经济收入

经济收入（精选10篇）

经济收入 篇1

经济收入证明

致：中国**银行股份有限公司分（支）行：

兹证明________先生（女士）系我单位职工，工作年限_________年，职务_________，岗位_________，职称_________。身份证号码：_________________________________。月均收入人民币（大写）_____________________元。以上证明保证真实。

证明单位：（公章或劳资部门印章）

单位联系人：

单位电话：

借款人工资收入之外可作为还款来源的其他收入和易变现财产情况（相关资料复印件附后）：

一、其他收入来源：

二、易变现财产：

借款人：（签名、手印）

年月日

经济收入 篇2

一、经济增长与经济结构、财政收入、居民收入变动的数量特征和趋势分析

(一)经济增长与居民收入、财政收入的关系

1990-2009年,我国经济高速发展,人均国内生产总值由1664元增加到25188元,增长了15.3倍;城镇居民家庭人均可支配收入由1510元增加到17175元,增长了11.4倍;农村居民家庭人均纯收入由686元增加到5153元,增长了7.5倍;人均财政收入由257元增加到5130元,增长了20倍。各指标都呈现出一种快速增长的良好态势。

长期以来,居民收入增速低于人均国内生产总值增速,人均财政收入增速高于人均国内生产总值增速(个别年份除外)。这表明客观上政府在增加财政收入的时候没有很好地考虑到国民收入再分配的调节,城乡居民收入增长与经济增长没有保持同步,城乡居民不能够充分分享经济发展的成果。从另一角度来讲,增加了居民对未来的不确定性预期,抑制了居民有效消费支出的增长。从20年来数据走势判断来看,弹性系数整体上呈现出一种倒U形的走势,随着国家经济持续发展和宏观调控政策的不断完善,可以预见今后居民收入、财政收入和人均国内生产总值增长速度将趋同。

(二)经济增长与经济结构的关系

1990-2009年,三次产业结构由1:1.52:1.16调整为1:4.42:4.03,得到进一步优化,促进了我国经济高速发展,人均国内生产总值也由1664元增加到25188元,年均增速达到15.4%。

王磊(2005)在研究《产业结构调整的国际比对》中引入产业结构系数来度量结构的优化特征,并寻找经济结构的发展趋势。采用后工业化国家或地区三次产业的比重作为参照标准,并选择如下的函数形式来衡量中国产业结构的变动,该函数称之为产业结构系数T:

使用该公式计算1978-2009年我国产业结构系数变化情况,产业结构系数T不断增大,我国产业结构系数从1978年的3.33增加到2009年的9.33,产业与发达国家的产业结构参照系越来越接近,表明我国产业结构在不断优化,经济结构正趋于合理。

二、模型建立前的理论准备及目标

(一)模型建立前的理论准备

1. 合理的经济结构能促进经济增长。

库兹涅茨曾提出(Kuznets,1971)—个国家国民收入的度量必须从结构的角度去衡量。而Denison(1967)研究得出经济增长的12%是由结构优化产生的。经济结构的优化有利于资源的合理流动和充分利用,经济结构调整与经济增长是分不开的,它们是有机统一的,经济增长促进了产业结构优化,同时产业结构的优化也带来了经济更快地增长。钱纳里(Chenery,1960)从分析部门增长的决定要素出发,并利用51个国家的经验数据说明,当一个国家的经济规模发生变化时,服务行业和农业变化最小,而制造业增长最大,由此提出产业增长的模式,并认为这种工业化模式能使资源得到最优配。

2. 合理的财政收入水平能对经济发展产生积极影响。

财政收入是从国民经济增长中取得的收入,如果经济发展水平高,则国民生产总值(GDP)较高,进而财政收入总额也相应较高;同时,财政收入在满足经济发展需要、支撑政府职能实现、保证经济社会稳定协调发展等方面具有相当重要的作用。因此,财政收入与经济增长之间存在着相互促进、相互制约的关系。以A·拉弗和J.温尼斯基等为代表的供给学派提出了一个衡量体系,只有合理的财政收入水平才能对社会经济的发展产生积极的影响。

3. 居民收入与经济增长存在互动关系。

居民收入与经济增长之间存在一个互动的关系,经济理论认为在制度安排有效、经济结构合理、政府再分配政策完善等条件下,持续的经济增长创造了更多的就业机会,扩大了居民的就业,为改善居民收入分配状况奠定了物质基础,使得居民收入总量增加。居民收入增长是经济增长的主要内容之一,也是经济增长的最明显的外在表现和经济增长的最终目的。

(二)模型要达到的目标

1. 目前的经济结构、居民收入增速、财政收入水平是否促进了经济增长。

2. 经济增长与经济结构、居民收入增速、财政收入水平之间的数量特征。

3. 经济增长与经济结构、居民收入增速、财政收入水平的统计数据是否匹配。

三、模型的建立及组合预测

(一)基于PLS的全国经济增长的协整模型

1. 变量指标选取及数据准备。

数据区间说明:选取的数据区间1990-2009年,本文对各数据都取自然对数进行计算。

2. 初次模型构建。

本文利用人均GDP、第二产业比重、第三产业比重、城镇居民人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入、人均财政收入数据建立协整模型进行分析,建立回归方程如下:

运用ADF单位根的方法对各变量的平稳性进行检验,各变量为非平稳数据,经过二阶差分之后为平稳数据,说明各数据之间可能存在协整关系。本文运用Johansen协整检验法检验这些变量之间是否存在协整关系,分析结果反映出LNGPD、LNRSI、LNRTI、LNINUR、LNINRU、LNGREV之间存在协整关系。本文运用Engle-Granger两步法建立长期均衡方程,用OLS法建立回归方程时,自变量LNRTI未通过检验,由于第三产业比重在产业结构中占有重要地位,舍去此变量,容易失去有用信息。本文采用偏最小二乘方法(PLS)建立回归方程。

偏最小二乘回归(PLS)这种新型的多元统计数据分析方法,综合了多元回归、典型回归、主成分(PCR)方法等方法,在复杂的多变量系统中,克服变量多重共线性在系统建模中的不良作用,得到一个更为可靠的分析结果,由于本文研究的问题只涉及单因变量,因此只就单因变量PLS回归作阐述。

单因变量PLS回归方法建模思路:设有因变量Y和P个自变量构成的自变量集合X=[x1,Λ,Λxp],为了研究因变量与自变量之间的统计关系,我们观测了n个样本点,由此构成了n维的因变量向量和由自变量构成的n×p的观测矩阵X=[x1,Λ,Λxp]nxp。PLS回归方法是在矩阵X中提取成分tk(tk为[x1,Λ,Λxp的线性组合),要求tk应可能大的携带X中的变异信息,且与Y的相关程度最大,最终对X共提取了k个成分t1,Λtk达到最大精度,PLS回归将通过实施Y对t1,Λtk的回归,然后表达成Y关于原变x1,xk量的回归方程。

