速折旧法引起的利润减少，能够在后期计提的折旧额减少使得企业利润增加中弥补回来。另外，企业在使用加速折旧法对固定资产计提折旧时应注意两个问题：若使用双倍余额递减法计提折旧，固定资产是在年中或年末计提的，那么企业应当对固定资产分段计提折旧；若采用年数总和法计提折旧，当固定资产每期计提折旧的金额比直线法计提折旧的金额少时，应当在剩余年限内用直线法替代固定资产加速折旧法。
二、加速折旧法对企业所得税的影响
为了加速企业固定资产更新、促进企业进步，在固定资产前期技术状态好能创造出较多价值的使用阶段应多计提折旧。同样地，在所得税的问题上加速折旧法的作用也不容忽视。从税法的角度讲，为了保证国家税收的稳定性和公平税赋，对固定资产加速折旧法进行了必要的限制，在固定资产折旧方法的问题上企业应尽量使会计处理与税法规定相吻合，尽量地减少纳税调整，降低企业成本，而且要充分利用税收政策，做到税收成本最低化，风险最小化。下面用案例分析题解析两者之间的关系，如下：
案例2：某企业新购进一台大型机器设备，原值800，000元，预计残值率8%，经税务机关核定，该设备折旧年限为4年，假设在提取折旧之前，企业每年的税前利润均为1，800，000元。企业所得税税率25%，采用两种折旧法计算折旧额和所得税额，比较双倍余额递减法与年数总和法对所得税的影响差异。
（一）双倍余额递减法。（表3、表4）
（二）年数总和法。年折旧率：尚可使用年数/预计使用年限的年数总和。每年提取折旧额如表5、表6所示。（表5、表6）通过以上计算结果可以看出，对于一种特定固定资产而言，采用两种加速折旧方法企业所提取的折旧总额是相同的，同一固定资产所抵扣的所得税额也是相同的，不同的是企业在固定资产使用年限内每年所抵扣的应税所得额是不同的，由此导致每年所抵扣的所得税额也是不同的。上述分析更深一步说明加速折旧法可以递延企业所得税的纳税期间，从货币资金的时间价值角度考虑，为公司争得了一定时期的无利息贷款，使公司获得一定的财务收益。
三、对加速折旧法应用的思考与建议
随着科技的发展和相关政策法规的颁布，加速折旧法越来越受到各个企业的青睐，因为加速折旧法提倡企业尽早收回投资，用新技术更换原有的旧设备，以此增强企业的综合竞争能力，该方法正在被政府和企业合理运用与完善。当今社会由于经济软实力、特别是在科学技术的这一强大力量的带动下，企业固定资产更新换代速度惊人，使得资产的自然使用寿命被新的替代品强制缩短，无形损耗越来越明显，有的高精尖部门的固定资产不是因为长期使用破坏严重而无法继续使用，而是在其正常年度使用范围内就被性能更好、效率更高或者价格更优惠的新型设备所取代，因此加速折旧法的实行越来越成为必要。针对加速折旧法当前经济形势下所处的境况，以及上述资料数据对两种加速折旧法的分析，对进一步更好地应用该种方法提出下列可行性建议：
（一）以企业整体经营决策为出发点，充分发挥企业内部优势。企业应当把加速折旧放到整体经营决策中考虑，降低成本，合理避税，恰当地反映企业的经营业绩，增强财务报表的可能性，从而达到实现企业预期效益的目的。同时企业要充分发挥自身的内部优势，运用科学技术多开发一些更新换代较快的固定资产，这样不仅可以充分发挥加速折旧法的作用，加速科学技术向生产力的转化，增强企业的后劲，而且从长远来看有利于高新技术产业的发展和市场经济的可持续发展。
（二）在物价持续波动情况下采用加速折旧法。在物价波动幅度大尤其是在物价居高不下持续增加的情况下，应当采用加速折旧法计提折旧，这样能够使得大部分投资在被不合理使用之前收回，从而避免因物价上涨而发生的货币时间价值造成更大的损失，有利于固定资产价值补偿与实物补偿实现统一。
（三）从政府层面上支持并规范加速折旧法的应用。国家对加速折旧法的实施应逐步放宽政策，支持更多有条件的企业采用加速折旧法，这一措施短期来看会使国家的财政收入受到影响，但对企业而言不但减轻了税负还提高了更新固定资产的能力。政府还应加速实施对企业固定资产价格的重估，重估对企业固定资产的更新，保持各年效益平衡有重大意义，利用重估加快实行加速折旧方法。
主要参考文献：
[1]中华人民共和国企业所得税法.2007.3.16.
