理论进步（精选7篇）
理论进步 篇1
一、引 言
随着信息技术的发展, 人类社会开始迈入经济知识化和信息全球化的新时代。信息技术已经成为组织发展的主要驱动力, 企业等经济组织对信息及时性的要求越来越高, 从而对审计信息的时效性也提出了更高的要求。传统审计主要是基于一定期间实施的审计, 审计和半年度审计, 审计信息的及时性和可靠性较差, 难以适应复杂多变审计环境的要求, 审计的变革发展是历史的必然。
为了适应信息社会发展的需要, “持续审计” (Continuous Auditing) 应运而生, 根据AICPA/CICA 1999年出版的研究报告《持续审计》 (Continuous Auditing ) 中的定义, “持续审计是指独立审计师用以对委托项目的相关事项以一系列实时或短时间内生成的审计报告, 对其提供书面认证的一套审计方法”。持续审计与传统审计最本质的差异在于审计时间不同, 持续审计强调审计的及时性, 因而极大地提高了审计的效果和效率。在信息化时代, 有关持续审计课题的研究不仅迫在眉睫, 而且意义重大。
在国外, 经济全球化与信息技术的快速发展引起了社会各界对持续审计的关注, 近些年来, 审计学术界和实务界积极投入对持续审计的研究并形成了一系列的研究成果, 从而为审计发展作出了巨大的贡献。但是在国内, 持续审计的研究刚刚起步, 研究较为零散。因此, 本文拟结合国外相关研究成果对持续审计理论进行研究, 以求进一步推广持续审计理念, 充分发挥审计的职能和效用。
持续审计与传统审计相比, 既有相同点, 又有差异, 从而体现了持续审计基于传统审计理论的进步和发展。具体来说, 持续审计理论进步主要体现在4个方面:审计目标的发展;审计范围和对象的变化;审计技术的创新;审计报告的变化。
二、审计目标的发展
审计目标主要受两个方面因素的影响:一是社会的需求, 二是审计自身的能力。审计目标是社会需求与审计能力的有机统一。传统审计目标主要是揭错查弊, 信息技术环境下, 随着社会需求的变化和审计自身能力的提高, 审计目标发展不仅必要而且可能。
与传统审计相比, 持续审计方法实施下审计目标的发展主要体现在两个方面:首先, 通过对被审计单位会计信息系统的持续审计, 确保会计信息系统的安全性、可靠性和完整性, 实现从根源上防范、杜绝会计错弊现象的发生。其次, 强调信息的及时性、全面性和相关性。持续审计提供的信息是更加及时的信息, 强调信息的及时性;持续审计提供的信息既包括财务信息, 也包括非财务信息, 甚至包括对未来的预测, 强调信息的全面性;持续审计根据不同需求者的需要进行审计, 强调信息的相关性。
三、审计范围和对象的变化
传统审计概念所定义的审计范围仅限于财务资料, 在网络化的会计信息系统中, 持续审计的范围将会进一步扩大, 审计人员所面对的不单是企业的财务报表数据, 而是内容极其丰富、宽泛的信息系统。审计师通过被审计单位的数据接口, 经过被审计单位的授权, 直接在被审计单位内部互联网上调阅相关的经济业务信息。这些经济业务信息包括财务与非财务信息、货币和非货币形态的信息、数字化信息和图形化信息、历史信息和未来预测性信息等。就财务报表审计来说, 通过对这些信息的获取与审查, 在时间和空间维度上, 审计人员将传统财务报表审计的历史财务信息范围拓展到多元化、实时、存续的经济鉴证范畴。
持续审计对象的最大特点是对电子数据的直接利用, 包括内部控制测试和实质性程序。这里所说的直接利用是指, 审计人员通过反映内部控制的数据直接进行控制评价;在对系统内部控制进行必要的测评以后, 无须先将反映具体交易的数据转换成电子账套, 而是直接对电子数据实施实质性审计程序。审计人员可以摆脱传统的电子账套及其所反映的财务信息, 深入到计算机信息系统的底层数据库, 获取更多更广泛的数据, 然后通过对底层数据的分析处理, 获得大量多种类型的有用信息。这些信息不仅包括传统的财务信息, 而且还包括非财务信息、自行组合的新财务信息、财务数据与非财务数据组合的混合型信息。这些类型的信息在传统审计中是无法轻易取得的。
四、审计技术方法的创新
传统审计主要针对手工会计, 审计可根据具体情况采用审阅、核对、分析、比较、调查等人工方式进行。持续审计强调传统审计方法与现代信息技术的有机结合, 从而使审计的监督、管理、支持等服务得到不断的创新。目前应用较广的创新审计技术有综合测试工具 (Integrated Test Facilities) 、平行模拟法 (Parallel Simulation) 以及嵌入审计模块 (Embedded Audit Module) , 应用这些技术都可以实现在交易或者事项发生的同时进行审计。
同时, 审计中还会使用专家系统和神经网络技术。专家系统模仿人力专家解决问题的方法, 通过计算机软件模型有效率和有效果地获取知识, 适合复杂的决策过程。神经网络通过模糊或不完全的信息模拟人脑, 识别模型或者预测产出, 还可以通过选择数据进行程序决策, 发展未来决策的知识基础, 在技术上更前进了一步。