至于成分阶数A的提取,本文采用国外广泛应用的交差有效性系数Q2A来确定:

其中。yik是原始数据中第i个样本点在第k个因变化量上的取值,是利用前h个主成回归建模计算得到yik的估计值。是在样本点集合去掉第i个样本点,用h个主成分建模计算出的估计值。当Q2A<0.0975时,则可以确定主成分的阶数。利用SIMA-P11.5,提取5个PLS成分,即保留全部自变量。

3. 经济增长协整模型。

运用PIS方法建立的回归模型如下:

LNGPD=1.057+0.059LNRSI+0.023LNRTI+0.58LNINUR+0.171LNINR U+0.188LNGREV

对模型的残差进行平稳性检验:

对残差进行ADF检验,ADF统计量-6.67小于1%临界值-2.7,结果表明,在1%的显著水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,因此可以确定为平稳序列,说明运用PLS方法建立模型为长期均衡方程。

(二)基于空间面板的省域经济增长模型

本节采用新近发展的空间面板数据模型研究中国区域经济决定因素以弥补既有的普通面板数据模型方法研究的一些不足。空间面板数据模型考虑了数据的空间特性,在模型中纳入了空间效应,可以解决标准回归模型可能出现的模型误设与估计偏误问题,从而可以得到更为可靠、稳健的结论。

1. 空间面板数据模型基本形式及建模思路。

空间计量经济学模型有多种,主要常见的是空间滞后(SAR)和空间误差模型(SEM)两种。

空间滞后模型(SAR)模型表达式为:

y=ρWy+Xβ+ε

式中:y为因变量;X为n×K阶的外地解释变量矩阵;ρ为空间滞后回归系数;W为n×n阶的空间加权矩阵,Wy为空间滞后因变量,ε为随机误差向量。在本文的研究中,y为人均GDP,因此,ρ度量了某省域地理上邻近的其他省域的GDP对该省域GDP的影响程度。

空间误差模型(SEM)的模型表达式为:

式中:ε为随机误差项向量,λ为n×1阶的截面因变量向量的空间误差系数,衡量了样本观测值中空间依赖作用,即度量了邻近地区自变量关于因变量的误差冲击对本地区观测值的影响方向和程度,μ为正态分布的随机误差向量。

空间计量经济分析首先判断地区间经济行为的空间相关性是否存在,国内外学者普遍采用MoranⅠ指数进行检验。在判断模型形式方面,在空间依赖性的检验中,通过查看LMLAG、LMERR、R-LMLAG、R-LMERR在统计上是否显著,可以判断适合的模型。对于SAR和SEM模型的估计如果采用最小二乘法(OLS),系数估计值会有偏或无效,本节采用Anselin(1988)建立的极大似然估计空间滞后模型(SLM)和空间误差模型(SEM)的参数。模型结果的检验除了拟合优度检验以外,常用的检验标准还有自然对数似然函数值(log Likelihood)、似然比率(likelihood ratio)等。

2. 空间权重矩阵的选择。

由于本节采用空间面板计量方法,将面板数据与空间特征相结合,所以权值矩阵不再是基于横截面数据时的n×n方阵(n代表横截面个体数),而是一个(n×t)×(n×t)的分块矩阵:

矩阵W中的非对角元素全部0,而对角线上的每个元素又是一个420×420的方阵,且W1995=W1996=…=W2008,即假定距离具有时间不变性。与目前大多数采用空间计量方法研究此方向的文献不同的是,本文没有采用简单的二元邻接矩阵,而是采用经济距离矩阵,用省域省会之间的里程,这样较准确地捕捉周围省市对经济增长的影响。每个方阵的值又表述如下:

Ωij=0,如果i=j;

Ωij=22/dij,如果dij≤1642(km);

Ωij=0,如果dij≥1642(km)

该矩阵的处理方法参考多数文献的做法(Blonigen et al.,2004,2005;Garretsen and Peeters,2007),选取了较简单的距离倒数函数,样本中最短的城市间里程(22km)得到的权重为1,其他里程的权重为22/dij,dij是样本中城市i和城市j之间的里程(i,j ([1,420])。距离限值1624的选取参照Madariaga and Poncet (2007)的做法,认为里程大于此值,则空间影响力由正转为负。对角线上元素全部为0,表示任何地区的人均GDP不能够预测自身。同时该矩阵经过标准化处理,使每一行的行和等于1,表示每个省域的空间影响所占份额。

3. 省域人均GDP的空间分布及空间相关性分析。

上海、北京、天津、浙江4个省域的经济水平最高,江苏、广东、山东等10个省域也具有相对较高的发展水平,部分中部和多数西部省域处于第三集团,而贵州省人均GDP还不到10000元,在全国处于劣势。各省域的经济发展水平呈现出自西向东逐渐增大的趋势,并表现为一种聚集和梯次过渡的态势。本节研究使用空间自相关分析方法来识别经济增长在空间上是否存在显著的集群特征,利用我国30个省域的经济增长相关指标,变量选取同全国经济增长模型相关,计算MoranⅠ指数结果(见表1):

表中MoranⅠ的系数为正(1996年除外)有逐渐增加趋势,且多通5%显水平的检验,特别是1999年以来表明地方经济增长在空间分布具有明显的正自相关关系和空间依赖性,可以用空间面板模型进行建模。

4. 经济增长的空间面板数据模型。

由于本节建立的模型是对中国30个省域进行经济增长相互作用的分析,所考察的截面单位是总体的所有单位,因此采用固定效应模型更加合适。检验和模型估计基本采用Matlab 7.0软件、Lesage和Elhorst Spatial econometric工具箱。同时还使用了Eviews6.0进行个别运算。

在建立空间面板模型之间首先进行不考虑空间效应的OLS估计结果显示,拟合优度较高,解释变量与被解释变量的为正相关关系,从T统计量可知,第三产业比重的T值为0.41,回归关系并不显著,D-W为0.85,说明模型的残差可能存在自相关。出现这种情况可能是空间面板模型设定不恰当,比如没有考虑到省域的空间自相关性。

进一步利用两个拉格朗日乘数来判断模型的形式,结果显示LMLAG、LMERR、R-LMLAG、R-LMERR均通过5%的显著性检验,因此空间滞后模型(SAR)和空间误差模型(SEM)都比较适合用来构建模型。

利用极大似然估计法对参数进行估计结果检验结果发现,空间滞后模型(SAR)和空间误差模型(SEM)的拟合优度检验值均较高,通过比较对数似然函数值,SAR的logL值是最大,最大为675.3,SEM的logL值其次637.6。SAR模型的第三产业比重的T统计量不显著,SEM模型全部指标均通过了检验。综合来看,检验结果证实了SEM模型比SAR和OLS估计的模型好。

本节选用空间误差模型(SEM)建立经济增长方程如下:

