導語：如何才能寫好一篇財政政策效果，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

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關鍵詞：宏觀經濟學 財政政策 效果

如今，我國經濟雖然快速發(fā)展，但在經濟的發(fā)展過程中遇到了許多新的考驗和問題，這其中既包括特大地震、旱澇災害等自然災害，也包括國際金融危機等經濟災害。雖然目前我國經濟發(fā)展面對眾多不利因素，但在宏觀調控和國家政策的正確指引下，艱難地挺了過來，繼續(xù)保持良好的發(fā)展勢頭。我們不難發(fā)現，經濟的發(fā)展速度明顯放緩。因此，面對當前的經濟形勢，以及對宏觀經濟學的研究可以看出，我國經濟政策必須盡快做出選擇，并進行調整。

一、財政政策在宏觀經濟學中的理論體現

要了解財政政策在宏觀經濟學中的表現，有必要對財政政策的相關概念進行了解。所謂財政政策，就是政府針對我國目前的現狀所采取的一項政策措施，其主要目的是為提高就業(yè)的整體水平，減輕不利因素帶來的經濟波動，防止通貨膨脹。通過對財政政策的定義可知，我們要深入理解其內涵必須對其基本構成有所了解。構成財政的兩個主要部分分別是收入和支出，其中收入包括稅收和公債兩種收入方式，支出則主要包括轉移支出和政府的購買兩種支出方式。

其中財政收入中稅收收入是其最重要的一部分，是國家采取穩(wěn)定經濟的一種重要手段。財政支出中的轉移支出與政府購買不同，不同之處在于轉移支出主要是政府施行社會貧困救濟，福利的一種支出方式。

二、財政政策在宏觀經濟學中的表現形式

通常財政政策分為兩種表現形式：一種為緊縮性財政政策，一種是擴張性財政政策。當經濟出現過熱現狀，通貨膨脹呈現上升趨勢時，則會采取緊縮性財政政策，伴隨著政府減少支出，或是增加稅收的措施。而當經濟出現蕭條，失業(yè)明顯增加的趨勢出現時，為了社會穩(wěn)定，國家則會采取擴張性財政政策。與緊縮性財政政策中政府的行為不同，在擴張性財政政策中，政府為了保持經濟穩(wěn)定增長，會采取增加財政支出或減少稅收等有利于經濟穩(wěn)定的措施。總之，無論是在緊縮性財政政策還是擴張性財政政策，政府在其中進行的宏觀調控最終是要實現經濟的穩(wěn)定，盡最大可能減少經濟波動，并減少對國家經濟的損失。

三、財政政策在宏觀經濟學中的作用

現階段，我國采取財政政策對宏觀調控來說是非常有必要的。因為就我國目前的經濟形勢，財政政策的實施，可以使得經濟結構在短期內做出有利調整，同時可以最大程度的消除貨幣政策在其實施的過程中所帶來的負面影響，并拉動經濟的增長。因此，財政政策的積極實施對刺激社會需求帶來積極影響，為經濟穩(wěn)定增長提供持久的動力支持。所以說，財政政策在宏觀經濟學中起到了舉足輕重的作用。

四、財政政策在宏觀經濟學中的表現效果

首先從以下四個方面分析我國宏觀經濟形勢，包括就業(yè)情況，物價情況，經濟增長以及收支平衡四個方面。首先，我國物價上漲帶來的壓力依然不是很樂觀。自08年5月份以來，居民消費價格指數（CPI）呈現逐月回落的趨勢，政府在防止大面積的通貨膨脹方面做出的很大努力，并取得了階段性成果，雖然如此，居民消費價格指數依舊在高位運行著，仍不能掉以輕心。其次，我國經濟增長速度明顯放緩。在全球經濟危機的影響下，我國部門出口型企業(yè)受到的影響最為嚴重，導致市場格局發(fā)生轉變，企業(yè)利潤下降，因此這種經濟回落狀態(tài)必須引起重視。第三，我國現階段的就業(yè)問題很不樂觀。在金融危機的影響下，我國很多中小型企業(yè)，特別是珠三角，長三角地區(qū)的中小型企業(yè)相繼關門，生存壓力增大，因此造成就業(yè)難的現象。最后，在金融危機的影響下，國際收支格局必然出現多級分化的現象。造成我國貿易順差持續(xù)回落。

綜上我國經濟形勢下，在我國宏觀經濟發(fā)展的不同階段，所采取的財政政策取得的效果有所不同。就拿我國經濟蕭條時期和經濟過熱時期來比較，財政政策所表現的效果是不同的。對經濟形勢極為困難的情況下，積極財政政策會保持和促進經濟總需求的穩(wěn)定和一定程度的增長，可以有效防止經濟進一步下滑，對保持社會的安定帶來積極影響。

五、就財政政策對宏觀調控的建議和措施

就我國當前的經濟形勢以及宏觀經濟的理論策略，為保持經濟能穩(wěn)定快速的發(fā)展，因此對我國進行宏觀調控的最有效途徑是實行積極的財政政策，在財政收入快速增長而國家經濟增長緩慢的情況下，政府有必要采取積極的措施來提高我國經濟的發(fā)展。

首先，增加勞動人員的工資，提高工資收入，只要人們手中有錢不僅能緩解當前物價上漲壓力，還能促進人們的消費，進而刺激經濟的增長。

其次，進一步完善社會保障措施，增加對低收入人群和地區(qū)的財政幫助，有利于社會的整體穩(wěn)定。

第三，增加對基礎建設等的投資，包括對鐵路等的投入要增大，這是拉動內需最為有效的途徑。

第四，對農業(yè)來說，加大補貼，促進我國農業(yè)的發(fā)展，提高我國最為廣泛的消費群體的消費能力，有利于經濟的增長，社會的穩(wěn)定。

最后，調高個體稅收起點，盡可能降低利息稅，施行大規(guī)模的減稅措施。

通過以上的所有措施，我國經濟會在最短時間實現健康穩(wěn)定地增長。

六、結束語

綜上可以看出，財政政策對我國宏觀調控還是很有幫助的，認清我國的宏觀經濟形勢，針對目前存在的種種問題，政府及時做出應對措施，盡可能保持我國經濟的穩(wěn)定增長，盡量減少波動帶來的損失，使我國經濟保持穩(wěn)定快速健康發(fā)展。

參考文獻：

[1]徐恕勇.財政政策究竟在宏觀經濟中扮演著什么角色[J].經濟視角：下，2013（9）

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財政政策是凱恩斯主義者非常喜歡使用的宏觀經濟調控手段。他們認為，對總需求的調控，財政政策比之貨幣政策更有效，財政政策是一種最直接、最有效的手段。它既可以被用來變動總需求，以對付嚴重的通貨緊縮或者通貨膨脹，也可以被用來微調經濟，熨平經濟周期的較大的波動。財政政策的措施十分簡單明了，如果經濟正處于嚴重的蕭條時期，財政政策就采取“減收增支”的辦法，減收就是減稅，增支就是增加政府開支和增加社會福利的辦法。

減稅和社會福利的增加會使漏出減少，注入增加，會很快刺激總需求的增加。減稅和增加社會福利涉及到政府預算的制訂和實施，由于時間間隔較短，效應也就較顯著。在西方國家，減稅，主要是減個人所得稅，既減少漏出，又對個人的勞動和投資有一定的激勵作用。增加支出和社會福利的作用是直接擴大總需求。但是，減稅和增加社會福利究竟會使總需求增加多少，最終使gdp增加多少，很難作出估計。如果人們把減稅和增加社會福利的一部分錢用于增加對進口品的需求，并且邊際進口傾向較高的話，則總需求的擴大就不會很大了。

減稅和增加社會福利，對總需求的擴大作用甚小。增加政府支出是刺激經濟的一種最直接的手段。政府支出可直接作用于總需求，因而有較充分的乘數效應。同時，政府支出可以直接為宏觀調控目標服務，更有目的性和針對性。政府可以把資金用于基礎設施建設，一方面可以擴大總需求，另一方面可以解決國民經濟的瓶頸缺口，增加社會的生產能力。政府可以把資金用于經濟特別蕭條的地區(qū)以幫助該地區(qū)的經濟走出困境。政府可以把資金用于不太使用進口品的項目上，盡可能以乘數效應增加gdp.政府可以把資金用于增加就業(yè)的項目上，以減少失業(yè)人口。但是，政府支出如果花在基礎設施方面的話，就會耗費較長的時間，很難立竿見影。當然在對付長期性經濟蕭條方面還是有效的。不過，政府實施的項目往往由于缺乏責任心和管理，工程質量較差，很多被稱為“豆腐渣工程”，弄得不好會勞民傷財。

與解決通貨緊縮缺口的財政政策相反，如果經濟存在通貨膨脹缺口，經濟基本已達到了充分就業(yè)，凱恩斯主義者認為，此時就應當實行緊縮的財政政策，即增收節(jié)支的政策，增加稅收、減少財政支出。

從近代歷史看，在西方國家，只有在兩次世界大戰(zhàn)期間曾經存在過持續(xù)的通貨膨脹缺口，這主要是由于戰(zhàn)爭經費支出急劇增加所致。其余時候，基本上都是通貨緊縮缺口存在，通貨膨脹缺口只是暫時性地存在過。20世紀70年代西方國家存在過一個怪現象，就是在高通貨膨脹率的同時，失業(yè)率也上升，也就是滯脹。凱恩斯主義者把滯脹的原因歸結為在收縮總需求的同時，總供應也收縮了，這樣抵消了通貨膨脹的效應，但國民產出也下降了，結果社會生產能力沒有得到充分的利用，失業(yè)率上升。

總需求和總供應的同時萎縮會對總供應產生不利的影響。稅收的增加會對勞動和投資產生反激勵的作用，也會進一步推動成本推進型的通貨膨脹。政府支出的削減會對某些依賴政府支出的部門（如衛(wèi)生醫(yī)療部門、教育部門、公共交通部門等）產生嚴重的影響，減少政府對社會的公共提供。對基礎設施支出的削減會影響到國民經濟的長期增長。持續(xù)的通貨緊縮政策還會使私人投資減少。所有這些都會使國民經濟的生產能力減少。

經驗表明，對付通貨膨脹并不難，即使有的國家發(fā)生過嚴重的通貨膨脹，經過治理，也能平息下來，難的是在治理通貨膨脹的同時不引發(fā)通貨緊縮。

凱恩斯主義者認為財政政策或貨幣政策都可被用來微調經濟，只要政府對總需求實行有效的管理。所謂微調經濟是指通過政府實施財政政策和貨幣政策對經濟干預，以避免經濟周期出現較大的波動。與貨幣政策相比，財政政策作用更為明顯。文武之道，一張一弛。政府針對經濟的冷熱，實施相反的對策（逆向調節(jié)），如果政府在經濟蕭條時期采用擴張性的財政政策，在經濟高漲時期采用緊縮性的財政政策，則國民經濟的運行就會比自發(fā)運行的軌跡要平穩(wěn)得多。當然，政府要完全熨平經濟的波動是不可能的，也有可能由于對經濟形勢判斷失誤，使國民經濟秩序更加紊亂。

政府調節(jié)經濟的的主要問題是時滯。如果時滯效應很長，穩(wěn)定經濟的政策可能反而會成為“不穩(wěn)定的經濟政策。”因此，只要對經濟形勢判斷正確，財政政策制定和實施得當，經濟的波動雖然不可能完全消除，但國民經濟一樣可以實現相對平穩(wěn)的發(fā)展。

二、貨幣主義者對政府調節(jié)經濟的做法持反對態(tài)度

貨幣主義者反對把財政政策作為刺激經濟的手段的主要理由是：減稅或增加財政支出并不會對經濟有什么刺激作用，國民產出不會因此而增加，因為在擴大總需求的同時，貨幣供應也相應擴大了，增加的只是名義的gdp.從長期來說，擴大總需求的財政政策只能導致通貨膨脹。特別是在浮動的匯率體制下，這個結果更為明顯，因為總需求的擴大會使本國的貨幣貶值，從而使進口品和進口原材料價格上升，進一步推動通貨膨脹。在經濟蕭條時期，公共部門的借款需求會增加，擴張性的財政政策可能會使這種借款需求更高，結果可能會發(fā)生社會公眾的信任危機。利率可能會提高到更高的水平，最終會將擴張性財政政策的效應抵消掉。

貨幣主義者認為，財政政策必須要與貨幣政策相配合，才會產生持續(xù)的效應，說白了，貨幣政策是真正對總需求發(fā)生影響的因素。弄得不好，財政政策只會造成總需求更大的波動。實施財政政策可能涉及的問題主要是對三方面的效應要作出估計：（1）政府支出和政府稅收的變化對別的注入和漏出的影響程度究竟如何？（2）乘數和加速數的規(guī)模如何？（3）時滯效應如何？