双减政策对初中生的影响篇7
［关键词］固定资产 折旧 税收筹划
一、税收筹划的基本方法
税收筹划是指纳税人在现行税制的条件下，在应税事实发生前，通过充分利用税收法规所提供的包括减免税在内的一切优惠政策，合理安排自己的投资、融资及经营管理、企业清算等环节的经营管理活动，在合法的前提下来达到实现税后利益最大化目标的涉税行为。因此，税收筹划的目标是使税后利润最大化。一项有效的税收筹划可以减少筹划期间的税额。
税收筹划方案之所以能够带来税收负担的减少，其内容不外乎包含两个方面：一是技术面的因素，即从理财理论出发，对应税所得和费用扣除进行时机选择，从而获得货币的时间价值；二是政策面的因素，即利用税收优惠政策如税收的减免政策，从而减轻税收负担。
（一）技术方法
从理财角度来看，税收筹划在选择所得和费用的确认时机时有四种常规的方法，从基于货币时间价值的角度来看，一是推迟确认所得，二是提前确认费用扣除；从基于边际税率的考虑来讲，一是将所得转至预计边际税率最低的年度，二是将费用扣除转至预计边际税率最高的年度。
（二）政策因素
税收政策因素，主要指税收的减免税等条款，比如所得税的“减二免三”优惠、福利企业的增值税优惠等等，纳税人如果能充分利用税收优惠条款，就可享受节税效益。因此，用好、用足税收优惠政策本身，也是一个税收筹划的过程。
在选择税收优惠作为税收筹划的突破口时，人们往往注意到的是一些比较明显的或显性的优惠措施，因此税收筹划方案也比较注重在显性税收优惠政策的利用上进行筹划技术的选择。但是，税收筹划是一个系统工程，在规划方案时如果只注意显性优惠，由此而得到的方案是不全面。比如，通过折旧方法的选择进行所得税筹划。
二、固定资产折旧的税收筹划
（一）固定资产折旧的税盾效应
固定资产在企业进行生产经营活动的中发挥着重要的作用，其价值计量，传统上都是以历史成本或原始价值为基础，在使用期间逐步转移到产品中去，是企业产品成本的重要组成部分。而且固定资产价值的一经确定，改变的弹性很小，因此，纳税人想通过加大固定资产价值来增加产品成本就很难实现。而固定资产逐步转移到产品中的价值即折旧，就成为纳税人进行固定资产税收筹划首先考虑的问题。
折旧作为固定资产在生产使用过程中的价值转移，可以在计算应纳税所得额时予以扣除，因此它有着“税收挡板”或“税盾”（taxationShield）的作用，因为每个纳税期的折旧额的大小，会影响企业当期的应纳税额，从而影响企业的所得税税负。
税法赋予企业固定资产折旧方法和折旧年限的选择权。对于折旧年限，除因特殊原因需要缩短折旧年限的，一般固定资产折旧年限税法都作了明确的规定，因此纳税人希望通过缩短折旧年限的方式，来加快固定资产成本的回收，使企业成本费用前移，前期利润后移，从而获得延期纳税的好处，在实际操作中就有相当的难度。那么纳税人就只能着眼于由于折旧方法的不同，而带来的折旧额分摊在不同生产期间的成本数量上的不一致，进而使各期的成本和利润出现差异，利用这一差异进行税收筹划。
（二）折旧方法的选择
对折旧方法的选择，实际上也就是对企业费用确认时间的技术选择问题。
虽然，从账面上看，在固定资产价值一定的情况下，无论企业采用何种折旧方法，计算提取的折旧总额都是一致的，因此折旧总额对成本和企业利润的影响，在整个固定资产使用期间是相同。但是，由于资金受时间价值因素的影响，企业就会因为选择的折旧方法不同，而获得不同的资金时间价值收益和承担不同的税负水平。
按现行制度规定，企业常用的折旧方法有直线法（包括平均年限法和工作量法）和加速折旧法（包括双倍余额递减法和年数总和法）。由于运用不同的折旧方法计算出的各期折旧额在量上不一致，分摊到对应期间生产成本中去的固定资产成本会存在差异。因此，折旧的计算和提取必然关系到各期生产成本的大小，直接影响企业的各期利润水平，最终影响企业的税负轻重。