(三)2010年主要指标预测

在预测实践中,由于建模机制和出发点不同,通常同一问题可以有不同的预测方法,其预测精度也往往不同,科学的做法是将一些不同的预测方法进行适当的组合,从而形成了组合预测方法。组合的主要目的就是较大限度地综合利用各种方法所提供的信息,尽可能地提高预测精度。它比单个预测模型考虑问题更系统、更全面、更科学,能有效地减少单个模型预测过程中一些环境因素的影响。

设已知预测对象Y的n个历史数据Yt=(t=1,2,Λ,n),选用了m种不同的预测方法C1,C2,Λ,Cm进行预测,第i种预测方法的第t时期的预测值为Ci,t(i=1,2,Λ,m;t=1,2,Λ,n),λi(i=1,2,Λ,m)为第i种预测方法的权系数。组合预测模型为:

如果各个预测方法的权系数λi(i=1,2A,m)已知,则可根据组合模型对Y进行预测。权数确定采用组合模型残差平方和最小确定各模型的权数,利用规划求解得出各模型所占权数。

本文各指标采用了ARMA模型、一次指数平滑、二次指数平滑、GM(1,1)灰色预测模型对各数据进行预测,利用规划求解得到各模型的权重(见表2):

四、模型结论

利用组合模型预测2010年各指标数据(见表3);

预测结果表明经济结构、居民收入、财政收入对经济增长都有积极作用。

首先,收入增长可以促进消费总量的扩大,加速产业结构的调整,优化经济结构,促进经济增长;财政收入一方面可以转化为政府消费和转移支付,直接或间接地带来需求促进经济增长;中国经济增长是制度转轨、对外开放以和二元经济转型等因素相互作用、协同发展的结果,产业结构变化对于经济增长效率的提高起到了重要作用,因此,“产业结构的转型”将是中国经济边际增长的核心之一。

其次,从全国和省域来看,居民收入增长最能拉动经济增长,但是全国层面和省域层面的强度有所不同,全国层面强于各省域层面。财政收入能拉动经济增长,但是全国层面来看,财政收入对经济增长贡献较大,省域层面较弱,主要原因是我国财政分权机制造成国家在财政收入比例中占有较高份额。

五、政策主张

根据以上分析结论,本文认为提高居民收入是使中国经济继续保持平稳快速发展的必由之路。我们应在制度安排和政策体系改革上下工夫,一是合理调节收入分配格局,增加居民特别是低收入者的收入。二是大力推进产业结构调整和升级换代,提高自主研发能力,发展高新技术产业和现代服务业,使三次产业结构进一步优化。三是合理安排中央与地方财政收入分配比例,调整财政支出结构,增加公共消费支出,使我国实现由“藏富于国”转为“藏富于民”。四是形成合理的制度安排,扩大发达地区的制度溢出效应,带动周边的经济发展,促进市场统一和区域经济协调发展。

摘要：本文运用1990年以来全国经济增长、经济结构、财政收入、居民收入等数据通过变异系数、弹性系数、产业结构系数等定量方法结合定性分析描述了四者之间关系变动的数量特征和趋势，使用较前沿的偏最小二乘估计方法和空间面板计量方法以人均GDP为研究对象构建经济增长模型，分别研究了全国及各省域经济增长与经济结构、财政收入、居民收入的数量关系，并通过模型和相对误差法验证了以上几个统计指标之间的匹配度，最后建立组合模型对2010年有关统计指标进行了预测。

关键词：经济增长,偏最小二乘估计,空间面板模型,组合预测

参考文献

[1]康继军，王卫，傅蕴英．中国各地区市场化进程区位分布的空间效应研究[J]．统计研究，2009，(5)．

[2]邓彦．投资、消费、进出口贸易对经济增长贡献的实证分析[J]．北京工商大学学报，2006，(3)．

[3]吴玉鸣．空间计量经济模型在省域研发与创新中的应用研究[J]．数量经济技术经济研究，2006，(5)．

[4]何兴强，王利霞．中国FDI区位分布的空间效应研究[J]．经济研究，2008，(11)．

[5]孙弓．中国经济结构与经济增长关系的实证研究[J]．哈尔滨商业大学学报(自然科学版)，2009，(10)．

[6]付树农，何建华．现阶段我国经济增长与财政收入增长关系分析[J]．江西社会科学，2004，(11)．

经济收入 篇3

【关键词】财政收入；经济增长；政府

一、财政收入与经济增长的一般理论分析

（一）财政收入的描述

财政收入，是指政府为履行职能、实施公共政策和提供公共设备与服务需求而筹集所有资金的总和。系国家产生与国家需要耗费一定的社会产品来维持自身的运转和履行职责。国家不直接从事生产经营活动。

（二）经济增长与计量指标体系

经济增长来源于在一定时间内一国或地区的生产数额增加，总体产量增加，经济增长计量指标突出指“量”，表示商品的供给总量的增加，国民生产总值的不断增加是经济增长的主要因素，可以分析经济发展状况以及经济增加的快慢。

（三）财政收入与经济增长的关系

一方面财政的增长来源于经济的增长，国内生产总值增加使经济发展迅速，那么财政收入会随之增加，另一方面财政收入量增加，保证了经济的增长，政府职能会得到更好地履行，实现社会经济稳步发展等这些实际意义，总之经济发展状况决定着财政收入的规模。所以财政的收入与经济增长的关系是十分密切的，他们存在相互促进并相互制约的关系。

1、财政收入与GDP的分析

GDP，即一个国家或地区在一定时期内的生产总值，可用于衡量经济增长状况的指导因素，GDP总量决定着财政收入的总量。一国或地区经济得到发展，企业生产效益得到提高，大众的收入得到普遍提升，在税收方面可获得显著成效，从而财政收入的规模也得到了增加，所以GDP是财政收入的重要部分之一，是分析财政收入时重要经济指标。若是财政收入占国内生产总值比重过大会使资金相对更为集中，对国家经济建设是有利的，但另一方面会造成企业发展后劲不足，从而影响到居民的收入水平，反之若占用比重太低会使资金太分散导致国家的需求不满，同样是不利于经济正常发展，所以占用比例必须维持着一个适当的比例。

2、财政收入与消费关系

居民消费水平对财政收入有着间接影响，由于消费提高可推动国内生产总值升高，国内生产总值对财政收入是有直接影响的，所以财政收入随之增加。

3、财政收入与投资关系

实际上，投资对财政收入具有影响。政府启动投资项目，投资的来源可为政府提供财政收入，通过调控税收或制定一定的优惠政策来吸引投资和改变投资目的，以此方式来筹备资金，如政府使用财政资金对新兴企业和新技术产业提供支持与税收减免策略。所以投资也是推动经济发展的动力。