貨幣主義者堅信市場的自身調整力量，認為上述的三方面的效應是很難估計的，宏觀經濟中出現的問題在很大程度上是可以自行得到解決的，所以財政政策是沒有必要實施的。

貨幣主義者認為有兩種不同的財政政策，一種是會引起貨幣供應變化的財政政策，另一種是不會引起貨幣供應變化的純粹的財政政策，兩者是有區(qū)別的。前者之所以會引起貨幣供應的變化有兩方面的原因，一是積極的財政政策和積極的貨幣政策往往同時實施，二是在實施財政政策的過程中會連帶出貨幣供應的變化，而貨幣供應與財政政策的同方向變化會抵消財政政策的效果，擴張性財政政策會引起貨幣供應的增加，收縮性的財政政策會引起貨幣供應的減少，結果對國民產出的變化無濟于事。再說，會引起貨幣供應變化的財政政策會對總需求發(fā)生影響，但這是貨幣供應變化的結果，而不是財政政策實施的結果。后者對總需求的刺激是有某些短期效應的，但由于時滯存在，要預測人們對財政政策的反應是很困難的，再加上各種復雜的經濟因素都會起作用，很難分門別類，對癥下藥，財政政策不可能把經濟調整到主觀設定的精確位置，微調經濟的目的是很難達到的。從長期來說，純粹的財政政策是無效的，對國民產出是沒有影響的，只會產生擠出效應，就是政府支出的增加會減少私人消費和投資的減少。

財政政策的貨幣效應究竟如何呢？財政政策和貨幣政策兩者密切不可分、實施財政政策的時候，或多或少會產生貨幣效應，純粹的財政政策（一點也不影響貨幣供應）幾乎是不存在的；實施貨幣政策的時候，也或多或少帶有財政政策的含義。真可謂你中有我，我中有你。

如果經濟正處于蕭條時期，本來財政預算是平衡的，政府為刺激經濟決定實施擴張性的財政政策，產生財政赤字。財政赤字的彌補方式有兩種，一種是政府直接向社會公眾發(fā)債，社會公眾把錢借給政府，這不涉及到貨幣供應的變化。政府利用財政赤字的同時，既刺激了總需求，也增加了貨幣的交易需求。另一種方式是政府向中央銀行借債，這種國債發(fā)行方式結果增加貨幣供應。

政府增加財政赤字，注入增加，可以刺激經濟增長，增加均衡的國民產出。政府支出的增加會使貨幣的交易需求也增加。如果財政赤字增加的結果使貨幣供應增加，市場利率可以因貨幣需求和供應同時增加而保持不變，由于市場利率保持不變，不會對投資產生影響，所以沒有擠出效應。如果財政赤字增加的結果沒有增加貨幣供應，市場的貨幣交易需求增加后使均衡利率上升，利率上升的結果就會使投資減少，產生擠出效應，注入量就會低于期望的水平，國民產出不會增加。

擴張性財政政策在貨幣供應不變的條件下，究竟是否一定會產生擠出效應就要看兩方面的變化情況。一是貨幣需求彈性，即貨幣需求對利率變化的敏感程度。貨幣主義者認為，貨幣需求是比較缺乏彈性的，同樣是靈活偏好曲線水平上移，利率會有較大幅度的上升。凱恩斯主義者認為貨幣需求是較有彈性的，總需求擴張后，對貨幣的交易需求也增加了，貨幣的靈活偏好曲線會上升，結果利率的上升幅度不大。二是投資彈性，即投資數量對利率變化的敏感程度。貨幣主義者認為，利率的變化會對投資額產生較大的變化。而凱恩斯主義者認為，投資額對利率變化通常是比較缺乏彈性的。投資者決定投資與否主要是取決于經濟形勢發(fā)展趨勢和所生產產品的銷售前景，而對市場利率的考慮并不放在首要的位置，利率的變化只對投資額產生較小的影響。

凱恩斯主義者認為財政政策的實施只會對利率產生很小的影響，對投資額的影響更小，所以，基本上不存在擠出效應?？傂枨蟮臄U大可能會通過加速器效應使投資額增加。貨幣主義者認為擴張性的財政政策會使利率明顯上升，從而對私人投資產生嚴重的影響，擠出效應明顯存在。他們的觀點是，政府必須要減少財政預算赤字。從長期來看，假使貨幣流通速度是穩(wěn)定的話，政府的擴張性財政政策會完全擠出私人投資。凱恩斯主義者與貨幣主義者由于在上述兩個問題上的分歧，導致兩者對財政政策實施的效應預期發(fā)生很大的偏差。

三、我國財政政策有效性問題研究

上述凱恩斯主義者與貨幣主義者在財政政策上的諸多分歧是在市場經濟條件的背景下產生的。我們不能照搬照套。我國積極的財政政策基礎是轉軌經濟，也就是國民經濟既有市場經濟的成分又有計劃經濟的影響。但實施積極的財政政策的原理是來自于凱恩斯主義。我們可以從凱恩斯主義者對財政政策的肯定性主張與貨幣主義者對財政政策的否定性意見中歸納出若干個主要問題結合我國的實際情況進行討論，以使我們在制定財政政策中避免一些盲目性，增加其有效性。

對增加財政支出如何看？我國實行積極的財政政策的最主要的措施是擴大國債的發(fā)行，增加基礎設施的投資。應當肯定，這種做法是行之有效的。通過基礎設施投資的增加，帶動了相關行業(yè)的生產，從而進一步帶動了消費和投資。從投資項目看，主要利用的是國內資源，因此，投資所產生的乘數效應較大。為什么實行積極的財政政策沒有出現貨幣主義者所擔心的問題呢？

首先，擴大總需求的財政政策沒有導致通貨膨脹。主要是兩方面的原因，一方面我國的生產能力確實有過?，F象，總需求的增加促進了生產能力的利用；另一方面，我國還沒有實行浮動的匯率體制，再加上出口情況尚可，總需求的擴大沒有使本國的貨幣貶值域者說本來是應當升值的），進口品和進口原材料價格沒有因之上升而引發(fā)成本推動型通貨膨脹。

其次，擴張性的財政政策雖然使公共借款需求更高，但在增加財政支出的同時，既增加了貨幣的交易需求，也增加了貨幣供應，沒有發(fā)生社會公眾的信任危機，利率也沒有提高到更高的水平（反而比以前降低了），擴張性財政政策的效應并沒有被抵消掉。

再次，擠出效應很小，甚至沒有。事實證明，積極的財政政策的實施對利率幾乎沒有產生實質性的影響，對投資額的影響更小，所以，基本上不存在擠出效應?？傂枨蟮臄U大可能會通過加速器效應使投資額增加。

在我國現行條件下，財政支出的啟、體效應是值得肯定的，需要研究的是結構性效應。增加公共投資的最大缺點就是缺乏資金有效利用的監(jiān)督，很容易引起浪費。所以，一方面要改進公共投資的管理和監(jiān)督機制，另一方面可以考慮縮小政府對公共設施的直接投資規(guī)模，把相當一部分資金用于與私人投資合股，或者增加財政貼息和無息貸款，更多發(fā)揮私人投資的作用，同時也可以擴大政府支出的乘數效應。

對減稅如何看？減稅政策是市場經濟國家在經濟疲軟時期實行擴張性財政政策的一個重要方面。但在我國，減稅對國民經濟不會有什么刺激作用，主要理由有兩條：（1）個人所得稅無論從絕對規(guī)模或者相對規(guī)模來看對國民經濟的影響都很小，不象西方國家個人所得稅要占全部財政收入的比重50％左右，減稅會對國民消費產生重大影響。（2）從我國個人所得稅結構來看，應當說繳納個人所得稅的人大多是中等收入以上的人群，他們的邊際消費傾向要比低收入的人群來得低，換言之，征收個人所得稅不會對中等收入以上人群的生活產生明顯的影響。同樣，如果對這部分人群實行減稅，只會增加他們的可支配收入，從而增加他們的儲蓄，不會明顯增加他們的消費。相反，如果對這部分人群增加個人所得稅，把這部分錢補貼給窮人則會增加國民經濟的消費水平。

對企業(yè)的減稅，照例是能夠減少漏出，增加注入的。我國原來財政收入的主要來源是國有企業(yè)，由于國有企業(yè)效益不佳，上繳的財政收入大幅減少，大部分企業(yè)已到了無稅可繳，即無稅可減的地步，但一些經濟效益較好的國有企業(yè)仍然承擔著上繳國家稅收的主要任務。減稅一方面會對國家預算產生重大的沖擊，缺乏可行性；另一方面，政府對這些企業(yè)開辟了別的籌資渠道，比如，國有企業(yè)上市籌資，銀行債轉股，繼續(xù)給予貸款支持等。從資金量上看，這些措施要比減稅大得多，有效得多。對非國有企業(yè)的稅收是否也可以減稅呢？當然可以。但是要研究減稅的效應。非國有企業(yè)的稅后利潤基本歸私人所有，減稅的結果會增加投資者個人錢包中的錢，而不會對投資者的當前消費行為產生實質性的影響。其直接效應是增加儲蓄。那么對他們的投資行為是否會產生刺激作用呢？減稅必然會提高稅后的投資利潤率，對投資會起到刺激作用，但決定投資的因素很多，因為投資是在不確定性條件下作出的，投資者決定投資與否，主要是對將來的經濟前景作出預期，而不是看眼前的稅收負擔。如果經濟前景不明，他們不會貿然投資。同樣，對企業(yè)的減稅也不能作為一種權宜之計，即對付通貨緊縮的一種臨時措施。如果企業(yè)普遍認為如此，則對企業(yè)的投資會產生更為不利的影響。

對自動穩(wěn)定器如何看？穩(wěn)定經濟的政策很多是得益于財政的收支具有自動穩(wěn)定器的功能。財政收支的逆向調節(jié)功能會使乘數效應減少，從而使經濟波動的幅度減少。但是，主要的武器靠的是每年預算的稅收和財政支出的自行變化，而不是政府對經濟形勢作出判斷后及時作出的對策。從我國歷年的財政預算安排來看，一般都是對財政收支的具體項目進行安排和平衡，并沒有出于對國民經濟速率的快慢作主動性的逆向調整。即使近兩年政府主動實施積極的財政政策，但在預算安排問題上也沒有作出過主動性的逆向調整。事實上，我國的財政預算是被動性的，也就是有多少收入安排多少支出；或者有多少支出必須組織多少收入，如果不夠，在盡可能壓縮的基礎上，政府再發(fā)行國債給予彌補。財政赤字的發(fā)生照例應與國民經濟蕭條時期相對應，但我國從改革開放以來，幾乎年年發(fā)生財政赤字，許多年份是處于通貨膨脹時期。近幾年國民經濟發(fā)生疲軟，政府盡管實行積極的財政政策，但是在預算安排上仍然采取審慎的原則，只是在國債上增加了發(fā)行額度，而沒有在財政赤字上故意擴大規(guī)模。特別是在組織財政收入上，政府不僅沒有實行真正意義上的減稅，而是實行了增收的措施。這說明政府實行的財政政策既是積極的，又是審慎的。同時又說明財政政策的逆向調節(jié)作用也是靠自動穩(wěn)定器在發(fā)揮作用。從我國財政收支的兩方面看，財政支出的自動穩(wěn)定器的作用似乎要比財政收入明顯。因為財政支出的許多項目是必不可少的，是不能削減的（比如公務員的工資、行政事業(yè)單位的經費、國有企業(yè)的基本開支等），在經濟疲軟時期也是要發(fā)生的，所以，對避免經濟的過分蕭條具有十分重要的意義。

從財政收入看，表面上近幾年財政收入不僅沒有減少，反而增加，是否會對國民經濟的復蘇產生遏制作用呢？我以為，這種遏制作用很小。根據經典的宏觀經濟學理論，在國民經濟蕭條時期，財政收入也會隨著國民收人的減少而減少，主動性的減稅會使漏出減少，注入增加。我國為什么在經濟疲軟時期財政收入反而會增加呢？我認為主要有兩個原因：（1）財政收入發(fā)生了結構性變化，本來財政收入的主要來源是國有企業(yè)，現在國有企業(yè)的效益普遍不好，其對國家的稅利貢獻急劇下降，這與宏觀經濟學的道理是一致的，但是，我國又處于經濟轉軌時期，非國有經濟（私營企業(yè)、外資企業(yè)和掛著集體企業(yè)牌子的私營企業(yè)）近幾年增長迅速，它們對國家的稅收貢獻卻有明顯增長；（2）政府加大了征收的力度，對本來應當征收的稅收征了上來，當然征收依據的是稅法，增加的財政收入主要也來自有非國有企業(yè)，可見，近幾年財政收入的增加并不是政府的財政政策實施的結果，而是自動穩(wěn)定器在我國轉軌經濟時期的特殊表現。