这样一来，企业在比较各种不同的折旧方法所带来的税收收益时，就需要采用动态的方法来分析，先将企业在折旧年限内计算提取的折旧按当时资本市场的利率进行贴现后，计算出各种折旧方法下在规定折旧年限内计算提取的折旧费用的现值总和及税收抵税额现值总和，再比较各种折旧方法下的折旧现值总和及税收抵税额现值总和，在不违背税法的前提下，选择能给企业带来最大税收抵税现值的折旧方法来计提固定资产折旧。
此外，边际税率的变化，也会对成本费用及利润的确定带来影响。所以，对于享受所得税优惠的企业而言，在进行固定资产折旧方法的选择时，不只要考虑折旧方法不同所带来的资金时间价值的影响，同时还要考虑优惠期间及期满后的所得税税率变化所带来的所得税税负影响。
一般认为，选择加速折旧法可以使企业获得延期纳税的好处，相当于企业在初始年份内获得了一笔无息贷款，而且加速折旧法的这种抵税作用在通货膨胀环境下的作用更加显著。因为，按现行制度规定，我国对企业拥有的资产实行以历史成本记账原则。这样，如果存在通货膨胀，则企业按历史成本收回的实际购买力已大大贬值，无法按现行的市价进行固定资产简单再生产的重置。在这种情况下，如果企业采用加速折旧的方法，既可以便企业加快投资的回收速度，并在抑制未来的不确定性风险的同时，持补偿的折旧基金投入企业再增值过程，以创造更多的财富；又可以使企业的折旧速度加快，有利于前期的折旧成本获得更多的税收挡避额，从而取得延迟纳税的效应，为企业增加投资效益（延续纳税额与延缓期间企业投资收益率的乘积）。
但是，对于加速折旧法的使用，普遍的税收筹划观点认为，如果企业享受所得税优惠，特别是在享受所得税的“免二减三”优惠时，就不宜采用加速折旧法。其理由是：采用加速折旧法，会使企业在营利前期享受所得税减免时，固定资产折旧速度快，使企业可作为利润的部分作为了费用，而没能使这部分利润享受减免税的优惠，加重了所得税税负。并且，该筹划思路对折旧的抵税额折现总值进行比较分析，也由于在优惠期内没有加速折旧额没有完全享受高边际税率的抵税效益，从而使得整个经营期间，加速折旧法的抵税额现值低于直线法的抵税额现值，从而得出加速折旧法不适于享受所得税减免优惠企业的结论。
实际上，这个筹划方案就不是一个全面的筹划方案，它没有全面考虑所得税的优惠政策，特别是一个隐性的优惠政策：弥补亏损的政策规定。
（三）享受所得税减免优惠政策时，企业折旧方法选择实例分析
现行的《企业所得税暂行条例》和《外商投资企业和外国企业所得税法》规定：纳税人发生年度亏损的，可以用下一纳税年度的所得弥补；下一纳税年度的所得不足弥补的，可以逐年延续弥补，但是延续弥补期最长不得超过五年。考虑此项政策规定，结合从企业的开始盈利年度起享受所得税“免二减三”优惠的政策，此时，企业固定资产折旧方法选择加速折旧法，会大大优于直线法的。
例如某企业生产经营期10年，预计固定资产投资100万元，其使用年限为10年，折旧年限为5年。适用所得税税率为30%，享受所得税“免二减三”优惠，其优惠年度计算从开始盈利年度起。预计该企业在生产经营期间不考虑固定资产折旧的利润额为：
单位：万元
经营年份第一年第二年第三年第四年第五年第六年第七年第八年第九年第十年
利润额-1030507080120150601010
企业分别采取直线法和双倍余额递减法折旧，对企业利润及所得税带来的影响如下表（为计算方便，不考虑净残值的影响）：
单位：万元
年份直线法双倍余额递减法
年折旧额应纳税所得额应纳所得税税后利润年折旧额应纳税所得额应纳所得税税后利润
120-300-3040-500-50
220-200024-440-44
3201001014.4-8.40-8.4
4205005010.850.8050.8
5206095110.869.2069.2
612018102 12018102
715022.5127.5 15022.5127.5
8601842 60951
91037 1037
101037 1037
合计100 73.5396.5100 55.5406.1