二、分析经济增长对财政收入的影响

（一）经济增长与财政收入情况

改革开放后社会生产水平显著提高，各地的经济总量和财政收入规模扩增，但城乡之间、沿海地区与西部地区之间仍然存在着较大的差异。因为公共资本对经济增长具有重大贡献，公共财政在西部大开发中，用于投资促进西部地区经济发展。所以就得加强农村，特别是西部地区的基础建设，

（二）经济增长影响财政收入的主要因素

1、财政收入比重

国家财政收入近年来占国内生产总值比重虽逐年增加，但各个地区分开对比财政收入所占GDP的比重相对来说还是很低的，只能反映出我国整体对财力的掌握和资源利用能力实现了增强，所以政府需要应对相应问题进行积极地考查，早日提升创造财政收入的能力从而实现财政收入占用GDP比重的增加。

2、财政收入与GDP增幅不同步问题

近年来，虽然财政收入因GDP增长从而获得增长，但其实财政收入增长的幅度和国内生产总值提升幅度并不一致，一般情况下，国内生产总值的增幅要大于同期国内财政收入的增幅。

3、第二、第三产业占财政收入的主导地位

随着今年产业结构的不断变化，第三产业GDP方面实现了逐年稳步增加，原因在于我国加重了第三产业的发展力度，另一方面第二产业较稳定且占据主导地位，据此我国应该继续加大对第三产业的发展力度，稍微减轻第二产业的发展力度，早日达成产业结构的优化升级与转型，最终实现财政收入的提升。

三、经济平衡发展对策

（一）调整结构，促进经济增长

国民经济持续、快速、健康发展有赖于经济结构的调整和优化，目前我国有的地区正处于工业化中期，以信息化带动工业化进而实现基本现代化。现代化既是提升工业化的过程，也是产业结构升级的过程。

（二）政府加大财政投入力度

很多中小企业在事业起步的时候遇到很多困难，其中资金是发展的必要条件，政府为了支持这些新兴中小企业发展，实行了贷款免息、优惠补贴等政策，但完善中小新兴企业融资体系，还需要提供相应担保。

（三）改进税收制度，有效增加消费需求

首先，要改革税收制度，放宽税前扣除范围，降低边际税率并取消红利率。其次，要建立收入增长机制，逐步提高居民收入分配比例，完善社会保障设施，刺激消费需求。最后，需要对违反税法和妨碍正当征税的行为进行严厉惩罚，这样才能有效实质上从提高征税质量和效率。

参考文献：

[1]王佳妮.我国财政收入增长与经济增长之间关系探讨[J].中国集体经济，2012（16）.

[2]刘志雄.中国政府非税收入与经济增长关系研究[J].商业研究，2011（5）.

中等收入群体的经济学分析 篇4

从经济学角度来看, 中等收入群体是以收入多少为标准, 是不同发展阶段, 不同时期处于全社会中等收入水平的个人和家庭的集合。中等收入群体规模的不断扩大, 有利于扩大内需, 促进产业和产品结构升级, 为我国经济健康发展发挥重要作用。目前我国学者对中等收入群体的界定存在三种认识:一是以人均居民收入水平作为界定标准。中等收入群体是某一时期某个区域内居民收入达到中等水平的群体, 包括城市和农村。所以, 按各地区城镇居民人均收入水平和农村居民人均纯收入来确定中等收入群体标准线是比较合理的方法, 而且这种方法与发达国家的界定标准相一致。二是认为按照人均城镇和农村居民收入的中位数为标准, 以中位数为标准的收入水平与平均数可能有出入, 尤其是在我国当前贫富差距较大的形势下, 中位数水平以下的群体很有可能是其收入低于平均水平, 规模比较庞大, 所以中位数并不能代表我国中等收入群体的收入水平。三是将平均数与中偏高位数相结合确定。以平均数的收入水平为下限, 再确定中位偏高收入作为下限, 两相印证并调整后确定。

二、中等收入群体的主要特征

第一, 中等收入群体的“地域性”。中等收入是一个地域范围内的收入序列中的中间水平。相对于发展中国家和欠发达国家, 我国的中等收入是国内的中间水平, 与外国的中间水平在标准上没有联系。一个省的中等收入可能不等于全国平均中等收入, 在中西部城市的中等收入群体, 到了沿海地区的大城市可能就变成了低收入群体。农村的中等收入群体到了同地区的城市中也可能变成低收入群体。

第二, 中等收入群体的“客观性”。一个区域内的中间水平是客观的。在指定的范围内只要存在收入差异, 哪怕是微小的差异, 就会存在介于高收入和低收入之间的中等收入。不必人为地确定一个具体的数值。比如以一个客观数值为基础加上人为观点来主观推定一个数值, 确定中国的中等收入应是多少。不能因为我国的中等收入水平低于美国的中等收入就说我国不存在中等收入群体。

第三, 中等收入群体具有明显的职业分布、地区差异等特征。从职业分布来看, 企业的各种中高级管理和技术人员, 政府部门科级以上公务员, 事业单位中层以上干部, 个体企业主及律师、作家、娱乐业演员、农村中的规模经营户等, 都是我国中等收入群体的统计范畴。此外, 受到地区发展不平衡的影响, 中等收入群体从规模上来看具有明显的地区分布。我国中等收入群体主要集中在经济较发达的城市, 尤其是北京、上海、广州等一线城市居多, 中小城市及县城较少, 东部沿海发达地区居多, 中西部地区较少。

第四, 中等收入群体的“动态性”。一个国家或一个地区, 无论其经济如何发达或落后, 任何时期都会有中等收入群体、低收入群体和高收入群体。正因为如此, 中等收入群体会随着一个地区经济发展水平的变化而变化, 中等收入水平的界定标准也会随着变化。

三、中等收入群体的社会功能

第一, 维护社会主义市场经济秩序。中等收入群体是扩大内需的主要群体, 中等收入群体的比重较高, 将会促进国内消费需求的提高, 并有利于稳定社会主义市场经济秩序, 促进“公平竞争”的社会规范的形成。

第二, 促进社会稳定。我国在经济总量迅速扩大的同时, 社会面临一些矛盾和问题, 例如收入分配差距过大, 仇富心态不断恶化, 腐败问题愈发严重等, 这些问题处理不当, 很容易使我国陷入“中等收入陷阱”的怪圈。中等收入群体政治觉悟较高, 是宣扬和实施我国大政方针和宏观经济政策的主力军。扩大这一群体的规模, 对促进社会稳定意义重大。

第三, 有利于加快建成小康社会。扩大中等收入者比重与全面实现小康社会有着必然的联系和内在逻辑, 中等收入群体是小康社会的中坚力量和主要群体。从社会结构来看, 以中等收入群体为主的社会结构恰恰就是小康社会要求的橄榄型社会结构, 从收入来看, 以中等收入水平为主的收入分配结构, 是实现小康社会的重要基础和条件。