此外, 随着审计软件的快速发展, 有一些软件供应商已经开始提供实现自动化程序的审计技术和软件。例如加拿大ACL公司已经开发了针对核心经营业务的持续审计软件, 包括采购付款 (Purchase-to-Pay) 、工薪 (Payroll) 、总分类账 (General Ledger) 、存货 (Inventory) 、固定资产 (Fixed Assets) 等。Caseware公司开发的IDEA软件也具有持续审计的功能, 目前主要应用于金融业和制造业, 具体领域包括: (1) 舞弊调查, 例如应付款业务中的异常大额采购、虚构商品与供应商, 不适当的工资调整和向虚构的员工支付工资; (2) 财务分析, 例如效益评估、存货的流动性和价格评估; (3) 运营审计, 主要审查合规性和有效性; (4) 系统审计, 用于测试数据可靠性、内部控制以及对系统的薄弱环节进行检查等。除了软件供应商开发的持续审计软件以外, 会计师事务所也不断开发持续审计软件, 例如安永开发的NexGen工具和Advisor及Director工具。
五、审计报告的变化
与传统审计相比, 持续审计提供的审计报告也有明显的差异, 主要体现在:
1.审计报告的时间。
传统审计报告主要是年度审计报告或者半年度审计报告。持续审计强调审计的及时性, 在审计完成后立即提供书面的鉴证意见, 也就是审计报告。持续审计报告主要有3种类型:一是在出现变化时立即更新的报告, 这种报告常常被称为是“evergreen report”;二是在出现例外事项时立即提供的例外报告, 常被称为“exception report”;三是根据相关决策者对信息的需求实时提供, 这些都是即时性的报告, 常被称为“instant report”。相对于传统审计来说, 报告的期间大大缩短了。
2.审计报告的内容。
传统审计报告的信息内容是针对被审计单位财务报表提供的审计信息, 且是历史性的信息, 而持续审计报告针对的是使用者选定的信息, 既可以是历史数据, 也可以是现时和未来预测性信息。
另外, 传统审计报告提出的审计意见是一种通用的产品, 由无保留意见、保留意见、否定意见和拒绝表示意见4种类型组成, 具有固定的格式, 甚至连报告中使用的语言都有一个统一的模式。持续审计报告最终提供的也是一种审计意见, 但具有更多的灵活性, 没有固定的模式, 并且该报告与信息使用者是动态相关的, 报告的内容根据相关决策者需求的不同而不同, 在符合成本效益原则的前提下, 报告还可以为特定的使用者量身定做。一般来说, 持续审计报告可以提供3个层次的认证:第一层次认证, 对被审计单位系统可靠性提供认证;第二层次认证, 对财务报告的合法性和公允性提供认证;第三层次认证, 对被审计单位和第三方达成的具体协议如贷款协议的遵循程度提供认证, 或者对信息使用者需要的信息提供认证。
3.审计报告的传递。
与传统审计报告相比较, 持续审计报告在传递时间、方式和接收对象上都有所不同。首先, 持续审计的即时性要求报告实现及时传递, 便于使用者及时查阅, 对报告传递的时效性要求非常高。其次, 持续审计报告是通过网络进行发布的, 使用者可以通过超链接的方式获得需要的信息。最后, 传统审计报告的接收对象是定向的, 主要是被审计单位的投资人;在持续审计中, 任何信息使用者如供应商、客户、政府部门等都可能要求审计师对被审计单位进行专门的审计, 因此持续审计报告的接收对象很多, 除了股东以外, 其他被授权的信息使用者也可以接收其需要的审计报告。
六、结 论
综上所述, 持续审计是顺应信息时代发展起来的新型审计方法。持续审计的理论进步主要体现在审计目标、审计范围和对象、审计技术方法以及审计报告等诸多方面。总之, 审计作为一种专业性很强的活动, 必须适应环境的变化、需求的变化而不断变化和发展。同时, 审计的发展也离不开审计学者和审计实务工作者的共同参与和推动。我们相信, 在不远的将来, 审计学者和实务工作者一定会重视持续审计研究, 形成一个完善的持续审计理论研究体系, 并将持续审计方法在审计实务中推广使用。
摘要：持续审计是信息时代审计发展的必然趋势。与传统期间审计方法相比, 持续审计体现了审计理论发展的进步, 具体表现在审计目标、审计范围和对象、审计技术及审计报告等诸多方面。鉴于此, 本文拟对持续审计的理论进步进行探讨, 为持续审计在国内的研究和应用提供借鉴。
关键词：持续审计,信息技术,理论
参考文献
[1]AICPA/CICA.Continuous Auditing[R].Research Report, The Ca-nadian Institute of Chartered Accountants, Toronto, Ontario, 1999.
[2]徐政旦, 谢荣, 等.审计研究前沿[M].上海:上海财经大学出版社, 2002:61.
[3]严纪中, 欧进士, 等.连续性审计——美国四大会计师事务所应用之案例[J].会计研究月刊 (台湾) , 2006 (4) .
[4]A Kogan, F Sudit, M A Vasarhelyi.Continuous Online Auditing[J].Journal of Information Systems, 1999, 13 (2) .
[5]Jon Woodroof, DeWayne Searcy.Continuous Audit Implications of In-ternet Technology:Triggering Agents over the Web in the Domain of Debt Covenant Compliance[C].Proceedings of the34th Hawaii In-ternational Conference on System Sciences, 2001.