對我國實行宏觀經濟政策的微觀基礎如何看？宏觀經濟政策的實施應當建立在市場經濟的基礎之上的。如果我國的市場經濟體系已基本形成了，則宏觀經濟政策的效應會更加明顯。

我國市場經濟的的基本框架有待逐漸形成。本人以為，判斷市場經濟的基本框架形成與否至少有以下幾個標志：一是企業(yè)是否能按企業(yè)規(guī)則行事，比如是否有定價的自主權，也就是市場上的絕大部分商品的價格是由市場的供求關系決定的；是否有用工權，根據需要雇傭和解雇雇員。二是商品是否能在全國市場上自由流通，不受人為的限制和地方的保護及歧視。三是企業(yè)的形成與發(fā)展是否受到所有制的限制，特別是民營企業(yè)是否能夠根據市場競爭的原則可以自由進人或退出。四是社會資本是否可以根據市場信號自由轉移。五是是否形成一套與市場經濟相適應的行政、稅務制度與法規(guī)。根據這些標準衡量，我國市場經濟的形成尚有相當長的一段路要走。由于如此，宏觀的總量調控，就會遇到許多的人為障礙，不能收到理想的效果。因為總量調節(jié)的有效性的一個重要前提是，要有一個暢行無阻的傳導機制。比如，國家增加財政支出的目的是要通過乘數效應帶動整個國民經濟的發(fā)展，其前提就是要求企業(yè)對總需求的變化反應十分敏感，這樣才會產生連鎖反應，達到國民經濟倍數增長。如果其中某一環(huán)節(jié)，對總需求的反應并不敏感，就會使乘數效應大打折扣。

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關鍵詞:東南亞;財政政策;經濟增長;通貨膨脹

中圖分類號:F830.33 文獻標識碼:A 文章編號:1003-9031(2009)12-0045-04

一、引言

本次金融危機對包括東南亞國家在內的亞太地區(qū)造成了嚴重的沖擊,經濟增長萎頓、金融市場動蕩加劇、進出口大幅下滑、投資消費不景氣以及失業(yè)率不斷攀升,區(qū)域內各國政府因此面臨巨大的挑戰(zhàn)。在此形勢下,東南亞各國政府先后出臺了不同內容和規(guī)模的經濟刺激計劃,以維護社會穩(wěn)定并助推經濟復蘇。擴張性財政政策作為各國政府宏觀經濟調控的主要手段之一,在各國經濟刺激計劃中均有明顯的體現。

從國際理論研究和經濟增長的實踐經驗來看,對于不同的經濟體,由于經濟發(fā)展水平不同、財政政策傳導渠道和機制存在差異,因而導致財政政策的經濟增長效應各不相同。本文把東南亞地區(qū)看作一個整體,將印尼、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國和越南分別作為這個整體中的一個區(qū)域,運用各經濟體1990-2008年的相關數據,通過構建計量分析模型,研究各國財政政策的經濟經濟增長效應和對通貨膨脹的推動作用。把東南亞地區(qū)看作一個整體使得其財政政策效應的地區(qū)差異性對中國而言更具有啟示作用。同時,在當前東亞國家繼續(xù)積極運用擴張性財政政策以刺激經濟復蘇的背景下,研究其財政政策的效應和效率,對于我國更好地實施財政政策以促進經濟增長具有重要的參考借鑒意義。

二、文獻綜述

近年來,國內外學者對財政政策的經濟增長效應進行了大量的研究,但大部分文獻集中在政府支出和收入對產出的乘數效應、財政政策“擠出”與“擠進”效應等方面,而研究財政政策地區(qū)差異性的文獻較少,特別是對于東南亞地區(qū)各國財政政策差異性研究的文獻更是如此。一方面,Grier和Tullock[1](1989),Barro(1991)[2]等應用若干發(fā)達國家的經驗數據分析發(fā)現政府支出規(guī)模與經濟增長之間存在著負相關關系;另一方面,發(fā)達國家的經驗分析結果卻與其研究結果不同,發(fā)展中國家財政性的公共支出對經濟增長的拉動作用非常明顯。中國社科院課題組(2004)認為,東亞經濟群的成功超越經驗表明,在經濟起飛階段,由政府動員儲蓄,實行傾斜性的產業(yè)政策和在促進資本形成的領域實行大量的財政支出將有力地推動經濟擺脫貧困陷阱的束縛。處于低發(fā)展水平的經濟存在的最大障礙是沒有最初的推動力,資本缺乏,私人資本積累缺少動力和能力。這時政府對基礎設施進行投資、制定特定的產業(yè)發(fā)展政策和對企業(yè)技術給予支持,不僅可以減小了企業(yè)的投資風險,而且能夠使當地居民能夠快速擺脫貧困。[3]

另外,Fernald(1998)分析了美國高速公路建設的基礎設施投資對運輸密集行業(yè)的影響表明,超過飽和點的基礎設施建設對經濟增長的刺激作用將大大降低。[4]靳春平(2007)根據我國經濟發(fā)展的經驗數據運用VAR模型分別考察了東、西部地區(qū)的政府公共資本支出與地區(qū)經濟增長的長期均衡關系和動態(tài)響應關系,并對東、西部的財政政策效應進行了比較。結果表明,財政政策的經濟增長效應在空間上存在明顯差異,而且經濟發(fā)展水平較低地區(qū)的增長效應大大好于經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)。[5]

三、模型構建及數據來源

本文的主要目的是對東南亞地區(qū)各國間財政政策效應的差異性進行檢驗。在借鑒國外相關文獻思想的基礎之上,本文使用向量自回歸(VAR)模型進行研究。傳統(tǒng)的經濟模型一般需要預先區(qū)分內生變量和外生變量,但并不提供充分的理論說明,即外生變量為什么是外生的原因。而Sim(1980)提出的向量自回歸技術則是將所有要分析的變量都看作是內生變量,并且每個變量都依賴于自己和其他所有變量的滯后值,因而為解決分析系統(tǒng)中變量之間的同時性問題、分離各變量對自身和其他變量沖擊的動態(tài)反映提供了一個有用的框架。[6]本文在充分考慮相關變量的背景下,建立如下的VAR(p)模型:

(1)

其中 , ,,

其中, 、 、 分別代表i國在t時刻的人均GDP、財政支出和通貨膨脹率。

由于本文主要是考察東南亞各國的財政政策效應,考慮到樣本數據的可獲取性和代表性,選取了馬來西亞、印尼、菲律賓、新加坡、泰國和越南等6個東南亞國家,所有樣本的時間跨度為1990-2008年。各國人均GDP和通貨膨脹率數據均來自IMF網站(省略/)的數據庫;各國財政支出數據來源則分為兩部分,其中1990-2006年的數據來源于BOT數據庫,2006-2008年數據庫來源于亞洲開發(fā)銀行網站(省略/)。另外,各國的通貨膨脹率數據用各國每年CPI指標代替,且均以2000年為基期。

四、東南亞國家財政政策效應地區(qū)差異性實證分析

(一)數據平穩(wěn)性檢驗

由于研究中涉及的都是時間變量,因此須首先對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表1所示。通過ADF檢驗發(fā)現,除了印尼的LNGDP、LNFINA、LNCPI是一階單整序列外,馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南的LNGDP、LNFINA、LNCPI都是二階單整序列。根據協(xié)整序列的定義,只有多個時間序列都是同階單整序列,才能證明存在著協(xié)整向量。本文考察的東南亞6國中,各國的三個變量均是同階序列,因此可以通過協(xié)整方法對各國的經濟變量進行分析。

表1各國序列的ADF檢驗結果表

(二)協(xié)整檢驗

本文采用Johansen和Juselius的多變量系統(tǒng)極大似然跡檢驗法對變量間的協(xié)整關系進行檢驗。首先確定東南亞各國LNGDP、LNFINA、LNCPI的向量自回歸模型的滯后步長,其次根據AIC準則和SC準則最小化原理,得出最優(yōu)滯后步長為2,檢驗結果如表2所示。協(xié)整檢驗結果表明,東南亞各國的LNGDP、LNFINA、LNCPI均存在1-2個協(xié)整關系。

表2 東南亞各國相關變量的協(xié)整檢驗

(三)脈沖響應分析

脈沖響應函數主要用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來值的影響。通過對一個變量的沖擊直接影響這個變量,并且通過VAR模型的動態(tài)結構傳導給其他所有的內生變量。為了分析東南亞各國財政政策對本國經濟增長和價格機制影響的作用強度和周期,進一步說明財政政策對經濟增長的影響途徑,本文采用Cholesky分解方法,根據脈沖響應函數,識別東南亞國家財政支出對模型中各變量的沖擊效果,其結果見圖1。

圖1東南亞各國財政政策的作用效果

注:橫軸代表滯后階數,縱軸代表各變量對財政政策沖擊的響應程度,實線部分為計算值,虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。

從圖1中可以看出,東南亞國家財政政策的經濟增長效應存在明顯的地區(qū)差異性。就財政政策刺激經濟增長方面的效應而言,馬來西亞、印尼、新加坡、菲律賓和泰國的刺激效果存在著明顯的滯后效應。其中,馬來西亞與印尼表現出一定的相似性,均從第3期開始出現持續(xù)的正向響應,說明增加該兩國的財政政策的刺激力度能夠對本國經濟起到持續(xù)的刺激作用;菲律賓和泰國分別在第4期和第3期開始產生正的刺激效應,滯后均在-0.1%的上下波動,說明增加這兩國的財政政策刺激力度對其經濟增長的推動作用有限;新加坡則從第5期開始出現持續(xù)的正向響應,并于第6期達到最高點,說明新加坡的財政政策對經濟增長的沖擊具有相當長的滯后性。而越南的財政刺激對經濟增長的效應最為顯著且無滯后性,從第1期后開始出現持續(xù)快速的正向刺激作用并于第10期達到最高,近年來越南在財政支出的推動下人均收入得到快速增長的事實也驗證了這一點。

東南亞國家財政刺激政策對推動各國通貨膨脹的效應也存在差異。馬來西亞和越南的財政刺激政策直接推動通貨膨脹且效果顯著,說明增加兩國的財政刺激力度將能夠引起刺激物價上升的效果,且作用時滯較短。印尼、新加坡、菲律賓的財政刺激政策對通貨膨脹的沖擊具有較強的波動性。其中,印尼從第3期開始后出現持續(xù)的負向作用,說明在印尼國內財政刺激政策對拉動通貨膨脹不明顯,另有原因造成印尼近年來的高通脹問題;新加坡則從第2期出現正向作用外,第3、4、5期均是負向作用,第6期開始后出現持續(xù)的正向作用,說明財政政策對新加坡的通貨膨脹具有推動作用,但作用效果有限;菲律賓除第3期出現正向作用外,從第4期開始出現持續(xù)的負向作用,這說明增加財政刺激力度對推高菲律賓的通貨膨脹率并不明顯;而泰國的財政政策對通貨膨脹完全不起推動作用。

五、研究結論及對我國的啟示

(一)研究結論

綜上所述,本文得出如下研究結論。

1.東南亞國家財政政策的效應具有一定的時滯性。從財政政策的實際效果來看,除越南外,東南亞各國財政的經濟增長效應和對通貨膨脹的推動作用不能在即期顯現,而存在一定的滯后期。

2.東南亞國家財政刺激的效果存在明顯的地區(qū)差異性。在實施單一的財政政策背景下,東南亞各國財政支出對經濟增長的貢獻各有差異。從長期角度來考慮,增加單位財政支出對馬來西亞、印尼、新加坡、越南的經濟增長具有明顯的促進作用;相反,增加單位財政支出對菲律賓和泰國經濟增長的拉動效應并不明顯。

3.東南亞國家財政政策對通貨膨脹的推動作用存在顯著的差異。從長期來看,增加單位財政支出對推高馬來西亞、新加坡和越南的通貨膨脹效應十分明顯,而對印尼、菲律賓和泰國則較為有限。

(二)對我國的啟示

上述有關東南亞國家財政政策效應地區(qū)差異性的結論對于當前我國實施擴張性財政政策助推經濟復蘇具有一定的借鑒意義和啟示作用。

1.多種政策措施相配合,共同助推經濟復蘇。由于財政政策的經濟增長效應存在一定的滯后性,因此,經濟刺激計劃中必須包含多樣化的政策措施。比如,可以在推行擴張性財政政策的同時,輔之以寬松的貨幣政策、促進經濟轉型的產業(yè)發(fā)展政策和以加大對貧困群體救助為重點的社會保障政策等。

2.利用財政政策效應的地區(qū)差異特性,促進我國東西部經濟的均衡發(fā)展和快速復蘇。對東南亞國家財政政策效應地區(qū)差異性的研究為我國制定區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的政策提供了一個思路。由于財政政策效應存在地區(qū)上的差異性,在政府財力既定的情況下,旨在縮小地區(qū)經濟差距的財政政策可以適當向西部欠發(fā)達地區(qū)傾斜。在當前“保增長”、“保就業(yè)”的經濟背景下,政府財力適當的向西部地區(qū)傾斜將有利于經濟更為顯著的快速復蘇。越南財政政策的示范效應為我國提供了較好的理論和經驗案例。

3.避免由于過度擴張的財政政策所導致的通脹壓力。顯然財政政策對于推動印尼、菲律賓和泰國通貨膨脹的作用較為有限,但是增加單位財政支出對推高馬來西亞、新加坡、越南通貨膨脹的效應十分顯著。因此,在當前我國通脹預期較為明顯的情況下,更應關注由于擴張性財政政策實施所帶來的通脹壓力?！?/p>

參考文獻:

[1]Grier,G.and Cordon Tullock, “An Empirical Analysis of Gross―National Economic Growth”.Journal of Monetary Economics,1989,24.