四、中等收入群体不断扩大的动力机制

第一, 城市化进程步伐加快。中等收入群体扩大与城市化进程密切相关。由于第二和第三产业收入大于第一产业收益, 所以, 随着城市化和工业化进程的加快, 中等收入群体由此形成并不断扩大, 发达国家历史上中等收入群体的形成正是在这一过程中实现的。改革开放30多年来, 中国城市化进程不断加快, 城市数量由改革开放时期的193个, 增长到目前近700个。2013年, 我国城镇化率为53.7%, 若保持政策稳定, 未来我国的城镇化率预计以年均1%~1.2%的速度推进。以这样的增长速度推算, 到2020年, 我国城镇人口数量将达到7亿左右。这一庞大群体成为中等收入群体的“后备军”。

第二, 服务业主导的经济转型加快。中等收入群体扩大的基础和前提是服务业, 尤其是现代服务业的快速发展。以美国为例, 随着由工业主导向服务业主导的经济转型, 白领阶层的规模从20世纪40年代的1000万左右上升到20世纪70年代的5000万, 30年间扩大了5倍, 1980年白领阶层已占全部劳动力的50%以上。我国服务业提升空间较大。当前我国正处于工业化中后期, 产业结构正由“二三一”向“三二一”转变, 服务业比重将平稳提升。国家“十二五”规划纲要明确提出, 服务业比重5年间要上升4个百分点。到2020年, 我国服务业比重预计将达到60%左右, 服务业带动就业的人数占从业人数的比重将达到50%以上。按照国际经验, 服务业迅速发展的过程也是中等收入群体规模不断扩大的过程。

第三, 城乡一体化进程加快。城乡一体化过程中, 一方面农业产业化迅速发展, 农民中的规模生产经营户主具有较高的农业生产效率, 他们既是我国农业发展的中坚力量, 也是未来中等收入群体的主要潜在组成部分。另一方面城乡一体化将进一步促进城乡结合部工商业的迅速发展, 城乡个体工商户的发展将有助于扩大中等收入群体。个体工商户从事工商业经营, 是成为中等收入者的潜在群体或现实群体。

收入分配对经济转型的影响 篇5

我们研究发现，1979年到2007年之间，中国经济增长年平均速度是9.8%，其中6.7%是由全要素生产率的增加带来的，这不仅改善了效率，还使得人们更愿意投资。但在2008年到2011年这四年，经济增长年平均速度是9.7%，增长来源却发生了变化，效率改善所起的作用在减少，而投资起的作用在增大。

这样的增长结构是不可持续的。我们不可能总是提高投资的比例，投资比例提高到一定程度的时候，也会影响到消费。而且，投资回报率在1993年以后基本上呈现比较稳定的下降趋势。

这和收入分配有着莫大关系。我所讲的收入分配，不是指居民间的收入分配，不是基尼系数，而是居民、政府和企业三个部门之间的收入分配。收入分配不仅影响了消费，也影响了效率。

根据定义，企业可支配收入是完全的企业储蓄，企业的储蓄率总是百分之百，但是居民的可支配收入有一部分用来消费，有一部分用来储蓄，政府也是一样的。数据显示，居民消费占GDP比重在减少，是什么原因造成的呢？并不是因为居民储蓄增加造成的，居民储蓄基本上仍保持在30%左右。只有一个解释，就是政府和企业的可支配收入占国民收入比重在上升，而居民的可支配收入占国民收入比重在下降。从本世纪初开始，政府储蓄出现大幅度增长，从以前的10%左右迅速增长到40%多。

有人说不对，政府不是纳税人，如果政府储蓄增加，未来的税收需求就会减少，作为居民，未来交税就会减少，可以多消费，也就是说政府储蓄增加的时候，居民消费量应该上升。但是，这个理论在中国并不是有效的。原因在于，我们并没有把政府的储蓄看成是我们的储蓄，我们担心政府会把储蓄浪费了，做的投资也并不是回报很高的地方。

另外，这种收入分配，也会影响到效率的问题。当企业的储蓄不断增加的时候，投资可以更多地依赖企业内部资金，这就使得投资不能很好地受到市场监督，会影响到企业的效率。企业投资的时候，越多人施加压力，投资效率也会越高。

政府投资也是一样，政府的投资效率也不是很高，政府投资占的比重比较多的时候，也会造成投资效率有所下降。在过去几年中，我们的投资效率有比较大幅度的下降，可能有一个共同的原因就是收入分配从居民部门更多转向了企业部门和政府部门，这样一个转移，既造成了居民消费所占比重的减少，也造成了投资的效率下降。

企业可支配收入为什么占比这样高呢？这与企业的所有制有着很大关系，我们很多大企业是国有的。在其他国家，当居民是企业的所有者时，企业的分红就直接成为居民的收入，而在我们国家，这些分红有相当大一部分没有成为居民的收入，而是进一步在国有企业系统中来运行再投资。这也是造成我们居民可支配收入比较低的一个重要原因。国际货币组织曾做过一个统计，发现我们企业分红率只有50多个主要经济体的三分之二。

所以，我想说的就是，提高效率，提高居民的可支配收入，都可以从收入分配入手。如果我们能想办法让居民部分的收入增加，让居民成为储蓄的主体，他们可能决定或者影响投资方向，从而促进投资效率的提高。同时，当居民收入有了增加以后，他们可以决定更多消费，所以消费率也可能是增加的。所以，我们要想办法增加居民可支配收入。

（注：本文由本刊记者刘彦华在对作者采访基础上整理而成，仅代表作者个人观点）

谈谈加强医院经济收入的重要意义 篇6

关键词：医院经济收入；医院保障

经济是基础，一切发展建设都离不开经济的发展。经济贯彻于医院发展整个阶段。加强经济管理和经济建设抓好服务质量，提高医疗技术水平，加强对临床经济收入的管理，不断地增强医院文化内函建设，为医院的发展建设提供优质、高效、安全和便捷的医疗服务质量，建设成为一个健康发展的绿色医院。

一、加强经济管理，促进临床质量的提高，有利于经济发展建设

医院经济管理从多方加强管理。1、加强成本控制的管理。相关规划、组织、控制、监督、评价及整改问题进行了深入的分析，着重对于成本控制的每个管理环节进行了分析。结合医院实际工作，对医院全成本核算及控制的实施过程进行了监督，科室和疗区的成本核算、病种成本核算以及运用DRGs管理手段等在内的多个研究收入，最终的成果都纳入医院整体经济收入，实现年终工作目标起着积极的作用。

2、加强对药品、器械、卫生耗材招标工作的管理。医院每年的药品、器械、卫生耗材的费用支出占医院整体支出的一大部份。所以采取各种措施开源节流、降低运营成本，努力降低药品及高值耗材料在业务收入中所占比重，进一步降低病人经济负担，提高社会效益和经济效益。