由上表可以看出，采用加速折旧法（双倍余额递减法）计算折旧，在企业整个生产经营期内，所缴纳的所得税绝对值比在直线法下减少18万元，税后利润增加9.6万元。在固定资产折旧年限内，在加速折旧法下少缴所得税9万元，税后利润增加9万元。
考虑资金的时间价值，假定折现率为6%，那么上述不同折旧方法所带来的所得税及税后利润影响：
单位：万元
年份折现系数直线法双倍余额递减法
应纳所得税税后利润应纳所得税税后利润
10.9430000
20.8990000
30.8408.400
40.792039.6040.2336
50.7476.72338.097051.6924
60.70512.6971.9112.6971.91
70.66514.962584.787514.962584.7875
80.62711.28626.3345.64331.977
90.5921.7764.1441.7764.144
100.5581.6743.9061.6743.906
合计49.1115277.17936.7455288.6505
可见，在考虑资金时间价值的条件下，加速折旧法与直线法相比，在十年生产经营期内，少缴纳所得税12.366万元，税后利润增加11.4715万元。
双减政策对初中生的影响篇8
存款准备金是一个风险准备金,是不能够用于发放贷款的。这个比例越高,说明政府的紧缩政策力度越大。中央银行通过调整存款准备金率,可以影响金融机构的信贷扩张能力,从而间接调控货币供应量。
2006年以来,中国经济快速增长,投资增长过快的势头不减。而投资增长过快的主要原因之一就是货币信贷增长过快。2009年为了应对全球经济危机影响,中国推出一系列大规模的经济刺激政策。而这一政策的规模已经远远超出了原来的计划。
回顾2009年,中国资本市场和房地产市场创造出了全年暴涨的资产繁荣。以沪铜为代表的大宗商品,从年初的2.6万元/吨涨到了现在的6万元/吨。a股上证指数2009年涨幅80%,部分股票价格甚至已经超过2007年的巅峰;而房地产价格涨幅也接近翻倍。在通胀预期下,居民存款增速持续下降。居民正被迫将银行储蓄转化为“房地产储蓄”、“股票储蓄”和“黄金储蓄”。
短时间里投资和贷款增速过快,必然会带来严重的流动性过剩,进而催生资产泡沫。尤其2009年上半年,为尽快消除国际金融危机对我国经济发展的影响,仅6个月就新增贷款接近8万亿,全年新增银行贷款总额为9.6万亿。这使得流动性过于充裕,资产泡沫增长明显,以房地产业为最甚。提高存款准备金率可以相应地减缓货币信贷增长,保持国民经济健康、协调发展。
存款准备金率上升,银行可以发放的贷款少了,利息收益就会减少,而要保持银行的收入不受影响,利率就会有上升压力,这是实行紧缩的货币政策的信号。存款准备金率是针对银行等金融机构的,对最终客户的影响是间接的;而利率是针对最终客户的,是客户存款的利息,影响是直接的。所以当加息和提高存款准备金率两大货币工具同时使用时,防止宏观经济从偏快走向过热的信号就更明显了。
2010年1月12日,央行宣布自1月18日起上调存款准备金率0.5个百分点至16%,这是2008年经济危机以来,央行在19个月内首次上调存款准备金率。次日,a股市场应声下跌,银行、地产类股票领跌,上证综指下跌100点,跌幅3%。表面上此次央行的调控是对新年伊始,资金投放过快的一个警告,本质上是基于对未来通胀等风险控制的一次微调,不管怎样都表明政府已经比较关注通货膨胀和资产泡沫了,是一个明显的紧缩信号。说得再明白一点,如果短期内股市、楼市有可能大幅上涨,那么政府就可能会运用更强力的调节工具――双率齐升。
双减政策对初中生的影响篇9
［关键词］低碳经济环境服务市场碳关税