理论进步 篇2
关键词：科学技术的快速发展；所带来了的技术革新；法学理论；作用
中图分类号：DF0 文献标识码：A 文章编号：1671-864X（2016）06-0158-01
一、前言
当今世界，科学技术的快速发展，所带来了的技术革新是促进人类社会前进力量。科学技术的迅猛发展，促进了人类社会快速进步和发展，回顾人类社会法学理论进步的历史过程，发现法学理论进步就是一部科学技术的快速发展，所带来了的技术革新发展下促进的历史。因此，深入研究和分析科学技术的快速发展，所带来了的技术革新对法学理论进步发生作用，客观科学的理解科学技术革新与法学理论的关系，具有重要的理论意义和现实意义，这一研究理应成为科学技术的快速发展，所带来了的技术革新和法学理论进步研究的一个重要课题。
二、科学技术发展对法学理论本体的影响
科学技术进步发展对法学理论本体和法学理论运行的影响。正是因为科学技术进步的发展丰富了法学理论规范的内容，促进着法学理论文化的进步，以及科技方法在法学领域中广泛运用。
（一）科学技术的快速发展，丰富了法学理论的内容。
科学技术的进步和发展，也为法律的权利主体带来了许多的新问题，这些尚未解决而有待研究的法学理论问题。科学技术的快速发展，所带来了的技术革新的发展，在促使法学理论主体范围扩大的同时，自身也成为受法学理论所保护的客体，促进了法学理论保护客体范围的扩大。[1]知识产权法的诞生便是最有力的明证。知识产权法的发展和演变，与科学技术的快速发展，所带来了的技术革新进步有着十分密切的联系。科学技术的快速发展，所带来了的技术革新本身成为法学理论关系的客体。
（二）科学技术的快速发展，促进着法学理论文化的进步。
法学意识是法学文化的重要组成部分，它表现为探索法学理论现象的各种法学理论学说，[2]对现行法学理论的评价和解释，对权利义务的认识，对行为是否合法的评价等等。在人类历史上，科学技术的快速发展，所带来了的技术革新对人们法学理论意识的改变具有重要作用。首先，科学技术的快速发展，所带来了的技术革新的发展导致人们的法学理论意识的日益科学化；其次，科学技术的快速发展，所带来了的技术革新的发展，还使许多科学上的概念、解释被引入法学理论当中；第三，科学技术的快速发展，所带来了的技术革新的发展加快了法学理论文化的传播。
（三）科学方法在法学理论领域中的应用。
科学方法在法学领域中的应用，在科学技术的快速发展，所带来了的技术革新对法学文化的影响中就有所体现。科学技术的快速发展，所带来了的技术革新的发展，对法学理论的研究内容和和法学理论研究方法产生着最深刻地影，科学进步使的数控制论、系统论、信息论等系统科学理论融合到法学理论领域。
三、科学技术的快速发展，对法学理论运行的作用
法学理论运行包括法学理论的生成和操作的各环节。体现在法学理论之中的统治阶级的意志才得以在社会生活中被转化现实。
（一）科学技术的快速发展，促进立法的科学化。
立法观念的科学化。首先，体现在在立法观念上实现的科学化，把立法工作看作是一种与科学有关的实践活动，从正面影响立法。其次，体现在立法制度的科学化。科学技术的进步使得立法权限划分制度、立法运作程序制度、立法主体设置制度等制度趋于科学化。
（二）科学技术的快速发展，促进司法科学化。
科学技术的快速发展，所带来了的技术革新的发展，促进了司法活动的科学化和合理化。司法证明标准经历了从“神证”到“人证”和从“人证”到“物证”的两次质的飞跃。这两次飞跃的实现就是科学技术的快速发展，所带来了的技术革新的必然结果。
（三）科学技术的快速发展，对法学理论责任的影响。
法学理论责任的归结，简而言之就是在什么样的情况下，应该承担起法学理论责任。回顾历史上法学理论责任的归结，其发展实际上就是一个归责原则客观化的过程，是在过错责任的范围之内，有过错推定的广泛运用；在过错责任的范围之外，则有无过错责任的大力推行；[3]在这实现归责原则的客观化发展过程中，科学技术的快速发展，所带来了的技术革新产生了不可替代的作用。
四、结语
科学技术的进步和发展，是促进法学理论成熟和合理的有力武器。法学理论的进步是指法学理论合规律性与合目的性的统一；从“合规律性”的视角分析了科学技术的快速发展，推进了法学活动的科学化，法学文化的合理化，以及法律进步的快速化等方面产生了重要作用，进一步客观分析了科技进步和法学进步说明二者在终极意义上是实现人的全面发展。
参考文献：
[1]侯纯.科技与法学理论的价值整合[J].科技与法学理论，2004（1）.
[2]易继明，杨素娟.科学技术进步法的配套立法问题[J].中国人民大学报刊复印资料：法理学、法史学，2000 （5）.
[3]焦洪涛，伍春艳.国家科技计划立法若干问题研究[J].科技與法学理论，2006（1）.
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理论进步 篇3
目前学术界对税收进步的定义和作用机理没有明确的讨论, 基于此笔者借鉴熊彼特的进步理论, 结合我国税收进步过程中的实际困难, 讨论了新时期下税收进步的内涵及其在经济政策中的促进作用, 并提出相应解决对策以实现税收在我国经济增长中作用的顺利发挥。
一、税收进步的理论诠释
目前理论界对进步的定义类似于创新, 那么进步的理念按照熊彼特的分类应为以下几点:1.任何一种新产品的出现或产品新特性的产生;2.新市场的开发;3.一种新生产原料的出现;4.一种新的生产技术的出现;5.组织流程及企业制度的变动。从目前税收理论来看, 合理调节税收种类和税率是实现税收优化的主要手段。笔者将税收创新理解为:以促进生产率的提高及社会福利增进为最终目的, 对税收征纳的种类、标准、过程、方式进行改革, 并建立适合实际的税收体制和模式, 改变税收系统机制, 以实现最终目标。概括为三个方面:
(一) 税收进步的动力来自于经济社会效益