[2]Barro,Rd.“Economic Growth in a Gross-Section of Countries”,Quarterly Journal of Economics.1991,104.

[3]中國社會科學院經濟研究所經濟增長前沿課題組.財政政策的供給效應與經濟發(fā)展[J].經濟研究,2004,(9).

[4] Fernald,John G.“Road to Prosperity? Assessing the Link Between Public Capital and Productivity”,American Economic Review,1998,Vo189,No.3.

[5]靳春平.財政政策的空間差異性及地區(qū)經濟增長[J].管理世界,2007,(7).

篇4

關鍵詞：財政政策；4萬億投資；有效性

中圖分類號：F812 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3198(2009)24-0071-01

1　4萬億元積極財政政策的出臺背景

我國政府于2008年下半年對宏觀經濟政策進行全面調整，從2007年的“雙防”向“全力保增長”調整，從緊縮性的財政政策和貨幣政策調整到寬松的財政政策和適度放松的貨幣政策。為應對本次全球性的金融危機，實現保增長、調結構的目標，我國于2008年11月出臺了總額達4萬億的財政刺激計劃，該計劃涉及“加快鐵路、公路、機場和農村地區(qū)的基礎設施建設”、“加快保障性安居工程的建設和科教文衛(wèi)事業(yè)的發(fā)展”、“全面實施增值稅轉型改革”等10項擴大內需的政策。

2　4萬億財政政策結構分析

2.1　政策實施工具

根據布蘭查德關于財政工具的分類，我們發(fā)現本次財政政策的具體政策細則包含投資性支出，轉移性支付，稅收調節(jié)三大方面。本次財政刺激政策所使用的財政工具是全方位的，這必然可以使得本次政策的效力有效地滲透到國民經濟的各個領域和層面，使其在短期之內得以充分、快速的顯現。

2.2　投資結構

首先，可以看出本次刺激計劃最重要的短期手段仍然是基礎設施建設，最終用于其他方面的資金大約28％，激勵方案較少體現市場機制內的調整，政府直接參與經濟生活的痕跡明顯。從短期而言，很難馬上說清其優(yōu)劣。但從經濟發(fā)展的長期乃至經濟復蘇之后看，此次的刺激手段的負面影響不少。

其次，我國對基礎設施的大力投入，對長期的經濟增長沒有根本性的扶持作用，并且會剝奪未來增長的機會。

最后，此次4萬億計劃中，安居保障工程所占的比重較過去有明顯上升，這無疑體現了對提高社會弱勢群體福利的一種政策傾斜，但距離我們應達到的目標還較遠。

2.2.2　投資的資金來源配比

這4萬億投資計劃中，中央政府只承擔1，18萬億元，其他將近3萬億元要靠地方政府和社會資本來承擔。但是，4萬億元投資計劃出臺后，地方政府爭相申請項目，公布的配套投資計劃總額高達18萬億元，幾乎3倍于2008年中國全年的財政收入。2月4日，中央政府2000億元左右的地方政府債券的發(fā)債額度在春節(jié)前已分配完畢。中央政府對發(fā)債的動作如此之快，很難說不是情勢逼人的結果。

3　4萬億元積極財政政策的效用評析

3.1　短期效應

3.1.1　理論分析

從我國目前危機的形成機制和經濟運行結構這兩方面考慮，我國此次4萬億的積極財政政策對于消化我國的過剩產能，并使得國民經濟得到量上無“擠出效應”的擴張是必然的，那么下面我們將從經濟運行數據的實證角度來考證4萬億的積極財政政策是否達到了預定目標。

3.1.2　實際經濟運行數據分析

由于中國經濟與社會的諸多問題和矛盾必須在一定的經濟增長速度下才有空間和資源加以解決，所以本次4萬億元積極財政政策的目的之一是保證GDP在2009年有8％的增長率。根據國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計情況看，積極財政政策的效應已經逐步顯現，在堅實的增長基礎上，我國GDP保八的目標基本能夠實現。

從國內生產總值的增長變化角度來看，今年第一季度我國的國內生產總值與去年同期相比增長6.1％，與2008年第四季度的6.8％相比，盡管增幅仍在下降，但下降幅度明顯收窄。在積極財政政策支持下，宏觀經濟急速下滑的趨勢已得到抑制。

今年第二季度我國的國內生產總值與去年同期相比增長7.9％，到第三季度增長已達8.9％，回暖反彈的形式以已經十分明顯，第四季度的增長幅度必然擴大。初步測算，我國前三季度的國內生產總值為217817億元，按可比價格計镩，同比增長7.7％，實現全年GDP8％的增長目標已無懸念。

總體上看，經濟運行已基本完成觸底，現在正呈現出筑底回升的態(tài)勢，積極財政政策已經開始顯現出效應。

3.2　長期效應

3.2.1　對經濟增長方式和經濟結構的長期影響分析

我國目前的增長模式是“投資促進型十出口拉動型”的互動機制，總供給是以出口為導向的，但是當外部需求萎縮時，消化過?？偣┙o的壓力就轉到了內部需求上來。由于我國長期以來缺少刺激國內需求的相關政策措施，因此，短期內緩解危機的有效方式必然是通過政府主導的投資和消費來擴大總需求，但是不容忽視的是，大規(guī)模的政府消費和政府投資也將不利于國內居民消費的刺激和拉動。

3.2.2　對金融秩序的長期影響分析

關于4萬億財政政策資金來源而言，無論是中央出資還是地方出自，可以明確的是其主要依靠銀行貸款。如果投資的效益、質量得不到保障，那么較低的回報率將不足以彌補銀行的貸款利息，而銀行系統(tǒng)將會受到的沖擊，這不僅會影響政府的信用還會沖擊貨幣和匯率的穩(wěn)定，嚴重的話將我國的金融體系中形成一場危機。

3.2.3　政策執(zhí)行方面的長期影響分析

對于各個地方政府的投資計劃，大部分地方政府的投資計劃都是為了爭取到更多的中央刺激資金而倉促制定的，不僅在可行性上存在很多問題，而且會為地方和全國的中長期經濟發(fā)展埋下潛在的危機，主要表現在兩方面：一方面，地方財政的可持續(xù)性問題會使中央審批給地方的投資項目有不能完成的可能性；另一方面，在缺乏充分考察的基礎上而倉促制定的投資計劃會使投資項目的整體性和長期性受到質疑。

篇5

關鍵詞：財政補貼政策；國家糧食安全；灰色關聯度分析法

中圖分類號：F812.8 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2015）11-0110-02

我國從20世紀50年代開始對糧食生產實行財政補貼政策，這種財政補貼政策是以價格支持為主的間接性財政補貼。截止到目前，我國實行糧食直接財政補貼政策已有13年，隨著我國新型城鎮(zhèn)化、農地產權制度改革和城鄉(xiāng)建設用地制度并軌等方案的不斷實施，耕地面積特別是糧食種植面積受到影響，農村糧食生產規(guī)模、結構發(fā)生了一定的變化。在新的大背景下，糧食財政補貼政策對糧食安全保障的效果是否能有效達到政策的預期效果值得探討。

一、保障國家糧食安全的指標體系與糧食財政補貼基本范疇

（一）國家糧食安全指標體系構建

國家糧食安全的測度是一個基于對國家糧食安全內涵的本質理解、系統(tǒng)特征的選擇及其觀察數據的可用性，遵循指標設定原則而進行綜合評價的過程。本文是從國家的角度探討糧食安全，即為了實現糧食生產的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，保持糧食供求結構以及總量基本的平衡，滿足人們在任何時候都能以正常、合理的價格獲得足夠安全的糧食這一目標，國家采取相應的政策措施，包括經濟、法律、行政等多種手段，對糧食生產、流通與消費進行有效、適當的調控，確保國家糧食安全。其內涵可以概括為“充足的數量，適當的糧價，合理的儲備、放心的質量、安全的生態(tài)”。由于國家糧食安全的整體性和復雜性，評價其安全狀況的指標也應當體現層次性、整體性、系統(tǒng)性。因此，在設計國家糧食安全指標時應遵循全面性、代表性以及可操作性原則，本文將國家糧食安全指標體系分為宏觀指標和微觀指標兩個層次共10個指標，具體指標體系如表1。

鑒于目前我國保障國家糧食安全的財政補貼政策主要是針對糧食數量安全，而關于保障糧食質量安全和糧食生態(tài)安全財政補貼政策至今還沒有具體的規(guī)定，即便有所提及也只是作為保障糧食數量安全的輔助政策。因此，本文以糧食數量安全為切入點，對保障我國糧食安全的財政補貼政策效果展開研究。

（二）糧食財政補貼的基本范疇

從20世紀50年代開始的間接性財政補貼政策到2004年推行的糧食直接財政補貼，經過多年不斷的發(fā)展和完善，目前我國初步形成了以收入性補貼與生產性補貼相結合，綜合性補貼與專項性補貼相配套以及以糧食最低收購價為保障的糧食財政補貼政策體系。

綜合性收入糧食財政補貼政策包括糧食財政直接補貼政策和糧食農資綜合補貼政策。之所以說這兩項補貼政策是綜合性收入糧食財政補貼是因為國家財政按一定的補貼標準和耕地種植面積，通過“一卡通”或者“一折通”或者直接發(fā)放現金的方式，把補貼金直接發(fā)給種糧農民手中，直接增加了種糧農民的收入。因此，這兩項糧食財政補貼政策屬于綜合性收入補貼。

生產性專項財政補貼政策包括良種補貼和農機具購置補貼兩類。該項政策實施的目的是提高我國糧食生產的質量和糧食生產效率，從而實現糧食增產、農民增收，保障國家糧食安全的目標。

二、糧食財政補貼政策對保障國家糧食安全效果的灰色關聯分析

（一）研究方法與數據

1.研究方法

針對保障國家糧食安全財政補貼政策的效果評價，本文采用灰色關聯分析法。灰色關聯分析是灰色系統(tǒng)理論重要組成部分，是基于行為因子序列的微觀或宏觀幾何接近，以分析和確定因子間的影響程度或因子對主行為的貢獻測度而進行的一種分析方法?；疑P聯分析方法彌補了其他數理統(tǒng)計分析法的不足。它對樣本量多少、樣本有無分布規(guī)律的要求不大，簡單方便，易計算，其計算步驟如下。第一，根據研究的對象和評價目的，確定評價的指標體系，即確定反映系統(tǒng)行為特征的母序列和影響系統(tǒng)行為相關因素的子序列Xi。第二，無量綱化處理，本文采用初值像。第三，求母序列與子序列的絕對差序列，確定兩極最大、最小差。第四，計算關聯系數。

2.數據來源與指標的選取

本文研究的時間跨度為2002-2013年，所使用的數據來源于2002-2014年《中國統(tǒng)計年鑒》、農業(yè)部、財政部等官方網站以及其他相關網站搜集到數據。以反映國家糧食數量安全的糧食總產量X01，糧食人均占有量X02，糧食作物播種面積X03，糧食自給率X04四個指標為參考序列，比較序列分別是X1“糧食直接補貼額”、X2農資綜合補貼額、X3良種補貼額、X4農機具購置補貼額。

（二）糧食財政補貼政策對保障國家糧食安全效果的灰色關聯分析

1.關聯度計算

根據無量綱化數據處理結果求出參考序列與比較序列之間的關聯系數roi（k），繼而計算出Xoj與Xi的關聯度rji，其中j=1，2，…，4，i=1，2，…，4，得到關聯矩陣如下。

2.實證結果分析

篇6

關鍵詞：中小企業(yè)；財政政策；政府稅收；配套政策

一、中小企業(yè)發(fā)展

目前，中小企業(yè)的數量逐年增加。隨著數量的不斷增加，也帶動了大批畢業(yè)生就業(yè)問題，緩解長期以來勞動力供需不平衡的壓力。中小企業(yè)發(fā)展迅速，企業(yè)利潤也不斷增加，是國家財政收入的重要來源。但是，中小企業(yè)在發(fā)展中也面臨著很多難題，如融資困難，規(guī)模小難以實現規(guī)模效應等。中小企業(yè)的發(fā)展受到了我國財政政策各方面不完善之處的影響，阻礙了中小企業(yè)的高速健康發(fā)展。