二、增强服务意思，提高服务质量，促进医院经济收入

不断增长

1、狠抓细节服务，加强沟通意思。医院近几年先后推出细节服务新举措，包括预约诊疗、“一卡通”服务、自助机管理等，成立了康乃馨服务中心，实行集中候诊、电子叫号等服务项目，推进医院服务规范化、人性化、品牌化。组织全面协调、沟通、解决、督办病人及家属提出的各种问题。设立公示牌，定期召开医患座谈会，实行三级随访慢病办专职随访员进行的随访，通过随访增进医患之间的了解与沟通，提高医疗护理服务质量，增加群众满意度。病人增加了也就促进了医院的经济收入增长。

2、强化和规范制度建设，用制度约束医疗护理服务质量。结合党的群众教育实践活动工作，各岗位工作实际情况，制定了工作职责、管理制度、处罚制度、工作流程、岗位说明书、应急预案、表格文件分类等，按照院、科、班组三级管理制度汇总951项。通过窗口十不准”及“规范窗口服人员处罚规定”，强化服务意识。

3、引进新技术，促进经济收入的增长。医院新进了联想集团XS系统应用于临床使用，从而实现了无纸化办公的现代化管理机制，如果在没有在当地实现普遍的高水平的精细化医院成本核算及控制，没有经过以医疗项目和病种为单位的长期深入的成本控制实践，那么DRGs的实施将举步为艰。本课题组在主要进行医院成本控制领域研究的基础上，也已经成立DRGs的专项研究小组，并将结合医院成本控制领域的实践进展和经验，逐步开展DRGs的实践工作。

4、规范医疗服务收费和药品购销秩序，解决群众看病难、看病贵的问题。要坚持政府主导和市场机制相结合，完善医疗机构分类管理，打破公立医院垄断，切实加强医疗卫生机构内部管理”。求医院“通过成本控制，实行科室全成本核算，优化资源配置，提高经济效益”。这一系列法规和文件，不仅指明城市医疗体制改革的方向，也要求医院管理者适应改革发展的需要，加强医院成本控制，通过全成本核算，构建医院经济管理水平的评价、考核体系，促使医院之间展开竞争，达到降低医药总费用的目的，有效缓解“看病难”、“看病贵”的问题。

三、加强落实国家物价管理收费标准，把实惠让利给患者，不断促进经济收入增长

加强各种收费的管理，从跟本上解决患者看病贵的问题。抓好各项收费管理工作，降低成本把让利给病人，是医院经营管理的重要内容。加强收费管理。医院要严格按照《吉林省医疗服务价格（试行）》规定的收费标准，有效规范地进行合理性收费。为了更好地加强合理收费自觉性和收费透明度，在各病区安装了常用医疗服务价格公示栏，在门诊大厅、住院大厅设置多台自助查询机公示医疗服务价格信息，方便患者自己随时进行缴费操作，减少排队拥挤现象，同时也接受社会群众的监督。认真惠民政策的落实。做好相关惠民政策的落实，切实保证低保居民来我院进行医疗诊治时享受到医药费用减免优惠。加强医院在减免流程方面的监管力度，制定并完成《关于低保困难居民医疗费用减免的监管措施》，对低保困难家庭患者给予大型设备（核磁共振、CT）检查费、住院床位费、手术费等项目及药品价格的减免优惠，切实为低收入人群的身体健康服务，通过这一系列方式方法加强医院各项收费的管理，虽然降低了低保患者的治疗费用，但是来院就医的病人增多了，经济收入自然而然的就上去了，总体上还是促进医院经济增长。

经济收入 篇7

从经济学的学习中可以发现, 现阶段直接影响农民收入增长的因素主要有:农产品价格和产量、非农就业因素、城市化、农民负担因素等。考虑到数据的可得性和代表性, 我们选取以下变量:Y:农民人均纯收入 (元) 。X 1:乡村人均第一产业总产值 (元) =农林牧渔业总产值/乡村年末人口数。X2:乡村非农就业人口数 (万人) =乡村工业从业人员+乡村建筑业从业人员+乡村交通运输业、仓储及邮电通信业从业人员+乡村批发零售贸易业餐饮业从业人员+乡村其他非农行业从业人员。X3:城市地均生产总值 (万元) = (第二产业生产总值+第三产业生产总值) /城市建成区面积。X4:单位农业产值的财政投入 (%) =国家财政用于农业的支出/农林牧渔业总产值。

二、数据处理:

农民人均纯收入自1985-2005年中经网“农民人均纯收入”, 其中缺少值取近年的数据按农村人均收入的经验判断进行适当调整后取得;城镇面积1985-1990缺省的数据按年6.94%增长率计算, 1990-1995的缺省数据按年8.42%增长率计算;其他数据均来自中经网。

模型设定及参数估计

1、模型设定:样本回归模型设定为:

2、参数估计:

对原始模型进行回归, 结果为:

当α是0.05时, 是0.997057, F值是16940688, 回归方程显著, X1, X2, X 3的系数和截距项α的t检验是显著的, 但是X4的系数未通过t检验, 可能存在多重共线性。

3、检验多重共线性

计算各解释变量的相关系数, 得到相关系数矩阵, 表明x1 x2 x3 x4两两之间的相关系数很大, 证实确实存在严重多重共线性。

4、修正多重共线性—逐步回归法

(1) 分别作Y对X 1, X 2, X 3, X 4作一元回归, 发现加入X3的方程值最大, 以X3为基础, 顺次加入其他变量逐步回归, 经过比较, 新加入X1的方程的=0.994112, 改进最大, 而且各参数的t检验显著, 选择保留X1, 再加入其他新变量逐步回归, 在X3, X1的基础上再加入X2后的方程明显增大, 而且各个参数t检验都显著。最后修正多重共线性影响的回归结果为:

结果分析:各个参数的t统计量都显著, =0.997505也很大, F统计量也显著, 说明多重共线已经消除。

5、验证自相关性:

DW=1.439519, n=21, k=3, α=0.05, 可查得DL=1.026, DU=1.669, 由于DL

6、验证异方差--White检验:

因此模型不存在异方差性。

7、最终模型

三、增加农村收入的建议:

1、跳出农村逐步工业化的常规发展模式, 从城市化带动城镇化协调发展的角度来认识农村非农产业的发展将是促使非农产业快速发展, 促进就业, 进而提高农民收入的正确思路。

2、壮大乡镇企业实力是农民增收的重要条件。鼓励发展第三产业.为第三产业吸收农村剩余劳动力提供更多优惠政策。

3、各地针对自身农业发展的实际情况, 大力优先投资于诸如农业技术、现代生产工具推广服务站等公益服务部门的建设, 从而最大化地激励和帮助农民进行合理的生产经营投资。