熊彼特的经济周期理论认为某一部分的企业家通过改革创新使企业获得超额利润, 当其他企业进行模仿后这种超额利润消失, 必然会导致新一轮的创新活动。具体到税收, 一国政府犹如一个企业, 盈利必然是这个巨大企业的目的, 但这个盈利应被理解为社会福利的提升, 微观经营主体的边际收益与全社会边际收益的不匹配是企业创新的根本原因, 如目前的农业和环保产业, 由于存在着自然风险和经营风险双重压力, 边际收益必然小于社会整体收益, 导致产业资源外流, 那么必然需要创新税收政策, 以对这些弱质产业进行扶持, 同时税收的来源为边际收益较大行业, 能够遏制其过热发展, 那么这些高收益产业会继续创新其生产经营方式, 以保持和以前水平相同的盈利。所以, 从某种程度上说, 税收如同天平上用于平衡的砝码, 可以随时变大变小, 以实现社会整体和企业边际收益的平衡。
(二) 税收进步在金融波动的大环境下是保证经济结构调整的利器
建立健全社会保障制度是进行经济结构调整的基础条件之一。当前我国社会保障制度面临的主要问题就是社会保障费拖欠严重。借鉴国外经验, 我国应开征社会保障税, 由企业和职工共同负担, 以保证社会保障资金的及时收缴。但是, 社会保障税的开征只能保证收入及时入库, 却难以解决社会保障基金入不敷出的问题, 解决此问题还得依靠其它措施, 如:出售部分国有资产或国有股份减持等。社会保障制度的完善有利于资产重组和企业兼并联合, 实现企业集团化, 同时也可促进国有企业进行结构调整。
为了促进小企业的发展, 应将现行企业所得税按应税所得额划分适用税率的做法, 改为按企业组织类型决定税率, 为小企业专门设立一档低税率, 小企业不论应税所得额的高低均适用低税率。同时由于目前小企业的判定标准为产值、产量等指标, 不包括雇佣人员数量标准, 为鼓励小企业吸纳劳动力, 建议修订小企业的判断标准。
(三) 税收方式的进步是减少税收征纳过程中摩擦损失的途径
税收进步本质上在于税收部门思维的进步, 要推进税收服务创新, 就要从思想认识上摒弃传统的服务观念, 牢固树立税收服务是税务部门法定义务和基本职责的理念, 以纳税人的需求为导向, 把税收服务贯穿税收工作全过程。同时税收进步还应与资金的使用紧密挂钩, 要让被征纳者感觉到被征纳的资金“取之于民, 用之于民”, 尽力完善税收资金使用的信息平台, 健全信息披露机制。最后是使用高科技创新税收管理手段, 为企业缴税提供便利, 如:目前国家税务总局推出的“信息管税”, 此系统包括税收征管影像支持系统、纳税自助服务平台、办税指南系统、数据回放应用系统、短信群发系统、桌面安全系统等各类应用系统。同时, 纳税人可通过以上系统实现网上报税, 并查询相关涉税事项。
二、税收进步的宏观经济作用
税收进步的经济作用分为微观和宏观层面, 从微观层面看, 可以刺激企业加大科研投入和变革管理体制的积极性, 也可以从股东收益上给予投资者可观的回报, 使企业迅速形成规模效应。对于此已有众多研究成果进行阐述。笔者主要讨论税收进步的宏观经济作用。首先, 讨论税收对经济增长有什么样的作用, 一般研究使用税率或税收负担与经济指标作数理检验。如:赵蓓 (2010) 通过省际面板检验发现, 税收因素对产业集聚形成存在着较为显著的影响。笔者讨论的是税收进步对宏观经济的作用, 主要归纳如下:
(一) 税收进步对居民消费倾向的影响
在目前社会贫富差距日益拉大的今天, 社会平均消费倾向是递减的, 边际效应论认为:富人每增加一元钱收入会引起的消费小于穷人, 并且这个边际消费比例会随着收入的增多而下降。事实证明, 金融危机中的几年虽然中央出台了各项刺激消费以防止疲软的积极财政政策, 但效果仍然不明显。尽管在结构性减税的前提下各地财政收入不减反增, 但税收资金用于刺激消费的作用很小。税收进步需要体现在动态调整的基础上, 根据经济形式, 对税种和税率进行创新, 如:在高收入群体中增加资本累计税种, 是一种拥有的资本时间越长, 税率越高的累进税。同时将这一部分税收用于全社会的养老、医疗保险和低收入群体的生活补助。这样才能实现社会福利的增进和达到帕累托状态。
(二) 税收进步有利于企业与政府双赢
在现实财政中, 支出并不完全等于收入 (税收) , 形成财政赤字或盈余。地方政府既面临着教育、养老、医疗、社会保障和扶持低收入群体的财政负担, 也面临着产业结构调整的大背景所带来的结构性减税压力。后者可以视为当期企业效率和盈余的提升, 税收进步可以在保证财政收入稳定的前提下给企业减税, 实现共赢。具体措施是改善征纳流程, 与企业建立良好的合作关系, 减少征纳中的摩擦损失和逃税漏税。同时可以采取信用评级制度对征纳企业进行评级, 对信誉度高的企业实行缓征、少征的政策, 以减少税收拖欠, 保证财政收入的稳定。这一措施具有示范效应, 会实现企业与政府共赢。
(三) 税收进步有利于消除财政分权的负面影响
自1994年以来, 我国财政分权已经执行了近20年, 将权力下放给地方极大了提高了当地政府发展经济的积极性, 保证了财政收入的逐渐攀高。但大国式的”核心权力集权“仍然是我国的一大特色, 立法权和执行权的不同步是地方税收政策调整的最大障碍, 税收进步在大层面上属于“根本的分权”, 让地方政府在某些税种和产业上具有自主立法的权利, 如:现在发展的新能源产业, 各地的禀赋情况差异很大, 内蒙古、东北地区风能企业的企业所得税和西南地区不能实行相同标准;并且目前税收改革进程中增加的很多税种, 收入均为国家或中央与地方共享, 这样严重打击了地方的积极性。应考虑地方拥有自行对部分税种的去留权利, 适当的时候考虑试点地区并根据效果进行推广。
(四) 税收进步有利于各项货币政策的实施