二、促進中小企業(yè)發(fā)展的現行財政政策的不足之處

1．稅收政策的不足

首先，增值稅存在的不足之處。增值稅改革仍然存在重復征稅的問題。對于中小企業(yè)而言，由于中小企業(yè)在資本構成方面比不上大企業(yè)，中小企業(yè)的稅負仍比較重。此外，按照國家稅收相關規(guī)定，小規(guī)模納稅人不得開具增值稅專用發(fā)票，考慮到進項稅額抵扣問題，也影響中小企業(yè)的發(fā)展。其次，營業(yè)稅存在的不足之處。2011年11月起，國家調增了營業(yè)稅起征點，由于通貨膨脹的影響，對中小企業(yè)而言不會產生優(yōu)勢作用。同時考慮到營業(yè)稅在服務業(yè)中所占的比例是非常高的，很顯然，這會對中小企業(yè)的發(fā)展產生消極的影響。

2．財政支出政策的不足

一方面，政府為中小企業(yè)發(fā)展設立的基金方面的不足之處。中小企業(yè)數量與政府投入的基金成反比，難以解決中小企業(yè)發(fā)展中的資金問題。同時由于對基金項目管理缺乏，使得很多高新技術方面的企業(yè)對不能迅速得到政府資金的支持，影響中小企業(yè)的融資。另一方面，政府采購存在的不足之處。一般而言，政府采購對被采購方的要求非常嚴格，必須具備相應的資質和資格，同時對相應的技術指標要求也很高，可謂是高標準。但是中小企業(yè)由于自身的發(fā)展規(guī)模有限，各個方面的標準都難以滿足政府采購的要求，一般中小企業(yè)難以參加政府采購，這項政策也對中小企業(yè)發(fā)展不利。

3．配套政策的不足

第一，信用擔保體系不完善。目前，中小企業(yè)在擔保規(guī)模這塊無法與大企業(yè)抗衡，據統(tǒng)計，中小企業(yè)無法落實抵押而遭到拒貸的比例高達32．3％，因無法落實擔保而遭到拒貸的比例高達23．8％，總拒貸率高達56．1％。政府的信用擔保機構、民營擔保機構以及銀行無法對中小企業(yè)形成良好的補償制度。再加上相關擔保法律的不健全，影響了擔保行業(yè)的發(fā)展的同時也影響中小企業(yè)的發(fā)展。第二，公共服務平臺影響范圍小。公共服務平臺的建設并不完善，大多數公共服務平臺在建設中缺乏對自己軟件的建設，需要加強對服務質量和服務能力的提升。受到國家政策和產業(yè)結構轉型升級的影響，公共服務平臺只考慮服務于技術層面，忽視了其他的服務功能，使得中小企業(yè)很難得到完善的服務。第三，企業(yè)員工的社會保障體系尙不完善。中小企業(yè)發(fā)展最大的問題是資金融通。企業(yè)內部員工的社保費用給中小企業(yè)形成一定的財務負擔。社會保障體系對企業(yè)的長期發(fā)展來說具有巨大的益處，可以保障員工利益，為公司贏得人才優(yōu)勢，為企業(yè)發(fā)展注入智力支持。

三、財政政策完善的建議

1．稅收政策

首先，完善增值稅制度。調整小規(guī)模納稅人的起征點，尤其是調整對高新技術的中國區(qū)域發(fā)展不協(xié)調影響著中國經濟的發(fā)展，而對增值稅的調整充分考慮區(qū)域發(fā)展的協(xié)調性，對經濟發(fā)展薄弱地區(qū)的中小企業(yè)增值稅征收率應進一步降低，促進中小企業(yè)的轉型升級和發(fā)展。繼續(xù)推動增值稅的擴圍改革。增值稅統(tǒng)一征收可以結束稅制結構復雜的局面，促進中小企業(yè)優(yōu)化升級。其次，完善營業(yè)稅制度。繼續(xù)調高企業(yè)營業(yè)稅的起征點，發(fā)揮營業(yè)稅的激勵作用。對技術型中小企業(yè)稅負進行適當減免，提升中小企業(yè)競爭力。最后，完善企業(yè)所得稅制度。需要給予中小企業(yè)所得稅的更多優(yōu)惠支持，降低對中小企業(yè)的高新技術企業(yè)的標準，扶持其繼續(xù)發(fā)展。

2．財政支出政策

政府基金方面，一方面需要加強完善政府基金的管理，擴大政府投入和資金支持力度，從一定程度上解決中小企業(yè)資金缺口問題。在政府支持方向和范圍進行重點調整，考慮到中小企業(yè)不同的企業(yè)類型，應對不同的企業(yè)施于不同力度的政策資金扶持，對高科技，高質量的科研項目需要重點優(yōu)先支持。政府采購層面，一方面，保證政府采購的透明度，以更加公開、公正的原則，讓更多的有著較強實力的中小企業(yè)參與到政府采購中，保持其與大企業(yè)在信息使用上共享，公平競爭。另一方面，中小企業(yè)的發(fā)展離不開本土經濟的發(fā)展和政府的幫扶，地方政府應當擔起扶持中小企業(yè)發(fā)展的責任，給予其更多的優(yōu)惠政策，幫助其又好又快發(fā)展。

3．配套政策

首選，完善擔保體系。擴大中小企業(yè)的擔保規(guī)模，鼓勵地方金融機構建立對中小企業(yè)的擔保制度。通過擔?；鸬脑O立來解決拓寬中小企業(yè)的融資渠道。其次，完善中小企業(yè)社會保障體系。依據國家相關規(guī)定，確定合理的保障水平，合理確定社保比例。社會保障預算對社會保障而言意義重大，需要建立合理預算體系。最后，加強對公共服務平臺的建設，使其對中小企業(yè)提供的服務能夠多元化，同時提升自身的服務能力，提高服務質量。擴大服務范圍，解決中小企業(yè)發(fā)展中的需求，推動中小企業(yè)更好發(fā)展。

參考文獻：

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［2］汪麗，楊琳．財政補貼提升中小企業(yè)市場競爭力研究［J］．中國外資，2013，（24）．

［3］劉磊．中國企業(yè)所得稅改革［M］．北京：中國財政經濟出版社，2009．

［4］孫玉棟．中國稅收負擔問題研究［M］．北京：中國人民大學出版社，2010．

篇7

關鍵詞:房地產市場；財富效應；房地產價格

中圖分類號:F294.6 文獻標識碼:A 文章編號: 1001-6260（2009）02-0024-08

一、引 言

根據《新帕爾格雷夫經濟學大辭典》的解釋，財富效應（wealth effect）是指“貨幣余額的變化，假如其他條件相同，將會在總消費開支方面引起變動”（伊特韋爾, 1996）。財富效應常被稱作庇古效應或實際余額效應。庇古在1941年出版的《就業(yè)與均衡》一書中對實際余額效應原理進行了詳細闡述，即在完全競爭條件下，當衰退期間物價下跌時，居民真實現實余額會增加，財富凈值提高，消費者的消費欲望隨之增長（Pigou, 1941）。Friedman（1957）認為：“人們的消費支出主要不是同他的現期收入有關，而是與他的可以預計到的‘持久收入’有關，‘持久收入’等于預期今后全部收入之和以及債務應付利息和生息資產的應收利息?！?Zeldes（1989）認為：財富多的消費者更容易從信貸市場獲得貸款，滿足其流動性需求；當預期在未來某一階段收入上升時，就會利用非人力財富向信貸機構獲得流動性，從而提高當期的消費水平。財富較少或缺乏財富的消費者則面臨嚴格的流動性約束，即使預期未來收入會提高，也會因為無法獲得流動性而不能提高當期的消費水平。Ludvigson（1999）對美國股票市場財富效應進行研究后認為，股票財富與社會總消費之間具有顯著的正向關系，股票財富每增加1美元，消費將增加3~4美分，這種關系并不穩(wěn)定，而且很難消除這種不穩(wěn)定性。Maki（2001）利用不同收入階層和不同教育水平的數據研究，認為20世紀90年代后期美國股市的優(yōu)異表現給最富裕階層帶來了收益，但大多數美國家庭由于擁有相對穩(wěn)健的金融資產，他們的凈財富并沒有隨著股價的暴漲而增加。Engelhardt（1996）運用PSID數據對房價上漲與當前有房者消費之間的聯系進行了直接檢驗，估計來自有房者房產的真實資本收益的MPC大約為0.03，但這會因行為反應的不對稱性而有所上升。Case等（2001）利用14個國家的面板數據對股票市場財富效應和房地產財富效應進行比較，研究發(fā)現證券市場財富效應相對較弱，住房資產價格對消費的影響很強，彈性系數在0.11到0.17之間。

國內學者李振明（2001）通過對中國股市1999年5.19行情后的財富效應的分析，發(fā)現中國居民從股市獲得的收益主要用于股市再投資或投機，很少用于大規(guī)模消費，即股市的財富效應對刺激消費只具有很小的影響，股市的財富效應低于0.044。李玉山等（2006）研究認為，短期來看，住房資產的財富效應為負，長期來看，住房資產的財富效應為正，為了發(fā)揮住房資產的財富效應，需要強化住房資產市場發(fā)展的措施，如消費信貸、住房資產證券化等。劉建江等（2005）通過LC-PIH模型深入分析了房地產財富效應的作用機制，即持續(xù)上漲的房地產價格既增加公眾財富又增強市場信心，引起短期邊際消費傾向上升，認為房地產財富效應比股市財富效應具有更強的影響力，持續(xù)下跌的房地產價格所形成的負財富效應同時會對經濟增長產生副作用。鄔麗萍（2006）從財富效應的視角分析了房地產價格上漲對宏觀和微觀經濟的影響，認為房地產財富效應影響居民的消費決策，影響消費支出總額及結構，進而影響社會總需求并最終影響宏觀經濟增長；房地產價格上漲的財富效應通過影響居民收入差距，成為貧富懸殊的重要因素，最終將對宏觀經濟增長產生重要影響。政策的制定者必須從財富效應的視角關注房地產價格的波動，發(fā)揮貨幣政策和稅收政策的杠桿作用，保持房價的穩(wěn)定和合理上漲。宋勃（2007）分析了房地產市場財富效應傳導及對宏觀經濟的影響，在考慮通貨膨脹的條件下，對中國房地產價格和居民消費關系進行了實證檢驗。

中國居民的財富特征與發(fā)達國家居民的財富特征有著明顯不同。體制轉型的同時住房分配制度也由原來的平均分配向市場化方向發(fā)展，分房福利制度的取消實現了中國家庭住房資產的私有化。2007年中國住房自有率達到了85%以上，較美國的66%高出19個百分點。房地產作為國民經濟支柱產業(yè)地位的進一步明確，使房地產財富效應日益成為學術界研究的熱點問題。目前國內關于房地產財富效應的性質、成因及其機制等方面的研究較多，對于財富效應測度方法及實證的研究相對較少。本文基于VAR模型的協(xié)整理論和向量誤差修正模型，采取實證研究方法，結合較長時期的時間序列對中國房地產財富效應進行深入研究。

二、房地產財富效應測度模型

（一）房地產財富效應傳導

房地產財富效應是由于房地產價格變化導致房地產所有者財富變化，資產組合價值增加或減少，影響短期邊際消費傾向，促進或抑制經濟增長的效應。這一效應包括房地產價格波動對房地產本身消費和投資的影響，其傳導過程如同股票市場一樣，實質也是虛擬經濟作用于實體經濟的過程。

1.兌現的財富效應。房地產資產占居民家庭財富的比重較大。房地產價格的上升導致持有者凈資產財富的增加，誘導其現期消費的增加。房地產價格上升帶來的直接收益，使持有者可以通過抵押貸款或出售房地產的形式來實現房地產收益，這種實現的收益將對個人消費支出產生積極的影響，從而實現房地產的財富效應。

2.未兌現的財富效應。如果房地產價格上漲，即使房產持有者并沒有再融資（諸如抵押貸款）或出售房產，但由于財富貼現值的增加，這些擁有房產的消費者將預期他們比以往更加富有，這種沒有實現的財富仍然可以刺激當期消費，從而實現房地產的財富效應。

3.預算約束效應。房地產價格上漲將對承租者個人消費產生消極影響，承租者不得不支付較高房租，預算約束更加緊張，從而不得不減少個人消費；對于出租者來說，房地產價格上升意味著其收入上升，將對其個人消費產生積極影響。Ludwig（2001）研究認為，預算約束效應對房地產出租者也具有約束效應：房地產價格上漲提高房租的同時，住房配套性設施費用和服務價格也將隨之上升，從而增加了出租者的預算約束。