4、加大国家对农业的投入。政府应加大对农村经济发展资金、科技技术攻关的投入, 特别是农业基础设施的投入, 切实抓好农村公共卫生设施、农村小型水利、县乡村道路、农网改造工程、沼气池建设等基础设施建设, 改善农民生产生活环境。

5、以教育为基础, 加强农民素质的培养和提高。加大对农村教育和农民培训的投资力度, 对农村基础教育投资中的绝大部分经费由中央财政统一开支。由此而引起的中央财政预算的扩大将可通过适当降低中央财政返还给地方政府的税收比率来解决。

摘要：本文应用计量经济学所学知识建立乡村人均第一产业总产值、乡村非农就业人口、城市地均生产总值、单位农业产值的财政投入等四个因素对我国农民收入的影响进行回归模型并检验, 并对其影响程度进行分析, 以达到预测未来农民收入变化趋势, 并给出相应的评价和政策建议。

关键词：农民人均纯收入,计量分析

参考文献

[1]、彭红军等.江苏省农民收入影响因素的计量分析[J].江西农业学报.2006/3

[2]、陈雯.农民收入影响因素的数量分析[J].农村经济与科技.2005/04

经济收入 篇8

上海银行:

兹证明___________为我单位在册员工，在我单位连续工作____年，学历为_________毕业，目前在单位担任__________职务。该职工去年平均月收入（税后）为___________元。（大写：____万____仟____佰___拾元整）。

该职工身体状况______（良好、差）,目前婚姻状况为________(已婚、未婚)，无刑事犯罪及其他不良记录。

我单位谨此承诺：本证明是真实有效的，如因本证明与实际不符而导致银行贷款损失,我单位保证承担由此产生的法律后果和赔偿责任。

特此证明。

单位公章：

年月日

单位名称：_____________________

单位性质：________（国营、集体、股份制、三资、私营）

单位地址：_____________________

单位电话：_____________________

经办人：_____________________

个人经济收入证明

上海农村商业银行___________________分（支）行：

兹证明_____________系本单位正式员工，现担任____________职务，且已在本单位连续工作____________年。该职工在我单位工作期间平均每月税后收入为人民币_______________________（大写）元。

本单位承诺以上资料真实、有效。

经办人：____________________

联系电话：__________________

单位名称：___________________

单位公章：

_________年_____月______日

经济收入 篇9

早期的关于全要素生产率的研究侧重于使用各种方法估算全要素生产率及其分解指标。如张军等 (2003) 采用索洛残差法, 郭庆旺等 (2004、2005) 采用数据包络方法, 张建华和王鹏 (2012) 采用随机前沿方法对全国及省际层面的TFP进行了估算。伴随着数理方法的进步, 最新的研究成果开始关注技术进步与效率提高的背后成因。如樊纲等 (2011) 通过计算发现, 市场化改革推进了资源配置效率改善, 1997~2007年间全要素生产率的39.2%是由市场化进程贡献的;邵军等 (2011) 发现经济波动虽然导致宏观经济的不确定性, 但却可能导致生产率的提高。

现有文献对劳动收入份额下降的影响机制有了较多研究, 如邵敏等 (2010) 发现外资进入对劳动收入份额的下降有明显的解释力;罗长远和张军 (2007) 发现, FDI、经济发展水平以及民营化都不利于劳动收入占比的改善。白重恩等 (2008) 认为, 国有企业改制和产品市场垄断力量增加是导致资本收入份额上升的要原因。但现有文献少有考虑经济部门生产效率的提高与劳动者收入份额的双向影响, 且对于资本深化对劳动收入份额的影响机制仍没有明确结论。

2 计量模型与数据来源

全文的被解释变量分别为全要素生产率指标与劳动收入份额, 其中劳动收入份额的构造方法相对简单, 本文直接采用收入法衡量的GDP中报告的省际层面的劳动者收入占比情况, 数据均来自历年中国统计年鉴。本文选择DEA方法估算中国省际层面的全要素生产率并对其进行分解。

使用DEA方法估算全要素生产率及其分解指标, 需要较为完整且估计合理的产出数据与投入数据。其中, 产出数据为各省历年实际国内生产总值。由于度量资本投入的困难, 现有文献一般以资本存量代替资本投入。参考张军等 (2003、2004) 的方法, 本文使用永续盘存法估算了1997~2009年历年的各省资本存量, 并按照固定资产投资价格指数予以平减, 最终结果以1997年不变价格计算。参考樊纲 (2011) 、张建华和王鹏 (2012) 等的方法, 本文以劳动力数量与各省劳动力平均受教育年限的乘积作为一省有效劳动力投入的代理变量, 以区别同质性劳动力的假设。在估算以上数据以后, 就可以通过maxdea软件计算出省际层面的全要素生产率指数, 并将其分解为技术进步与技术效率两个部分。

核心解释变量:参与生产过程的资本又不仅限于当年投资, 故采用人均资本存量是更好地测度资本深化的指标。本文采用人均资本存量的对数值进入计量方程, 数据来源为历年中国统计年鉴。

其他控制变量:

FDI水平 (FDI) :本文使用各地区实际利用外资额占地区GDP的比值度量FDI水平。

工业化程度 (gongyehua) :本文使用制造业生产总值占GDP比重表示工业化程度。

开放程度 (maoyi) :本文采用贸易依存度作为地区开放程度的代理变量。

城镇化程度 (chenzheng) :计算指标为城镇人口数与年底总人口数的比重。

财政分权 (fenquan) :本文主要采用人均地方本级财政支出与人均地方本级财政支出与中央本级财政支出之比为财政分权程度的度量, 其数据来源为历年《中国财政年鉴》、《中国统计年鉴》。

经过对以上数据的处理以后, 可以得出本文的计量方程:

3 计量检验、实证分析与相关讨论

首先, 只考虑被解释变量与核心解释变量之间的关系, 而不考虑其他控制变量的影响, 探讨资本形成对技术效率、技术进步、全要素生产率以及劳动收入份额所产生的影响, 报告在上表的第 (1) 、 (3) 、 (5) 、 (7) 列。可以看到, 在不考虑其他控制变量影响的前提下, 资本形成对技术效率与全要素生产率的影响显著为正, 而对技术进步与劳动收入份额的影响显著为负。邵军、徐康宁 (2011) 指出, 我国的资本形成过程由于存在低效率建设、重复建设率高等问题, 故显著损害了技术进步与全要素生产率的增长。但在本文的计量结果中, 资本形成对技术效率的提高作用显著, 这一方面可能是因为与该文所使用的代理变量不同, 另一方面也验证了由资本形成所引致的固定资本的增加与基础设施建设的提高, 对我国经济增长效率的提升具有正向作用 (张军等, 2006) 。需要注意的是, 即使加入其他控制变量以后, 该变量的系数仍然显著为正, 这在一定程度上表明了该结果的稳健性。由于在DEA计算中, 技术效率指数与技术进步指数的成绩为全要素生产率指数, 故相关变量对它们的影响可能有相互抵消作用。相比较技术效率而言, 资本积累对技术进步的作用显著为负, 这可能表明我国资本形成过程中资本品所蕴含的技术水平往往不高, 导致没有能够大幅度地提升技术进步程度。同样, 这一结果在加入其他控制变量以后也仍然显著, 表明该结果是稳健的。