一般来说, 财政政策的制定时滞要比货币政策长, 但货币政策的作用时滞要比财政政策长, 通过税收进步可以减少货币政策作用时滞。如中央银行提高各大金融机构的准备金率时, 各大商业银行和基金公司会意识到当局已经有货币紧缩的信贷目的, 那么可用于企业和投资者的贷款必然要下降, 但这种贷款数额下降的过程是需要耗费时间的, 如果市场微观经济主体对银行所发出的信贷调整信号不敏感, 货币政策接近于无效。如果将以财税为主的财政政策和货币政策进行同步, 那么调控效果非常明显, 在税收计划执行过程中, 应积极根据货币信贷控制的松紧采取浮动税率, 可将原定税率乘以[1-法定存款准备金上调 (下跌) 率]。
(五) 税收进步可缓解人民币“对外升值, 对内贬值”现象
人民币对外升值的根本因素是经济的快速发展, 但起到推波助澜作用的是以利率差异为基础的国际风险套利活动引起的被动型国际资本大规模输入。人民币基准利率上调强化了升值的预期, 并且在目前固定汇率制度下, 央行大规模抛出本币收购外汇, 扩大了基础货币供应量。那么如何降低人民币升值预期和在国内的贬值, 重中之重是稳定物价, 对一些基础性产品———如粮食、棉花等大宗商品的生产进行税收减免, 扩大综合生产能力, 形成自给自足的供给率。加大对国外进口产品关税征收的结构性调整, 实行差异化模式, 以限制国际资产负债表中资本项目的继续盈余, 从而消除被动型资本输入, 稳定预期。
三、制约税收进步的原因分析及应对建议
党的“十七大”明确提出要“实行有利于科学发展的财税制度”, 说明党和政府已经充分认识到税收进步在调控宏观经济、配置资源中的重要作用。落实这项政策就是要对税收制度中不合理的关键点进行改革以创建良好的税收环境。但由于我国地域广阔、社会阶层纷繁复杂, 征纳主客体、相关联动效应等各方面看, 都存在着非常多的制约因素。根据我国实际情况, 税收进步主要存在以下瓶颈因素:
一是当前税收征纳的目的比较单一, 与可持续发展的理念不符。由于政绩考核因素, 各地将保证财税收入作为主要考核指标之一, 盲目追求税收总量, 忽略税源结构, 对当地产业结构的合理升级带来了巨大的阻碍;随着房地产业的急剧膨胀和社会收入分配差距的拉大, 以财产税为主的个人所得税税制改革进程缓慢, 加大了社会贫富差距, 给社会带来不稳定因素。另一方面, 地方政府缺乏税收风险意识, 无意去提升自身效率和拓宽征纳渠道, 官僚作风严重;二是金融创新导致税收进步在两难中前进, 收益性质难以判定。现代资本结构MM理论认为, 负债企业由于负债部分的节税效应带来企业收益。同理, 随着金融创新步伐的加快, 金融衍生品的大力发展使得资本交易形式变得更加复杂, 如:目前根据金融衍生工具持有者的交易动机是套期保值还是投机, 实践中存在区别课税和不区别课税两种做法, 传统的税收政策已经无法清楚地对课税与否进行判定;三是信息化进程缓慢导致了税收进步停滞不前, 目前各地税收部门每年均需花费很多资金购买电脑和软件设备, 但仅使用了少量的业务软件, 真正用于税收管理、分析和决策支持的很少, 浪费了设备资源。由于税务系统隶属国家事业单位, 岗位稀缺导致了年轻高技术人才引进不足, 所以面临着员工年龄老化、人才断层的问题。
综上所述, 提出以下建议:
(一) 建立税收战略管理思维
将税收权利作为一种全民资源, 严禁权利寻租行为的发生, 要充分利用国家赋予的税收权力, 积极组织税收收入, 确保税收收入持续稳定增长, 为经济社会发展提供强大的财力保障。应逐步降低财政收入在征集考核中的权重, 让地方官员无后顾之忧。并且将税收被征纳者作为一种资源, 加以保护和开发, “以纳税人为本”的思想应得到推广和贯彻, 这是一种由外而内的战略思维方向, 考虑的是纳税人需求什么, 应该如何满足需求, 把维系纳税人作为发展的基础。
(二) 依据国外相关经验和我国金融市场实际, 对金融衍生品收益进行合理定义
目前我国金融衍生品所产生的契约是缴纳印花税的法律依据, 通过设置相应的税率以遏制资本投机和套利行为的过度发展, 但如果税负过重会使得资本流动性大大下降, 对活跃金融市场不利。美国根据套利者的实际损益进行课税, 而英国则对资本所得课税。具体到我国国情, 金融市场刚刚起步, 按照交易的损益作为参考标准更为可行。同时金融机构买卖衍生工具属于金融商品转让, 应比照其从事外汇、有价证券、非货物期货买卖业务征收营业税, 与衍生交易相关的经纪业务、结算业务等同样类比征收营业税。营业税征收中的难点是对不同工具、不同业务营业额的确定, 应该坚持参照基础交易, 灵活分拆组合, 实质重于形式的原则。
(三) 创新税收制度, 根据发展大方向进行税收转型
党的“十七大”提出大力发展农业和高新技术产业的口号, 一是进一步完善资源税政策, 促进合理利用资源, 按照严格保护耕地的要求, 完善耕地占用税制度;二是通过适时开征环境污染税和增强资源税、消费税的环境保护功能, 建立一种以资源的高效利用和循环利用为核心, 符合可持续发展理念的经济增长模式, 促进人与自然的和谐发展;三是采取加速折旧、再投资退税、延期纳税等方式, 促进企业进行结构调整、技术创新、产品更新换代。
(四) 提升税收管理信息化水平
首先要加强基于计算机软件技术的税源管理、税收分析、纳税评估和税务稽查, 摈弃以往主观臆测的不良做法。逐步构建职责明确、信息共享、协调互动的互联网信息联动机制。通过设立工作台账清单, 实行计算机管理, 开展综合性、全税种联合评估。利用先进的通讯和网络技术, 建立多层次有针对性的税收服务技术体系。大力推进网上申报、电话申报、磁盘申报、银行卡申报等多种电子申报方式, 大力推进税、银、库联网, 实现纳税申报和税款征收信息的网上流转, 最大限度地方便纳税人及时快捷申报纳税。
参考文献
[1]赵蓓, 占歧林.税收因素与产业集聚形成——基于我国各省区制造业数据的实证分析 (J) .福建论坛 (人文社会科学版) , 2010 (7) .