随着全球人口和经济规模的不断增长，温室气体带来的全球气候变暖问题成为人类生存和发展的严峻挑战。作为温室气体的一种，二氧化碳的排放可以被隔离或采用技术手段消减，因此，国际上温室气体排放削减的重要途径是把温室气体排放目标与大气中二氧化碳削减相关联。低碳经济是在可持续发展理念指导下，通过技术创新、制度创新、产业转型、新能源开发等多种手段，尽可能地减少煤炭石油等高碳能源消耗，减少温室气体排放，达到经济社会发展与生态环境保护双赢的一种经济发展形态。
一、发展低碳经济的国际背景
《联合国气候变化框架公约》下的《京都议定书》是历史上第一个给成员国分配了强制性减排指标的国际法律文件，而《哥本哈根协议》对成员国的的减排并不具备法律约束力，只是为各国下一步开展全球气候变化谈判提供了起点。中美作为世界的焦点，双方的立场、态度将对未来国际温室气体减排框架的形成起到关键作用。
美国目前参与国际气候变化公约的可能性不会很大。一方面由于美国国内对削减碳排放的量化指标不但要求从技术上明确其效果、还要从经济上进行成本效益分析。根据美国1997年的《伯德－哈格尔决议》，美国不应当签署没有明确各参与国相应责任的气候协议，并且要求行政部门对任何气候政策都要提供经济合理性分析，以确保未来的收益高于现期费用。因此，多数美国人认为现在还没必要采取应对气候变化的措施；另一方面，即使美国参与了国际性气候变化公约，对于温室气体排放的交易也面临两难选择：若不采取交易的办法，削减排放的成本费用在发达国家就显得太高；倘若采取交易的办法，削减的配额的分担有可能得不到各方的普遍认同，从而无法获得美国国内公众政治上的支持。因此，哥本哈根会议后，美国为防止各国对温室气体排放各行其是，提出到2018年如果未达成多方协议，就美国的国内气候政策美国可以单方面调整关税政策，碳关税是其可能的选择。因为在不存在削减温室气体共同行动的国际政策下，美国认为美国国内的企业竞争力会受到国内气候政策与其他国家“碳泄漏”的影响。为保护其国内企业由于严厉的国内气候政策导致的资金密集型产业的竞争力减弱，将对来自于其他国家（尤其是中国）的增加温室气体排放的能源密集型进口品征收碳关税。除非温室气体排放削减等同于或高于美国，或者被美国认定的不发达国家，或者是温室气体排放少于全球温室气体排放0.5%，进口到美国的商品需要购买排放配额，以保证其国内产业的就业率、竞争和发展。因此，碳关税的目的是保护其国内相关产业的竞争力。
中国是为西方进口需求生产碳密集型产品的供给者，作为消费者的美国应该对制造产品过程中产生的碳排放负责，而不应是出口这些产品的发展中国家负担。而中美两国不同的选择依据和标准必然导致中美关系将会进一步恶化，碳关税将会彻底搅乱中美的贸易关系，这是对双方都不利的。
为在未来的全球共同行动中取得话语权，同时也是本着对全人类负责的态度，中国自愿性地实施减排措施，采取低碳经济战略。低碳经济是以低能耗、低污染、低排放为基础的经济模式，实质是解决提高能源利用效率和清洁能源结构问题。技术替代取决于能源投入中替代资本和技术转换的难易以及低碳排放技术成本的高低。但是如果不存在各国一致认可、执行的、减少温室气体排放的框架协议，低碳排放的新技术市场就发展不起来，社会将会锁定在集中大量使用石油的体系中，难以从根本上改变全球温室气体变化的问题。转贴于
二、国际环境服务市场搭建减排交易平台
哥本哈根会议的结果也包含着一些“积极因素”，如有关建立一个新的气候基金机构的条款，各方一致认为发展中国家在改善气候方面需大规模资金保护其森林，逐渐走上低碳发展道路。这就存在着积极的可能性，即让全球温室气体减排沿《联合国气候变化框架公约》铺设的碳汇交易路径取得进展。