注:*, **, ***分别表示在10*、5%与1%的显著性水平上显著。需要说明的是, 上表的结果都是根据面板固定效应或随机效应的结果, 并且经过豪斯曼检验, 仅选取通过检验的结果报告在上表中。

此外, 资本形成变量对劳动收入份额的影响显著为负, 这一结果在加入其他变量以后也没有改变其符号与显著性。这在一定程度上验证了资本形成是我国劳动收入份额下降的一大成因, 且其背后的影响机制, 即资本形成导致劳资议价能力发生了向资本的逆转, 从而导致劳动收入份额下降也得到了证实。

4 结论

长久以来, 资本形成在我国经济增长中的作用历来是学界关注的一个焦点, 其对经济社会发展的负向作用也广为诟病, 其中最为显著的是对经济增长质量与劳动收入份额的负向作用。通过计量经济学方法, 可以发现:

(1) 资本形成对技术效率的影响显著为正, 对技术进步的影响显著为负, 但由于其相互抵消作用, 使得我国资本形成对全要素生产率水平的影响并不显著。

(2) 资本形成对劳动收入份额的影响显著为负, 表明我国的资本形成过程确实存在对劳资议价能力的扭曲, 进而影响了劳动收入份额的增加。

参考文献

[1]张军, 施少华.中国经济全要素生产率变动:1952-1998[J].世界经济文汇, 2003 (1) .

[2]郭庆旺, 贾俊雪.中国全要素生产率的估算:1979-2004[J].经济研究, 2005 (6) .

[3]张建华, 王鹏.中国全要素生产率:基于分省折旧率的再估计[J].管理世界, 2012 (10) .

[4]邵军, 徐康宁.转型时期经济波动对我国生产率增长的影响研究[J].经济研究, 2011 (12) .

[5]樊纲, 王小鲁, 马光荣.中国市场化进程对经济增长的贡献[J].经济研究, 2011 (9) .

[6]邵敏, 黄玖立.外资与我国劳动收入份额——基于工业行业的经验研究[J].经济学季刊, 2010 (4) .

[7]白重恩, 钱震杰, 武康平.中国工业部门要素分配份额决定因素研究[J].经济研究, 2008 (8) .

[8]易纲, 樊纲, 李岩.关于中国经济增长和全要素生产率的理论思考[J].经济研究, 2003 (8) .

[9]张军, 吴桂英, 张吉鹏.中国省际物质资本存量估算:1952-2000[J].经济研究, 2004 (10) .

经济收入 篇10

去年，世界银行行长佐利克到中国时曾经讲到：“摆脱中等收入陷阱是中国面临的一个新问题，要从中等收入国家迈向高收入国家比从低收入国家迈向中等收入国家更为困难。”佐利克认为，中国从低收入国家走向高收入国家的经验是值得其他发展中国家借鉴的。

我们在过去30年的转型如果叫做第一次转型，那么，它实际上包括了三大转型，即从计划经济向市场经济转型，从农业经济向工业经济转型，从封闭的经济向开放的经济转型。但是这一种转型的代价很大，我们现有工业化模式中有很多隐忧。

我国现在经济总量虽然是世界第二，但是大而不强，经济增长速度很快，却快而不优。我们可以大量地生产商品却无法创造品牌，目前国内90%以上的企业是贴牌生产。我们有强大的制造但只是低端的设计。去年10大科技产品当中排首位的iPad，其售价是499美元，但我国为其代工的企业加工利润只有11美元，利润率仅为2%。

转型中有隐忧和困惑，第二次转型向何处转？

首先是制造业大国向消费大国的转变。我国现在的经济总量位居第二，制造业规模已经超过美国。怎样实现从中国制造向中国市场的转变，这是下一个10年乃至30年考虑的问题；第二是工业化导向向城镇化导向的转变。我国目前城乡之间的落差潜伏着巨大的威胁，这是很大的瓶颈。在解决这个瓶颈过程中潜藏着中国最大的内需，所以要向城镇化导向转变；第三是从低端产业向中高端产业转变；第四是发展更多的公共产品，提供更多的公共服务；第五是商品输出大国向资本输出大国转变。

从既有的文献来看，陷入“中等收入陷阱”国家的特征主要有：城市化过程加快导致城市问题的凸显，产业结构调整困难导致升级的难题，金融体系的脆弱，应对国际风险的能力较低，劳动力转移困难等。所以佐利克说，中国要摆脱中等收入陷阱很重要的一点就是城镇化，要成功实现劳动力转移。

有媒体曾做过调研，发现最有可能诱发中国进入中等收入国家陷阱的因素有很多，第一是腐败，占52%，第二是贫富分化、阶层固化，占44%。贫富的差别和阶层的固化是很重要的经济因素，这个问题不解决，中等收入陷阱的忧虑就会变成现实。

从跨越中等收入陷阱的国际经验来看，日本和韩国做得比较好，还有亚洲的其他三小龙（中国香港、中国台湾和新加坡）。日本之所以能够成功的摆脱中等收入陷阱，在于它到了中等收入国家水平以后实行了国民收入倍增计划，形成了将近1亿人口的中产阶层。韩国在进入中等收入国家以后也成功地实现了从中等收入向高收入的跨越，其中一个很重要的举措就是消除了过大的城乡差别。韩国和日本只用了十多年的时间就摆脱了中等收入的陷阱，巴西、马来西亚和拉丁美洲的一些国家进入中等收入国家以后30年、40年都停滞和徘徊在中等收入范围，无法向高收入迈进。

所以，我们的经济转型从需求层面来看，主要是靠消费成为核心的力量，因此，“十二五”规划提出把消费摆在首位；从产业层面来看要靠新兴产业、服务业培育新的增长点；从要素层面来讲，我们要告别靠廉价劳动力驱动经济增长的发展模式，走向提高劳动生产率，依靠管理创新、模式创新的创新驱动阶段。

“十二五”规划最大亮点是提出了提高两个比重，提出了实现两个同步，这是规划当中老百姓最关心的两点，也是两个最大的难点。现在要提高两个比重这就意味着要调整政府、企业和居民的分配关系。现在政府的财政收入超过8万亿元，如果加上2.9万亿元土地出让金，以及其他的预算外收入，财政收入已经达到GDP总量的30%，而发展中国家平均为18%-21%。过去20年来，我们居民收入是迈出了半步，GDP是一大步，财政收入是两大步，而国企和央企的利润增长速度更快。所以，居民收入同经济发展、劳动报酬同劳动生产率不同步。■

辜胜阻