4.流動約束效應。房地產價格變化導致投資者的資產組合價值發(fā)生變化。當房產價格上升時，對于作為房產持有者的居民來說，其金融資產價值也上升，消費者陷入財務困難的可能性下降，耐用消費品的支出也會相應增加，于是社會總消費擴大，總需求曲線右移；反之，如果房產價格下降，消費者陷入財務困難的可能性較高，將減少流動性小的耐用消費品支出。對于尚未擁有房屋或者即將購買新房屋的居民來說，如果房價上漲，消費者會要求取得更多的貸款來應對房價上升，若信貸緊縮或金融系統(tǒng)不能為這種貸款需求提供支持，家庭可能減少住宅消費支出。

5.替代效應。較高的房價意味著將要計劃買房的家庭可能降低消費標準，因為面對較高的首期付款和未來更多的貸款，選擇較小的房子或減少當前消費是家庭必然的選擇。房地產價格不斷攀升，將可支配收入中的很大一部分花費在房地產購買上，同時減少對其他耐用消費品的支出，這必然導致居民需求總量的下降，進而影響整個國民經濟的健康發(fā)展。

6.信心效應。資產價格作為經濟系統(tǒng)的指示器，其價格的趨勢性變動反映了未來收入預期與價格預期的變動趨勢。Friedman（1957）的持久收入理論表明，消費者在某一時期的收入等于暫時性收入加持久性收入，在某一時期的消費等于暫時性消費加持久性消費。其中，暫時消費與持久消費之間不存在固定比率，與暫時收入也不一定存在固定比率，只有持久收入與持久消費之間存在著固定比率。如果房地產市場在一段相當長時期內持續(xù)繁榮，則投資者得自于房地產的收益將由暫時收入轉化為持久收入，從而增強市場信心；房產所有者的消費增加所產生的示范效應，又帶動其他家庭消費，進一步增加市場信心。

（二）房地產財富效應測度模型的建立

理論界對資產財富效應測度方面的研究，一般是基于Friedman的持久收入假說或Modizliani的生命周期假說框架進行的。按照Hadjinatheou（1987）的消費行為理論，消費者現期消費不僅與現期收入有關，而且與消費者以后各期收入的期望值、開始時的資產數量和年齡有關；消費者一生中消費支出流量的現值要等于一生中各期收入流量的現值。這里將財富作為總消費最重要的決定因素，資產財富效應與收入和消費的關系可以通過建立如下模型表示：

C=αWr+βθYt+β(1-θ)Yt-1 0＜α,0＜β,0＜θ＜1（1）

其中：α為財富的邊際消費傾向；β為收入的邊際消費傾向；Wr為實際財富（或稱非勞動收入）；θ為收入增量中的持久性收入的比率，它與持久性收入預期最為相關，即當收入變化實際上是持久的或者長期的，那么消費者在他們收入發(fā)生變化時將相信這種變化大多數是持久的，此時具有較高的θ值，反之θ值較低，θ的變化直接影響MPC（短期邊際消費傾向）的變化，或者說消費信心的變化；Yt為當年可支配勞動收入，Yt-1為上一年可支配勞動收入。

Blanchard等（1989）認為一個理性的消費者會使自己一生的消費Ct的效用Ut最大化，θ是時間偏好率。在每一個時間段，消費者的預算約束意味著在時間段末的資產Tt+1是期初的資產Tt與勞動收入Yt之和減去當期消費的函數，其中利率為rt?；诖?，模型可以表示為：

MaxEt∑Tt=0(1+θ)-tU(Ct)（2）

s.t.Tt+1=(1+rt)(Tt+Yt-Ct)（3）

式（2）中Et表示期望值，那么最優(yōu)化的一階條件意味著以下最優(yōu)消費方程成立：

Ct=r/(1+r)Tt+r/(1+r)∑T=∞k=0(1+r)-kEtYt+k（4）

式（4）表示時間t的消費是當期資產及未來收入期望的貼現。若假設消費者的收入服從一階自回歸過程（Autoregressive Process of Order One,AR（1）），則可用當期資產和當期收入的函數來表示消費方程：

Ct=βTt+γYt（5）

其中，Tt表示各期資產存量。利用實際統(tǒng)計數據資料建立模型時，由于一般家庭資產存量指標難以統(tǒng)計，可以將式（5）轉化為一般形式：

Ct=βTt+γYt+εt（6）

將式（6）中的Tt表述為：Tt=Yt-1-(βYt-1+γTt-1)+Tt-1=Yt-1-βYt-1+(1-γ)Tt-1

由Ct-1=βYt-1+γTt-1，有Ct-1-βYt-1=γTt-1，從而Tt-1=1γCt-1-βγYt-1。

將其代入Tt表述為：Tt=Yt-1-βYt-1+1-γγCt-1-β(1-γ)γYt-1=γβγYt-1+1-γγCt-1

代入式（6）得：Ct=βYt+(γ-β)Yt-1+(1-γ)Ct-1+εt

去除產生共線性的Yt-1，引入常數項，得計量模型：

Ct=γ0+γ1Yt+γ2Ct-1+εt（7）

對于Modizliani模型的檢驗，可采用兩種不同的方法。在缺乏可利用的合乎要求的資產數據情況下，可采用式（7）；在有可利用資產數據的情況下，采用以下估計式：

Ct=βYt+γTt+φCt-1（8）

式（8）是由Stone（1974）在擬合英國1949―1970年財產消費的年度數據時采用的公式，Modizliani（1954）認為公式接近生命周期假定，并將居民資產分為實物資產和金融資產。式（8）可進一步轉化為：

Ct=βYt+γJRt+φZFt（9）

在式（9）中，Yt代表居民可支配收入，JRt代表城鎮(zhèn)居民金融資產，ZFt代表實物資產。城鎮(zhèn)居民金融資產是指城鎮(zhèn)居民持有的以貨幣、銀行存款，包括各類債券和股票在內的有價證券、保險儲金等各種形態(tài)存在的有形財富，是城鎮(zhèn)居民可支配收入在用于消費和固定資產投資后的余額。

模型中的數據一般只能通過抽樣調查取得，即使得到了有關實物數據，也因其種類繁多、形態(tài)和品質各異及市場價值的變化，難以進行折舊和估價。因此，為了提高研究的有效性，綜合國內外學者的研究，本文選取社會消費品零售總額（TSC）作為表示中國居民消費需求的指標；由于房地產財富持有者主要是城鎮(zhèn)居民，所以用城鎮(zhèn)居民可支配收入（DIU）表示收入具有合理性和代表性；為了更全面地分析房地產的財富效應，我們在實際分析時引入通貨膨脹指標。國內對通貨膨脹率（IR）有兩種衡量方法，即消費者價格指數（CPI）與商品零售價格指數（RPI），兩者最主要的區(qū)別是消費者價格指數將服務價格計算在內。我們選用消費者價格指數作為衡量通貨膨脹率的指標。由于得到的CPI數據是月度數據，在計算中通過三項移動平均求出季度CPI數據，即可求出通貨膨脹率。房地產財富變化用全國房地產銷售價格指數（RSI）表示，而非用房地產固定資產投資額作為相應指標，是基于RSI更能表示房地產財富增（減）值的考慮。由于中國房地產數據公布比較晚，選取年度數據易導致觀測變量個數過少，故本文采用指標的季度數據，以使研究更加深入。時間跨度為1996年第1季度至2007年第4季度。

三、實證研究

（一）變量和數據選擇

以社會消費品零售額作為居民消費額指標值，以城鎮(zhèn)居民可支配收入作為收入指標值，以房屋銷售價格指數作為房價指標值，居民消費價格指數作為通貨膨脹指標值，根據各年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國經濟景氣月報》可以計算出1996―2007年居民消費和房地產價格的季度數據，并對其進行單位根檢

驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗。其中：社會消費品零售總額（TSC）數據主要來自中宏數據庫并經過計算整理；城鎮(zhèn)居民可支配收入（DIU）數據來源于中國人民銀行統(tǒng)計季報；CPI指數得自1997―2006年的中國統(tǒng)計年鑒，2007年數據來自《中國經濟景氣月報》；全國房地產銷售價格指數（RSI）主要從中宏數據庫以及各年房地產統(tǒng)計年鑒得到，由于中國從1998年才開始公布房地產銷售價格指數的季度數據，在研究中1996年和1997年房地產銷售價格指數數據是以1998年同季數據做參照，并根據3年固定資

表1 TSC、DIU、RSI和IR季度數據表

時間序列（季度）社會消費品零售總額TSC城鎮(zhèn)居民可支配收入DIU房地產銷售

價格指數RSI通貨膨脹率IR

數據來源:《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國經濟景氣月報》等(1999―2007)。

產投資指數同比計算而得。TSC、DIU、RSI和IR季度數據如表1所示。

從表1中可以看出，社會消費品零售總額（TSC）和城鎮(zhèn)居民可支配收入（DIU）序列呈現明顯季節(jié)變動，我們采用X11方法進行季節(jié)調整，記調整后序列分別為TSCA和DIUA。經過季節(jié)調整的時間序列數據值基本排除了季節(jié)因素的干擾。數據的自然對數變換不改變原來協(xié)整關系，且能夠使其趨勢線性化，消除時間序列異方差，對數變換后的序列分別記為LTSCA、LDIUA、LRSI和LIR。

（二）單位根檢驗

經濟和金融數據大多是非平穩(wěn)時間序列，進行具體經驗方程估計和相關檢驗之前，需要進行單位根檢驗，以確定選取變量是否具有時間趨勢，如果是非平穩(wěn)時間序列數據則需要進行協(xié)整分析。單位根檢驗通常有6種方法：Dickey-Fuller（DF）檢驗、Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗、Phillips-Perron（PP）檢驗、KPSS檢驗、ERS檢驗和NP檢驗。Philippe（1986）認為使用非平穩(wěn)序列進行回歸時會造成虛假回歸，Watson（1989）也證明當變量存在著單位根，即非平穩(wěn)時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量如t值、F值、DW值和R2將出現偏差。因此為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，我們根據表1的數據，利用擴展Augmented Dickey Fuller（ADF）檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征，ADF平穩(wěn)性檢驗是基于以下回歸方程：

Yt=x1+x2t+(ρ-1)Yt-1+αi?∑niYt-i+ξt

ξt為純粹白噪音誤差項，滯后階數的選擇使得ξt不存在序列相關。原假設H0：ρ=1，備選假設H1：ρ

從表2的檢驗結果可以看到，LTSCA、LDIUA、LRSI和LIR在1%的置信水平下均無法拒絕原假設，即它們都為非平穩(wěn)時間序列；在一階差分序列中，DLTSCA 、DLDIUA、DLRSI和DLIR在1%置信水平下能夠拒絕原假設，可以認為LTSCA、LDIUA、LRSI和LIR都是一階單整序列，即I（1）。

表2 單位根檢驗結果

變量ADF統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值結論LTSCA-0.9626 -3.5499 -2.8646 -2.5302 不平穩(wěn)LDIUA-1.0066 -3.5357 -2.8581 -2.5265 不平穩(wěn)LRSI-1.7707 -3.5426 -2.8613 -2.5283 不平穩(wěn)LIR-1.2085 -3.5576 -2.8682 -2.5322 不平穩(wěn)DLTSCA-3.4877 -3.5499 -2.8646 -2.5302 平穩(wěn)DLDIUA-4.1605 -2.9505 -2.2756 -1.9426 平穩(wěn)DLRSI-2.4142 -1.9595 -1.3231 -0.9539 平穩(wěn)DLIR-4.0560 -2.9401 -2.2712 -1.9403 平穩(wěn)

數據來源:《中國統(tǒng)計年鑒》,《中國經濟景氣月報》(1999―2007)。

（三）協(xié)整檢驗

表3 VAR模型整體檢驗結果

決定性殘差協(xié)方差(dof adj.)1.31E-23決定性殘差協(xié)方差1.16E-15極大似然統(tǒng)計量512.5504

赤池信息準則-20.3215施瓦茲準則-16.1971

如果兩個或多個時間序列是非平穩(wěn)的，但是它們的某種線性組合是平穩(wěn)的，我們稱它們之間存在協(xié)整關系，協(xié)整反映了變量之間的長期均衡關系。本文采用Johansen極大似然估計法對變量進行協(xié)整檢驗。首先定義VAR模型，根據AIC和SC確定VAR滯后期，各種指標顯示模型良好，如表3所示。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結果

特征值似然比檢驗統(tǒng)計量5%臨界值1%臨界值協(xié)整方程個數0.843508 160.3565046.0989 43.3537沒有**0.504823 52.1143128.5723 24.5478至多一個**0.361528 18.6214414.3032 20.1364至多二個**0.043626 1.654123.4516 5.9871至多三個