[2]单新萍, 卢洪友.税收分权与经济增长——基于省际面板数据的实证分析 (J) .当代财经, 2011 (5) .
[3]马海涛, 和立道.税收政策、居民消费能力与扩大内需 (J) .财政监督, 2011 (5) .
[4]刘穷志.中国税务机关税收征管效率的动态趋势及其决定因素分解 (J) .财贸研究, 2010 (3) .
[5]赵岚.试论支持企业自主创新的税收优惠政策 (J) .当代经济研究, 2009 (1) .
理论进步 篇4
1文献综述
以定量研究方法测算科技进步对经济增长的贡献率始于20世纪20年代。1927年,美国数学家Cobb C. W和经济学家Douglas P . H在探讨投入和产出的关系时在生产函数的一般形式上作出了改进, 引入了技术资源,创造了柯布- 道格拉斯生产函数( 即C - D生产函数)［1］。1957年,美国经济学家Solow R. M［2］等在柯布- 道格拉斯生产函数的基础上,在将资本增长对经济增长的贡献和劳动增长对经济增长的贡献剥离后,将剩余部分归结为广义的科技进步,从而分离出技术进步在经济增长中得贡献率,这一方法称为 “索洛余值”,即全要素生产率［3］。索洛方程最大的不足是关于a + b = 1的假设条件,这实际上是把规模报酬的变动单纯归结于技术进步,忽视了其他因素的影响。1962年,美国经济学家Denison E. F［4］在 《美国经济增长因素和我们面临的选择》一书中用分解残差项的分析法对知识进展作用量的估计,把 “知识进步”对经济增长的贡献作为 “余值”估算出来。尽管丹尼森的经济增长核算方法并不复杂,但由于编制的核算体系中有许多指数需要根据大量的原始数据编制难以直接获得,加之依赖大量的假设,因而缺乏理论依据。 1971年美国经济学家Jorgenson D. W［5 － 7］把资本投入和劳动投入的增长分解为数量增长和质量增长,采用超越对数生产函数,在部门和总量两个层面上对全要素生产率进行测度,将劳动体现型和资本体现型的技术进步从索罗余值中进一步抽离出来。这一理论对于把握科技进步对经济增长的作用机制有重要意义,但由于尚不成熟未应用到实践中。
国内对科技进步的考察和测算源自与世界银行调查员来华考察中国1957—1979年的综合要素生产率( 即为广义的科技进步) 的一场争论。秦保庭等［8］自1983年开始研究我国经济社会中的科技进步问题。1992年以后,科技部、国家计委和国家统计局、中国社科院数量经济技术研究所、中科院和教育部高校五类单位都开展了有关科技进步贡献率的测算工作。其中,中国社科院数量经济技术研究所周方教授［9］摒弃了传统的生产函数,通过描述投入产出空间增长路径的增长函数对科技进步进行考察, 建立了一个全新的增长核算理论及简便的计算方法。 该种方法突破了索罗余值对规模收益不变的假设和对技术进步希克斯中性的假设。北京大学中国经济研究中心姜照华教授［10 － 11］则是以马克思的劳动价值理论为基础,提出了CSH模型,即商品的价值( Q) 是由生产过程中消耗掉的生产资料价值( C) 、劳动创造的价值( H) 与科技创造的价值( S) 三者的和,科技进步对经济增长的贡献率即为d S /d Q。该种方法则是从全新的角度考虑科技进步贡献,但实际中科技创造的价值( S) 的确定还需要进一步的确定。除此之外,其他的政府机构和相关的研究单位均是以C - D生产函数和索洛余值为基础,由于存在对参数估计的方法不同、基础数据处理的方法不同、模型假设条件不同等各种情况,对科技进步贡献率的测算都是在结合实际的基础上作出相应调整后再计算出来的,因此不同的研究得出的结果之间差异较大。
最早提出 “势”的概念的是贾雨文等［12］,他基于我国古典决策理论的相关研究量化得到势效系数, 建立了势分析的框架,在对科技进步贡献率测算时在柯布- 道格拉斯生产函数的基础上引入势分析的方法,改进了分析模型。将势分析理论引入科技进步对经济增长贡献的实证研究,有: 宋艳涛［13］对势分析理论和势效系数的计算进行了系统研究,采用C - D生产函数,利用河北省及各个地市的实际统计数据进行了势分析研究,揭示了势效系数在C - D生产函数中的经济学意义。其主要创新在于对科技进步理论进行了创新研究,提出了综合科技水平的理论计算公式,研究了资金和劳动产出弹性系数的调整方法,并对科技进步的贡献率进行了再分解, 给出了科技进步指标测算的3种计算方法。张晓婷［14］采用了贾雨文和宋艳涛的势分析测算方法对我国科技进步贡献率进行了测算。不足之处就在于, 无论是宋艳涛还是张晓婷,在测算基准弹性系数时都是选用二元回归模型( ln Y = c + aln K + bln L) 对参数a和b进行估计,通常,选用二元回归模型运用普通最小二乘法进行估计得到的参数不一定满足0≤α ≤1且0≤β≤1的约束条件,同时检验忽略对模型D - W值( 杜宾瓦特森检验) 的考察,一旦D - W值显著小于2,则说明模型存在序列相关,必将引起最终结果的偏差较大。孟祥云［15］、赵瑶［16］、姜钰［17］创建了结构生产函数模型,并引入势分析的方法对经济增长的因素进行分解,测算出直接科技进步、产业结构调整以及生产要素配置对经济增长的贡献。其主要创新就是将C - D函数中的L分解为L1、L2、L3,分别为第一产业、第二产业和第三产业的从业人员数,采用多元回归分析方法测算基准弹性系数; 不足之处在于对科技生产率与结构生产率乘积的测算中,采用面积平均分割的办法,但该办法基于科技生产率T或产业结构W保持不变的假设条件,没有一般的代表意义,与实践存在一定的偏差。