国际上20世纪70年代开始的基于市场的环境保护做法是引入经济激励的手段保护生态环境，其历史轨迹遵循“避免”、“缓解”、“补偿”的发展顺序。“避免”通过不发展或替代方式发展或限制发展来防止负面的环境影响。如果避免方式在社会经济上不可行，那么“缓解”措施最大可能地减少、消除发展过程中的环境影响，但并不能根本上解决环境与发展的矛盾。对于已经造成的生态破坏及预防则要采用“补偿”方式。在各国的实践过程中，由于投入不足、设计管理不当、开发者不完全遵守条件、权威部门的履约监督等原因，自然生态补偿没有取得相对很好的生态保护效果。关键是这些生态保护技术方法上的探索难以解决社会实施过程中的问题，因此，一些担保、保证金、补偿信用等经济激励手段运用于自然生态补偿的实施。随后各个国家政府部门、国际发展组织同样进行了用经济激励手段保护自然生态系统的尝试，分别提出了一些相关的概念，包括：国际的生态环境服务付费、环境服务市场、环境服务报酬和环境服务补偿。
国际上生态环境服务市场是根据环境服务提供者提供的不同自然环境服务从不同领域、依据不同途径给予其补偿。这些环境服务付费从开展的生态环境服务领域分为四类：流域保护、碳固定、景观和生物多样性服务。大型的项目计划往往是由政府驱动，但大型的项目计划也有规则调控下的生态环境服务市场，如京都议定书框架下关于气候改变的碳汇市场。环境服务市场涵盖了多方参与、选择和一定程度的竞争，是传统市场在环境服务领域的创建和拓展，应有明确的商品、交换转移。国内的环境服务付费如美国的一对一直接贸易、结算交易；国际间的交易包括哥斯达黎加FonaFiFo生态服务付费。但这种意义上的环境服务市场（除了发达国家和发展中国家间的碳汇市场）只有在几个发达国家存在。发展中国家的环境服务市场与这个标准差距较大。往往是一个提供者供给的环境服务产品有交叉。如：进行碳固定服务而保护天然林时，也同样提供了流域、多样性保护和景观服务。除了因为发展中国家的环境服务市场除市场机制一般意义上的不足外，还由于生态服务的空间特征限制了供给方的竞争，现存的例子都是一个买者和一个卖者的双边协议，即不是自由、平等意义上的市场，当市场机制的交易成本太高时，多方卖者和买者就不会参与到其中。
三、低碳经济战略与环境服务市场的选择
低碳经济模式与环境服务市场在降低减排成本实现减排目标上具有内在的一致性。首先，高碳排放的替代技术是影响温室气体排放削减成本的重要因素之一。低碳经济通过低碳高效技术创新提高能源利用效率，选择低碳燃料，使用低能耗技术提高单位能耗的产出效率，减少高碳含量物品的生产，增加森林覆盖面积对碳进行隔离净化，达到从根本上削减温室气体排放的目的。其次，在清洁发展机制框架下，低碳高效技术的转移会使输出国获利，同时实现低成本排放削减。最后，作为削减温室气体排放的征税手段和温室气体排放交易的国际环境服务市场是降低成本费用的手段，同时也鼓励了现有的低碳排放技术的扩散和对新技术的开发应用。这些经济激励手段为排放温室气体形成一个市场价格，经济组织会为追求低成本进行多种途径的选择。消费者会在受政策影响的价格信号下选择低碳燃料，使用低能耗高效率技术，采用削减温室气体排放的特定技术等。如欧盟计划实施气候变化项目和碳交易，通过国际间二氧化碳排放交易可以使美国减少30%～50%的成本费用实现减排。不过，以强制执行削减温室气体排放的技术管制手段虽也可达到削减目标，但交易成本相应要高出市场方式许多。对于国内而言，政府作为市场力量的替代形式也并非总能实现其目标，如美国加利福尼亚州立法严格要求企业减排二氧化碳。转贴于
仅仅通过各方的自愿或强制行为是无法最终达到减排目标的。低碳经济模式与环境服务市场都具有降低经济体温室气体减排成本费用的作用。只不过二者分别侧重于技术手段与组织方法、长期与短期、生产领域与交易领域。在不同的低碳技术的发展阶段、不同经济状况、不同自然禀赋、不同敏感性的碳削减服务的交易国会采取不同的方式参与到碳环境服务市场这一交易平台，实现减排成本的降低。政府采用基于市场的政策工具则是一个相对较优的选择，如可交易的许可证、排污收费制度、水资源费、财政的补贴、税收削减等基于市场的政策工具，通过调整政府行为而影响相关利益者的行为，是一个激励与约束相结合的实施机制。
四、结论