注: 檢驗采用Osterwald Lenum的跡統(tǒng)計量臨界值; 跡檢驗結果表明在5%置信水平下存在三個協(xié)整關系; **表示在5%置信水平可以拒絕原假設。

采用Johansen提出的協(xié)整似然比檢驗方法對構成VAR模型的四個時間序列進行協(xié)整檢驗，檢驗結果如表4所示。

根據Granger的研究，若變量之間存在協(xié)整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。表4的結果表明，社會消費品零售總額、城鎮(zhèn)居民可支配收入、房地產銷售價格指數和通貨膨脹率之間在5%的顯著性水平下存在3個協(xié)整方程，但是本文更為關注的是包含所有變量的第一個協(xié)整方程，其標準化后協(xié)整方程形式為：

VECMt=LTSCA-0.836835LDIUA-0.772263LRSI+1.536986LIR+6.493351

(0.00362)(0.00127)(0.00931)

從式中可以看出：城鎮(zhèn)居民可支配收入的MPC為0.836835，且t統(tǒng)計量非常顯著，說明城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費之間存在長期穩(wěn)定的均衡變動關系；不同收入水平的群體在消費與投資比例、邊際消費傾向以及消費結構等方面有著重大差異，通貨膨脹對他們的福利影響也有差異。對于高收入群體而言，消費在全部收入中所占比重不大，邊際消費傾向較小而邊際投資傾向較大，再加之高收入以及財富存量提供的購買力保障，通貨膨脹對他們的福利影響較??；對于低收入者而言，因為低收入者購買力不足，消費在收入中占據較大比重，邊際消費傾向較大，消費以必需品為主，這部分消費品往往缺乏價格彈性。房地產銷售價格指數的系數是0.772263，t統(tǒng)計量顯著，說明房地產對消費需求有著顯著的正向財富效應，而且長期來看影響系數還比較大。

（四）Granger因果檢驗

Granger因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，如果一個變量受到其他變量的滯后影響，則稱之具有Granger因果關系。Granger因果檢驗通常有兩種方法：一種是傳統(tǒng)的VAR模型，另一種是誤差修正模型（ECM）。利用Eviews5.0對中國房地產價格變動和居民消費長短期格蘭杰因果檢驗得到表5。

從表5的計算結果可以得出：房地產價格變化和居民消費的短期格蘭杰因果檢驗的值在1%的水平上顯著，拒絕原假設，兩者存在因果關系，房地產價格變化是居民消費增加的Granger原因；同時，居民消費的增加亦是城鎮(zhèn)居民可支配收入上升的Granger原因。在房屋價格和居民消費的長期因果檢驗中，x2值在1%的水平上顯著，拒絕原假設，兩者存在雙向因果關系，即房屋價格變化會帶來財富效應，影響居民消費。通過以上實證分析可知，在考慮通貨膨脹的條件下，無論從長期還是短期分析，中國房屋價格變動對居民消費都會帶來財富效應。表5同時說明，消費和收入之間互為因果關系，即收入的提高帶動消費的增長，消費增長通過促進經濟增長又促使收入得到提高，這是經濟發(fā)展的良性循環(huán)。反觀房地產價格變動同居民消費的檢驗結果，它們之間存在非常明顯的Granger因果關系，而且顯著性非常好，這說明中國房地產的財富效應比較明顯。

表5 房地產價格變動和居民消費長短期格蘭杰因果檢驗結果

零假設

短期格蘭杰因果檢驗χ2值dfp值

長期格蘭杰因果檢驗χ2值dfp值

LIR條件下LRSI不是LTSCA格蘭杰原因36.5747**60.000031.6821*40.0000

LIR條件下LDIUA不是LRSI格蘭杰原因9.0246160.067113.2643*40.0037

LIR條件下LDIUA不是LTSCA格蘭杰原因17.6594*60.00056.210660.1346

LIR條件下LTSCA不是LDIUA格蘭杰原因15.6481*60.01095.469760.0916

注: *表示在5%顯著水平上拒絕原假設; **表示在1%顯著水平上拒絕原假設。

（五）基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解

脈沖響應函數（Impulse Response Function, IRF）描述的是VAR模型中來自隨機擾動項的一個標準差大小的信息沖擊（innovation）對內生變量當前和未來取值的影響，以及其影響的路徑變化。圖1給出了模型的脈沖響應分析結果：社會消費品零售總額LTSCA對其自身的一個標準差信息在第1期基本穩(wěn)定，約為0.53，但其影響程度隨著時間的推移變得越來越高，呈現波浪式起伏；序列對來自房地產銷售價格指數LRST的信息在第4期一度處于波峰，沖擊效應相對最大，在滯后的第2期和第6期處于波谷，房屋價格對居民消費存在正效應。序列對來自城鎮(zhèn)居民可支配收入LDIUA的信息在第1期反應較小，約為0.5，但在第4期影響程度呈正向反應的同時，隨著時間推移變得越來越大，至第10期逐漸呈現放大效應。

圖1 脈沖響應函數分析結果圖2 方差分解結果

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對通過方差度量的內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動相對重要性的信息。與沖擊響應函數不同的是，方差分解把一個內生變量的變化分解為VAR模型中所有內生變量沖擊，它顯示了VAR模型中各變量隨機誤差的相對重要程度。圖2給出了模型的方差分解結果，橫軸為滯后期間數，縱軸為響應數值或方差分解中某一變量變動對另一變量變動的貢獻度?？梢钥闯?，以社會消費品零售總額LTSCA自身變動為因變量的方程對LTSCA變動的重要性排第一，其對預測誤差的貢獻率達59%以上，其次是城鎮(zhèn)居民可支配收入LDIUA，其對預測誤差的貢獻率大概占25%左右，最后是房地產銷售價格指數LRST，其對預測誤差的貢獻率大概是16%左右。通過脈沖響應函數與方差分解分析發(fā)現，在研究時限內中國房屋價格變動對居民消費具有正向的財富效應。

四、結論與建議

中國居民的財富特征與發(fā)達國家居民的財富特征有著明顯不同。為了揭示中國房地產價格與居民消費的關系，本文利用中國1996―2007年房地產價格和居民消費的季度數據建立房地產財富效應模型，對中國房地產市場財富效應進行了測度。計算結果表明：隨著中國經濟增長和居民收入的增加，房地產財富對居民消費的影響不斷增強。房地產價格變化是居民消費增加的Granger原因，居民消費的增加是城鎮(zhèn)居民可支配收入上升的Granger原因。無論從長期還是短期分析，中國房屋價格變動都會對居民消費帶來財富效應。通過脈沖響應函數分析可知，房地產價格的正向沖擊將對居民消費產生正效應，導致居民消費增加。房地產財富效應通過作用于居民消費最終對宏觀經濟的運行產生影響。

應該看到，中國房地產市場存在一定的泡沫成分，中國的低利率貨幣政策、金融市場發(fā)展的滯后、金融資產品種較少、投資渠道狹窄以及股票市場的持續(xù)低迷等因素都導致了房地產市場價格的過熱上漲，許多消費者出于投資或投機目的紛紛進入房地產市場，哄抬房產價格的同時，產生的替代效應部分抵消了財富效應，這從脈沖響應函數出現的異?？梢钥吹揭恍┒四?。我們在關注房地產財富效應的同時，必須對房地產市場出現的異常繁榮甚至房地產市場泡沫具有清醒的認識。適度發(fā)展住房消費信貸，促進住房市場穩(wěn)定增長；促進住房資產證券化，增強房地產財富的流動性和收益性；同時建立合理的房產價格預警機制，防范和控制資產價格泡沫帶來的危害和風險，保證房地產市場的持續(xù)穩(wěn)定繁榮，才能使其更好地發(fā)揮財富效應。

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Empirical Analysis of the Measurement of Real Estate Wealth Effect in China

WANG Zi long1,2 XU Xiao di3 XU Hao ran2

(1.Nanjing University of Aeronautics & Astronautics, Nanjing 210016;

2.Peking University, Beijing 100871; 3.Nanjing Normal University, Nanjing 210097)

篇8

為加快消化積壓空置商品房，促進房地產市場的健康發(fā)展，積極防范金融風險，經國務院批準，現就積壓空置商品房有關稅費政策問題通知如下：

一、對財政部、國家稅務總局《關于調整房地產市場若干稅收政策的通知》（財稅字〔1999〕210號）中規(guī)定的“1998年6月30日以前建成尚未售出的商品住房”免征營業(yè)稅、契稅的優(yōu)惠政策，延期執(zhí)行兩年，即延長至2002年12月31日止。

對納稅人銷售1998年6月30日以前建成的別墅、渡假村等高消費性的空置商品房，應自2001年1月1日起恢復征收營業(yè)稅、契稅。

別墅、渡假村等高消費性的空置商品房與其他商品住房的界限，由各省、自治區(qū)、直轄市和計劃單列市財稅部門根據當地情況確定。

篇9

[關鍵詞]收入分配差距；稅收調控；財稅政策

一、我國居民收入分配差距擴大的實證分析

居民收入包括勞動收入和非勞動收入兩個方面，居民收入差距是指居民因收入狀況不同而導致收入上的高低。我國居民收入差距明顯擴大，主要體現在以下四個方面：

1　居民收入差距總水平已經達到相當高的程度。國際上通用基尼系數來測量和判斷一國貧富差距的狀況。一般認為，基尼系數0.3～0.4表示相對合理，通常以0.4作為警戒線。我國基尼系數在上世紀80年代中期以前在0.3以下，到90年代以后基尼系數已經超過了0.4，2001～2007年的基尼系數分別為0.49、0.454、0.458、0.465、0.47、0.46和0.48。按照國際通行的判斷標準，我國已經跨入居民收入很不平等的國家行列。

2　城鄉(xiāng)居民收入差距水平巨大。城鄉(xiāng)居民收入比(城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入／ 農村 居民家庭人均純收入)可以反映我國城鄉(xiāng)收入差距的基本狀況。由表1看出，1997～2006年城鄉(xiāng)人均收入差從3070.2元擴大到8172.41元，翻了兩倍還要多；2006年我國城鄉(xiāng)之間收入差距擴大到了3.28:1。如果考慮到城鎮(zhèn)居民享有各種補貼、勞保福利和社會保障等隱性收入以及農民尚需從純收入中扣除三提五統(tǒng)和用于再生產的部分，我國城鄉(xiāng)居民收入實際差距約為5:1～6:1。

3　地區(qū)之間的居民收入差距水平日益增大。我國地區(qū)差距的擴大，相當一部分表現在東部、中部、西部的地區(qū)間差距上，特別是東部與中西部之間的差距非常明顯。2006年底，我國上海城鎮(zhèn)居民家庭人均全年可支配收入達到20667.91元(全國最高)，而最低的新疆城鎮(zhèn)居民家庭人均全年可支配收入只有8871.27元，東部的城鎮(zhèn)居民收入是西部的2.33倍，即由1978年的1.6倍擴大為2006年的2.33倍；2006年底，我國上海農村居民人均純收入達到9138.65元(全國最高)，而最低的貴州農村居民人均純收入只有1984.62元，東西部農村居民人均純收入相對差距由1978年的2.1倍擴大為2006年的4.60倍，地區(qū)收入差距呈擴大趨勢。

篇10

新規(guī)主要涉及三大方面:其一是嚴格限定了融資類銀信合作業(yè)務的余額比例,給予不超過30%這一上限規(guī)定,在監(jiān)管上更是首次提出超過比例的信托公司將停止業(yè)務拓展;其二要求信托公司的信托產品不得設計為開放式,并停止此類產品的新申購;最后,也是最核心的要求,商業(yè)銀行必須在2011年底前將表外資產轉入表內,并按150%的撥備覆蓋率計提撥備,甚至在資本充足率上也提出了明確的要求,如大型銀行按照11.5%計提資本,中小銀行按照10%計提。

此文一經下發(fā),各方對此議論紛紛,莫衷一是。按此政策本意,其出發(fā)點是為了控制信貸規(guī)模并有效防范銀行表外業(yè)務風險,但具體操作環(huán)節(jié)卻又存在不少難點。眾方紛紛揣測監(jiān)管部門的政策意圖,并對該政策的操作依據和執(zhí)行效果產生了諸多疑問。

銀信理財產品的發(fā)展

在過去的數年中,銀信理財業(yè)務經歷了一個從無到有,再到蓬勃發(fā)展的過程。銀信理財合作業(yè)務始于2007年,只是最近兩年才呈現井噴之勢。據有關數據顯示,2009年9月末銀信理財的規(guī)模還不足6000億元,不過截至2010年4月末已飆升至1.88萬億元,而融資類銀信理財產品的余額預計在1.5萬億元左右(見圖1)。