本文采用势分析理论,对广西1991—2013年的科技进步贡献率进行测算。不同之处在于,在实际测算中为保证势生产函数的时效性,提高研究的精确度,以10年为步长,将势生产函数看作是一个滚动的时效函数; 采用普通最小二乘法对一元回归模型(对参数进行估计,一方面严格C- D函数对于0≤α≤1且0 ≤β≤1的约束,另一方面同时运用杜宾［18］两步法保证模型中D - W检验的显著水平,克服选用二元回归模型分析引起的序列相关性,提高了基准弹性系数估计的准确性和有效性。尽管初始参数基于a + b = 1的假设条件,但是通过将势生产函数看作是一个滚动的时效函数,在基于基准弹性系数a与b的基础上,可以得到滚动的弹性系数和bi,从而克服了索洛模型关于a + b = 1的假设。在测算动态的势效系数r1和r2时,以T = 10为步长,选用包括本年度在内的前10年的平均数来计算资本产值率p1、劳动生产率p2和资本产出率的均值p珋1、劳动生产率的均值p珋2,大大降低了由于某些年份数据较大的波动对结果造成的干扰,保证了结果的平稳性,减小由数据变动带来的分析结果的误差。同时,有效地对基础数据Y、K进行处理, 扣除了价格指数对研究分析的影响,提高了分析数据的历史真实性。
2基于势分析方法的科技进步贡献率的测算方法
2. 1势生产函数模型
柯布- 道格拉斯生产函数表示在给定投入情况的最优产出表示,对于实际的计量分析,当给定一组样本值( Y,K,L) 通常存在一个误差值m,此时生产函数为:
根据势分析的理论,随机扰动项m的存在,表明经济运行中资源发挥效能的程度并不是永远处于最理想的状态,它在理论的柯布- 道格拉斯生产函数曲线的周围波动。当在拓展的生产函数上引入势分析,加入势效系数r1、r2,即实际生产过程中资本发挥效能程度的势效系数和劳动发挥效能程度的势效系数,消除随即项m的影响,得到基于势分析的生产函数模型:
选取最小二乘法( OLS) 对参数进行估计,可以得到能使各个经济变量的均值( Y珔、k珋、L珔) 严格成立的函数,以此特殊值作为经济要素充分效能的参照值:
Y珔= AK珔aL珔b( 3)
令q = a + b,将 ( 2) 、 ( 3) 等式变形,可以推出等式:,由此可以得到K、L的势效系数的计算公式:势效系数的公式表明,r表示各种资源的产值率或者说是产出率,r越大表明生产要素的效能发挥的程度越充分; 反之,则说明存在潜在的资源闲置或浪费。从势效系数的公式出发,它的均值应该为1,大于1说明资源的利用情况高于平均水平,小于1说明资源的利用情况低于平均水平。
对式( 2) 有,表明当各个生产要素提高到原来的dq倍时,产出Y就提高到原来的倍。当q > 1,表示规模报酬递增的情况; 当q < 1,表明规模报酬递减; 当q = 1,表明规模报酬不变。这合理地解决了索洛模型中关于q = 1即规模报酬不变的假设。
2. 2弹性系数的调整方法以及综合科技水平的测算公式
由于势效系数是一个滚动的时效函数,不妨令将式 ( 2 ) 改写为:
令有
( 4) 式可以改写为:
其中,表示资本产值率、劳动生产率,此时式( 5) 是满足规模报酬不变的产出构成恒等式。A = pα*1pb*2,表示各个生产要素生产率的组合,是全要素生产率的表达式,反映了所投入的全部资源的综合效能的发挥程度。
从对现代经济增长理论和对科技进步的定义来看,科技对经济增长的作用是内生的: 一方面,由于新技术物化在先进的机器设备中以及基本集聚带来的规模经济效益,推动着资本产值率不断提高; 另一方面,新技术推动了管理者的管理水平提升、 新工艺带来的劳动者劳动效率的提高都大大促使了劳动生产率的提高。这符合A = pα*1pb*2所定义的科技进步水平。
对式( 5) 先取对数然后全微分得到以下方程:
满足参照索洛余值的表达式可知,表示科技进步在经济增长中的贡献率。根据经济增长理论的阐述,科技进步对经济的作用是内生的,一方面是物化在新的机器设备中的新科学和新技术,表现为资本产值率的提升; 另一方面新的管理技术、新的工艺操作被劳动者接受,表现在劳动生产率的提高,所以有A = pα*1pb*2综合反映了科技进步的水平。
2. 3建立要素资源贡献份额的增长方程
在式 ( 4) 的基础上,令则可以推出:
利用幂级数的展开式求出与从而得到类似的等式:
其中,分别表示和在中的主要贡献部分。此时有科技进步对经济增长的贡献率为:
其中:
2. 4科技进步贡献率的分解形式
同理可得到A = pai1ipbi2i,类似式( 7) :
其中,和表示在中得贡献率,可以分解成和在中的贡献率。明显的,是一个趋近于1的函数,为了降低数据波动造成的干扰,可以将 ( 12) 式改写成:
又,令H ( A) = H ( p1) + H ( p2) ,得到:
其中:
3广西科技进步贡献率实证分析
将柯布- 道格拉斯生产函数与势分析理论相结合,建立势生产函数模型,选取1991—2013年的数据对14个滚动的经济周期( 以T = 10为步长) 的广西科技进步对经济增长的贡献率进行测算。
3. 1指标确定与数据来源
根据国家相关统计部门的标准算法,在时间序列上考虑产出量Y、资本投入量K和劳动力投入量L。