1.在国际和国内缺乏引导碳汇市场发展的政策环境下，中国目前的削减温室气体排放是由政府发挥主导作用。碳服务商品在现有技术水平、制度条件下难以实现排他情况下，由政府作为主体可以把外部交易成本转为内部交易成本，在一定程度上节约了交易成本，明确了碳环境服务的准商品性质、使减排成为供需双方的必要选择，这就是一个进步，但更重要的是政府在发挥主导作用的同时积极引进市场机制，引导公众参与。
2.通过排放许可证交易可降低总的削减成本费用，只不过排放权作为国际领域内未进行初始分配的权利，各国还首先要解决温室气体排放初始产权。由于各个国家在收入、对气候变化的敏感性及能够采取的措施方面存在差异，而且基于森林的合格的碳汇交易的标准、指导过于复杂，往往引起交易方长期、细致的谈判，并且相关国家越多，达成一个稳定的协议就越困难。这些都是引起交易成本增高的原因。
3.环境服务市场改变了发达国家与发展中国家在国际经济、政治活动中不平等的援助关系，成为市场交易平台上的平等经济主体、政治主体。为形成稳定、长期的国际气候领域合作夯实了基础。
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双减政策对初中生的影响篇10
关键词:货币政策;英国;传导机制;金融危机
理论上,货币政策能够提供稳定的宏观经济环境,能够抵消由其他因素引起的经济系统的主要波动。正是基于这样的货币政策理论,英国货币当局采取货币政策辅以财政政策,以拯救当前全球经济与金融危机中的英国经济。但是,2008年以来,英国频繁采取的诸多货币政策是否达到了促进和保持金融市场稳定的目的?是否暴露出某些货币政策的局限性?本文通过分析金融危机后英国货币政策的实际效果,探讨货币政策的局限性。
英国银行货币政策委员会(thebank'smonetarypolicycommittee,mpc)只负责设定银行基础利率,并不决定中央银行的货币供给量。银行必须根据货币和储备需求的变化,以及mpc设定的银行基础利率,通过市场操作来调节中央银行的货币供给量。通过这样的途径,银行能够确保短期市场利率基本与mpc设定的利率保持一致。
一、货币政策传导机制
一般而言,货币政策有3个工具:公开市场操作、存款准备金率和银行再贴现率。在英国,mpc设定官方利率,但并不决定中央银行的货币供给量。作为中央银行的英格兰银行通过其金融市场操作来执行mpc的利率调整决定。英格兰银行根据货币和储备需求,通过买卖债券调节中央银行的货币供给量。
官方利率的调整会影响和改变市场利率水平,资产价格,市场预期或信心,以及汇率,并进而影响个体和企业的消费、储蓄和投资行为,影响对英国所生产商品和提供服务的需求。而对英国所生产商品和提供服务的需求与本地就业市场密切相关。最终,官方利率的调整会影响到通货膨胀的水平。货币政策的传导机制见图1。如果mpc公布将低官方利率水平,英格兰银行将回购债券以增加货币供给和流动性。然后,市场利率水平和资产价格将下降,个人倾向于增加消费减少储蓄,企业将增加投资。这样,对英国本地商品和劳动力的需求增加,就业增加,商品和服务价格以及工资将增加,这必将影响通货膨胀率。
二、金融危机后英国的货币政策及其效果
2008年下半年以来,英国的经济日趋恶化。mpc不断降低银行官方基础利率。从2008年初开始,mpc累计8次降低银行官方基础利率,由2008年1月的5.5%降低为2009年4月的0.5%,并持续至今(见表1)。2009年3月5日,英格兰银行宣布价值750亿英镑的资产购买计划,该计划于4月9日开始执行。英国货币当局试图通过降低利率和资产购买计划增加货币供给量,减少个人和企业投资成本,从而达到拉动需求、提高就业率,并控制通货膨胀率的目标。