銀信理財產品之所以廣泛受到各家商業(yè)銀行的青睞,主要有如下幾點原因:首先,滿足客戶的需求。由于在信貸規(guī)模限制的情況下有些客戶無法達到貸款要求,采取銀信合作發(fā)行產品就可以突破信貸規(guī)模管制,有效滿足這些特殊客戶的貸款需求。其次,可以突破資本金的約束。通過把貸款轉移到表外,銀行就能在不占用資本金情況下,有效規(guī)避監(jiān)管層的資本約束。最后,顯然是在商言商,銀信理財產品一般都有較高的收益,利益驅動促使銀行樂衷于推行此類產品。目前銀行對信貸類銀信產品收取的手續(xù)費大約為1%〜2%,加上資金托管費等費用,商業(yè)銀行獲取的相關綜合利潤甚至能超過其利差收益。

在本次新規(guī)中,監(jiān)管部門為有效降低融資類銀信合作產品所占的比重,嚴格制定了30%的“紅線”來限制信托公司的行為。因此,我們有必要重新審視一下目前信托產品的結構。根據中國信托業(yè)協(xié)會披露的業(yè)務數據,截至2010年第二季度,信托資產的規(guī)模已經達到2.9萬億元,按功能可劃分為事務管理、投資和融資三大類。其中投資類信托產品主要指證券投資信托,具體投資于一級、二級股票市場和基金,往往采取私募基金產品發(fā)行的方式,但這并不是銀信合作理財產品的主要投向,在信托資產中的規(guī)模占比也僅為17.32%(見圖2)。

在銀信理財產品中,融資類產品占據主導地位,僅其余額就達到了1.5萬億元以上,其在信托資產中的份額更是超過六成的比例。由于在總量上,融資類銀信理財產品已經遠超30%的比例限制,我們有必要認為監(jiān)管新規(guī)實際上已經停止了融資類銀信理財產品的發(fā)行審批,對于銀行和信托公司的此類業(yè)務發(fā)展上關上了大門。

政策出臺的背景

與其說本次新規(guī)的出臺是為了規(guī)范銀信理財業(yè)務,還不如說監(jiān)管部門在為日益增長的表內資產表外化行為重新制定游戲規(guī)則。早在2009年,由于各大商業(yè)銀行大舉放貸,直接造成2010年一季度不少銀行的存貸比達到80%左右,高于監(jiān)管指標75%。各大商業(yè)銀行為了降低處于高位的存貸比,必須采取一些措施來繞開監(jiān)管限制,除了通過變相高息攬存擴大分母外,另外一招就是把分子貸款轉移到表外。由于2010年上半年信貸規(guī)模趨緊,信貸資產轉讓遂被各大商業(yè)銀行普遍采用,其主要形式即通過與信托公司合作,通過銀信理財產品把銀行的新增或存量貸款轉移到表外。由此可見,銀信融資類理財產品已經成為各大商業(yè)銀行規(guī)避監(jiān)管最重要的路徑,這也是近兩年此類產品突飛猛進發(fā)展的根源。

監(jiān)管部門對此現象早有察覺,并于2010年年初下發(fā)《關于規(guī)范信貸資產轉讓及信貸資產類理財業(yè)務有關事項的通知》,該文明確禁止銀行為規(guī)避信貸規(guī)模調控或資本充足率監(jiān)管要求而蓄意轉讓自身信貸資產,并且要求銀行在信貸資產類理財產品銷售協(xié)議中向客戶充分披露信貸資產的風險收益特性及五級分類狀況。監(jiān)管部門對于銀信合作產品的主要憂慮在于這類產品已經成為商業(yè)銀行規(guī)避資本監(jiān)管、計提撥備、信貸額度管理的漏洞。另外,雖然理論上這些銀信合作產品的風險已經全部轉移給購買者,但銀行依然承擔貸后管理、到期收回等實質上的法律責任和風險,而且出于聲譽風險可能仍然會承擔最終的違約風險。監(jiān)管部門更為重要的考量在于目前銀信合作產品的主要投向是城投和房地產,這必將減弱政府對房地產行業(yè)的調控效果,加大地方政府融資平臺的風險。

隨后,各種監(jiān)管措施如排山倒海般撲面而來,如監(jiān)管部門下發(fā)了《商業(yè)銀行資產證券化風險暴露監(jiān)管資本計量指引》,該指引著重關注了銀行信貸資產證券化業(yè)務,要求銀行計提監(jiān)管資本,并特別強調銀行貸存比必須在2010年6月底完全達標。實際上,早在年中的《中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會2009年報》中,有關新規(guī)的精神就初現端倪,文中明確指出部分銀行業(yè)金融機構為規(guī)避資本監(jiān)管、計提撥備等要求,通過設計發(fā)行信貸資產類理財產品,將存量貸款、新增貸款等轉出表外。這說明監(jiān)管部門已經充分意識到此類業(yè)務存在的風險,并將采取更為嚴厲的措施,那么緊接著叫停銀信理財產品,直至正式出臺新規(guī)就成為題中應有之義。

新規(guī)的影響

新規(guī)對于信貸市場和市場參與者心理的沖擊是不言而喻的。從數據上看,監(jiān)管部門將2010年的新增信貸額度定為7.5萬億元。而上半年人民幣新增貸款為4.63萬億元,但上半年銀信理財產品發(fā)行量規(guī)模就達到了2.5萬億元左右,不僅遠超2009年全年1.78萬億元的總量,而且占到2010年新增信貸額度的1/3左右。鑒于新規(guī)的嚴厲程度,從具體影響而言,大致可以分為對宏觀調控、信貸額度、上市銀行業(yè)績和部分行業(yè)的影響,我們認為:

銀信合作產品的增長并沒有嚴重影響貨幣當局的宏觀調控力度。顯然,新規(guī)的出臺和貨幣當局的宏觀調控有一定關聯,但這是否值得擔憂?如果將統(tǒng)計口徑稍加擴展,除了人民幣貸款和事實上應該算成貸款的銀信合作產品之外,如果把近兩年大量發(fā)放的不受信貸規(guī)模控制的外幣貸款也考慮進去的話,2009年銀行信貸的增速實際上是同比增加32.97%。如果再加上信托產品,銀行信貸的增速達到33.6%,略高于31.7%的人民幣貸款增速。考慮到2010年人民幣貸款的增速目標,以及對銀信合作的控制,相關人士估計2010年整體信貸增速在20.9%,而人民幣貸款增速大約會是18.8%(見圖3)。顯然,銀信理財產品數量的增長速度既沒有高到令人警惕的程度,對于貨幣當局的宏觀調控也沒有起到預想中的負面作用。

新規(guī)將部分擠占銀行信貸額度。數據顯示,6月底單一資金信托規(guī)模約為2.4萬億元,而融資類信托占比約為64%,但銀信產品只是單一資金信托的一種,因此融資類銀信合作規(guī)模應當在1.5萬億元以內。中金公司認為在存量融資類理財產品中,約有三成(5000億元左右)屬于期限不匹配的情況,在理財到期日需轉入表內,將擠占今、明兩年銀行信貸額度。即使按照今年下半年的信貸額度來計算,大約占用下半年額度的1/6。

新規(guī)對于銀行的盈利并不會造成太大沖擊。據中信證券統(tǒng)計,融資類銀信合作理財產品的存量規(guī)模大約1.5萬億元左右,占目前銀信合作產品的總規(guī)模達到80%。目前信托公司均已超過監(jiān)管指標,預示著融資類銀信合作不能再展開。而市場資金供給減少將提升銀行下半年資產的盈利能力,有利于凈息差的提升。對于中間業(yè)務收入,銀信合作理財產品銀行端主要收取通道費(前端費0.3%〜1.5%)、托管費(0.1%)和資產轉讓利差收費,考慮到中間業(yè)務收入占比較小和來源多元化,規(guī)范理財業(yè)務對銀行業(yè)經營十分有限。根據測算,若僅僅考慮綜合收益,在不擠占信貸額度的前提下理財產品轉回表內,或許能略微增加銀行收益(見表1),但基于信貸規(guī)模的降低,新規(guī)對于上市銀行仍存在負面影響,但效果并不顯著,大致不會超過1%。如果擠占了信貸額度,那么負面效應會顯著些,銀行的業(yè)績將受到2%左右的沖擊。

部分行業(yè)將面臨較大的資金壓力。由于新規(guī)的出臺,未來銀信合作的減緩趨勢已不可避免,特別是銀信合作產品主要資金投向的兩個行業(yè)房地產和城投(見圖4)都存在前期開發(fā)周期較長、資金投入較大、回收期相對較長的特點,這兩個行業(yè)也是2010年以來宏觀調控和貸款控制的主要行業(yè),融資渠道本已被縮緊,銀信合作減緩將進一步收緊城投和房地產的融資渠道,而大量短期理財產品的到期,也會增加這兩個行業(yè)下半年的再融資風險。鑒于未來銀信合作理財產品的規(guī)模已不可能大幅增加,則必將迫使房地產和城投企業(yè)更依賴于債券的融資方式來解決資金問題,所以會增加高收益?zhèn)磥淼臐撛诠┙o,從而緩和目前市場供不應求的局面。

新規(guī)是否存在可操作性

對于新規(guī)可操作性的爭論主要集中于撥備計提方面?！栋腿麪栃沦Y本協(xié)定》明確指出,銀行撥備主要用于防范預期損失。根據我國相關法律制度規(guī)定,作為權益資產的一般撥備的計提范圍為所有風險資產,不僅包括貸款,還將包括同業(yè)拆借、各類應收款項、符合條件的債權股權投資等。一般撥備按風險資產期末余額不低于1%的比例計提。根據規(guī)定,銀行自行認定專項撥備計提是否充分。在五級分類貸款中,關注、次級、可疑、損失類貸款參照2%、25%、50%、100%的比例計提,正常類貸款是否計提及計提比例由銀行自主決定。其中,次級和可疑類貸款的損失準備,計提比例可以上下浮動20%。特種準備由銀行根據不同類別(如國別、行業(yè))貸款的特種風險情況、風險損失概率及歷史經驗,自行確定按季計提比例。

我們認為撥備計提以覆蓋率作為要求不具有操作性。對于轉入表內的理財產品,如果未發(fā)生違約,銀行應當按照正常類貸款1%〜1.5%的計提比率來提取準備金;如果已發(fā)生違約,按照100%的比例來計提撥備已經能夠完全覆蓋風險。那么新規(guī)要求銀信合作轉入表內的資產按照150%的撥備覆蓋率要求計提撥備就沒有太大的必要了,況且,根據資金信托的運用方式來看,62.64%的信托資金投向了貸款,而這部分資產一般為銀行的優(yōu)良資產。

限制表內資產表外化內是否是控制銀行信貸風險的必要手段

銀行的表外業(yè)務是指商業(yè)銀行從事的不列入資產負債表,但能影響銀行當期損益的經營活動,在范圍上它有狹義和廣義之分。狹義的表外業(yè)務是指那些雖未列入資產負債表,但同表內的資產業(yè)務或負債業(yè)務關系密切的業(yè)務。廣義的表外業(yè)務除包括上述狹義的表外業(yè)務外,還包括結算、、咨詢等業(yè)務。商業(yè)銀行的收益大多通過表內資產獲得的,但由于表外資產也會對銀行損益構成影響,一些風險比較大的表外資產更是會直接影響銀行的資本,《巴塞爾協(xié)議》規(guī)定,將資本與風險資產的比例作為衡量商業(yè)銀行資本充足程度的指標,并據此確定了銀行資本的標準。例如:

風險資產總額=表內風險資產總額+表外風險資產總額=∑(表內資產×風險權重)+∑(表外項目×信用轉換系數×相應表內資產的風險權重)

這樣需要把資產負債表內的資產分成五類,并相應設定五個風險權數。這五個風險權數分別為0、10%、20%、50%和100%。表外資產信用轉換系數分為100%、50%、20%、0%這四類。實際上表外資產通過轉換也需要占用一定的銀行資本,只要銀行嚴格按照這一規(guī)定并計算資本充足率,把表外資產移至表內并沒有太大的意義。早在2009年,招行等銀行就已經采取審慎的會計處理將其反映在“應收款項類投資”這一科目下。不過,銀行對此并不計提撥備,但會計算其風險加權資產,產生相應的資本占用。

表內資產表外化是銀行降低自身風險的必要手段。各大銀行通過采取各種合作方式,將自身的風險資產轉移出去,本身就是一種創(chuàng)新。如果還是采取過去在銀行同業(yè)間的轉讓,不僅存在交易價格、信息不透明的弊端,而且信貸資產中潛在的風險也僅能在銀行間轉移。實際上,監(jiān)管部門制定的新規(guī),只是將監(jiān)管的邊界向外做了進一步的延伸,這樣嚴厲的監(jiān)管措施或許只是特定時期的特殊產物。