通过英国货币当局的一系列货币政策,英国的货币供给量(m4)由2008年初的16912.54亿英镑增加到2009年底的20327.65亿英镑,2010年m4继续保持金融危机后的稳步增长趋势,截至2010年4月,m4已达到22105.82亿英镑(见图2)。91天短期国库券平均贴现利率、银行间隔月拆入息率、银行间3个月拆出息率以及英国政府20年债券收益率都不同程度地下降(见表1)。2008年初至2009年2月,91天短期国库券平均贴现利率从5.01%降到08年底的1.24%再降到2009年底的0.46%,截至2010年5月,该指标为0.49%;银行间隔月拆入息率从5.50%降到08年底的2.75%再降到2009年底的0.55%。2010年5月,该指标有小幅上升为0.60%;银行间3个月拆出息率从5.58%一路下降到2010年5月的0.75%,英国政府20年债券收益率从2008年初的4.46%降到2010年5月的4.32%。 开放经济条件下的货币供给量是内生变量,缺角与银行存款准备金率(r)和公共储蓄率(c)。2008年,英国家庭储蓄率由第一季度的-0.7%上升到第4季度的3.6%,2009年,该指标由第一季度的4.5%上升到第4季度的7.0%(见表4),这一变化表现为图2中oc曲线向上移动到oc',其中oc曲线的斜率是c;银行存款准备金率下降表现为图3中ab曲线向右移动到a'b'。变化后,银行持有现金量从af变为a'f',银行持有的储蓄量从db变为d'b'。a'f'和af相比谁更大,取决于r和c的变化幅度。
目前,在利息率不断降低的情况下,与传统货币政策理论认为储蓄率随利息率下降而降低相反,英国家庭储蓄率却在增加,失业率上升,人们对经济预期普遍黯淡,缺乏信心,并减少消费和投资,从而导致了总需求减少(见表2)。
金融危机后货币供给量中贷款增长率变化趋势也反映出英国总需求在减少。尽管自2008年初英国的货币供给量m4持续增加,但是,自2008年10月以来,货币供给量中贷款增长率在下降,2009年1月更是大幅下降到4.9%(见图4)。货币供给量中贷款增长率下降反映出英国货币需求量增幅放缓。
英国消费者价格指数(cpi)在过去的几个月内持续下降。2008年9月cpi年度变化率为5.2%,11月为4.1%,2009年2月下降到3.2%。
总体来看,金融危机爆发以来,英国货币当局实行宽松的货币政策并没有达到货币当局的预期目标,越发显示出货币政策的局限性。
三、金融危机后英国的货币政策分析
金融危机以来,主要有以下几个原因造成了英国货币政策的局限性:
1.一般来说,官方利率的变化对产出的全部影响需要1年才能够显现,对通货膨胀的影响要2年左右才能全部显现,即货币政策存在一定的时滞。miltonfriedman(1968)认为,货币政策至少在6个月或者9个月或者12个月或者15个月后才能对经济产生影响。
2.金融危机后,英国家庭和企业普遍对英国经济预期黯淡,缺乏经济重振的信心,不但减少消费支出和贷款需求,而且有增加储蓄的倾向。这正是英国货币政策没有刺激消费和投资从而增加总需求的关键所在。
3.目前,为挽救日渐不振的经济,英国政府已计划支出1750亿英镑,实际上该数字已达到2250亿英镑。但是,就英国政府目前的经费状况,近期不宜再采用财政政策。因为2009年2月,英国公共部门现金预算赤字已达18.43亿英镑,公共部门净债务占gdp的比例为49.0%。也就是说,目前,英国不能再采用财政政策,而必须采用货币政策。
4.目前,英国不可能同时既降低利率水平又缩小国际收支账户的“双逆差”。因为利率水平下调会引起资本外流,英镑贬值(见表3)。但是,如果英国得益于英镑贬值,借此机会扩大出口,获得经常账户盈余,那么,既降低利率又缩小国际收支逆差两个目标就有可能同时达到。
可见,尽管自2008年初英国货币政策委员会连续8次降低官方基准利率,英格兰银行增加货币供给量m4,银行基准利率降低到相当低的水平(0.5%),但由于家庭和企业对英国经济预期黯淡,缺乏信心,英国家庭储蓄率却在上升,货币供给量中贷款增长率在下降。导致最终消费支出或者总需求减少。可见,目前英国已经陷入“流动性陷阱”,凸显了金融危机后货币政策的局限性。而英国经济重振的关键在于重建公众对英国经济的信心。