( 1) 产出量Y。从经济学的角度分析,国内生产总值( GDP) 是反映经济产出的最佳变量,因此将广西1991—2013年的地区生产总值剔除价格因素的影响,选用居民消费价格指数( CPI) 换算成以1991年的物价水平为基期的实际GDP,作为产出指标Y。
( 2) 资本投入量K。从经济理论出发,资本投入量的指标应该选取全社会的资产占用总额,即包括当年固定资产投资和前年度积累的固定资产总额, 但合理测度以前年份积累的固定资产净值比较困难, 所以研究选取1991年的全社会固定资产投资总额为基期,以扣除固定资产投资价格指数后的实际当年固定资产投资总额作为资本投入量K。
( 3) 劳动投入量L。在相关的研究文献中,劳动投入包括从业人员数、劳动时间和劳动者报酬。 如果选取劳动时间或劳动者报酬作为衡量标准,数据易于受到其他因素的影响,降低真实性; 而选用从业人员数来衡量,数据易为收集,且不受价格调整的影响。本研究为简化问题,选取当年全社会从业人员数作为劳动投入量L。
3. 2采用一元回归分析方法( OLS) 确定弹性系数
在假设规模报酬不变即a + b = 1的条件下,可以将柯布 - 道格拉斯生产函数写成两边除以L然后取自然对数得到利用软件Eviews6. 0对该式采用OLS回归分析之后得到:
在5% 的显著性水平下,各个变量的t检验值均通过,F检验也通过,调整后的决定系数R2为99. 01% ,整个模型的拟合优度很好,但杜宾- 瓦特森检验值为0. 796远远低于2,说明模型存在序列相关,必须做出修正以消除序列相关性。
采用杜宾两步法对模型进行修正,在模型中加入AR ( 1) 项,此时模型修正的结果为:
经过修正后的模型各检验值均通过,拟合效果较前一方程有所提高,D - W值为1. 824 7消除了模型的序列相关性。此时,得到基准资金产出弹性系数和基准劳动产出弹性系数a = 0. 579 292,b = 0. 420 708。
3. 3广西科技进步贡献率测算
将生产函数看作是一个滚动的时效函数,即ai和bi是由初始的参数a = 0. 579 292、b = 0. 420 708 ( 也是基准弹性系数) 以及势效系数r1、r2确定。
令分别表示资本产值率、劳动生产率和资本产出率的均值、劳动生产率的均值,这些经济参数表明在一定时期内创造的产出量与其相适应的资源投入量的比值。此时势效系数的计算公式可以改写成:在实际测 算中,为了保证数据的时效性和一致性,我们以T = 10为步长,即选取是包括当年在内的前10年数据作为计算的依据。
由公式和以及标准化可以推出以10年为一测算周期的滚动的势效系数和滚动的弹性系数的值,如表1所示。
由公式( 8) 可以测算出1991—2013年这一时期内广西科技进步对经济增长的贡献程度。由公式( 9) 、( 10) 、 ( 11) 、 ( 16) 、 ( 17) 可以分别求出科技进步、资本投入、劳动投入对经济增长的贡献值, 如表2所示。
由于科技进步对经济增长的作用是内生的,因此,科技进步对经济增长的贡献可以分解为科技物化到资本和劳动中对经济增长的贡献,即新的科学技术物化到新机器、新设备中,表现为资金产值率的提高; 新工艺、新技术、新管理方式等被劳动者接受,有利于劳动生产率的提高。通过公式( 14) 和( 15) 可以分解出科技进步推动资本产值率提升的程度以及科技进步促进劳动生产率提高的程度, 如表3所示。
将1995年以来广西全要素生产率A、科技进步贡献率及其分解资金产值率和劳动生产率的变化情况如图1所示。
3. 4广西科技进步贡献率分析
从模型系数的经济含义来看,α 代表资本投入对总产出的弹性,β 代表劳动投入对总产出的弹性, a = 0. 579 292,b = 0. 420 708,表明随着产业升级换代和技术革新,广西产业结构逐步从劳动密集型向资本密集型转变。且从表2具体数据也能印证这一观点: 1995年以来, 广西劳动投入贡献率从6. 244% 下降到2013年的2. 743% ,同时科技进步的贡献率也从21. 103% 下降到5. 781% ,而与之形成鲜明反差的是资本投入的贡献率则从72. 653% 快速窜升至91. 538% 。这 “一升两降” 的变动足以证明,广西经济发展模式已初步从劳动驱动型逐步向资本驱动型转变。
从模型导出参数取值来看,广西全要素生产率A ( 一般被认为代表着经济体发展的经济基础与经济环境) 1995年以来持续保持A > 1,说明广西作为 “西部大开发” 的先导地区,在经济运行过程中对投入的要素资源的利用程度越来越充分,即在西部地区中具有较好的内在条件。科技进步对经济增长的贡献程度方面,1995—2013年10个滚动周期内是整体下降的,说明广西的创新驱动能力还有待提高。 其中,在1995—2010年广西科技进步贡献率的整体趋势迅速下降,但在2011—2013年开始出现上升的势头。通过分解广西科技进步贡献率发现,资本产值率的变化程度要远远大于劳动生产率的变化程度。 正是由于1995—2010年广西资本产值率对经济增长的贡献率不断下滑导致EA显著下降,与此同时,在2011—2013年随着Ep1的不断增加而出现上升的趋势; 相反的,广西劳动生产率对经济增长的贡献率Ep2在1995—2009年不断增加,而在2010—2013年却显著下降,但其下降程度小于资本产值率的上升程度。这表明,广西科技进步的贡献率在1995年以来相当程度受到资本产值率的影响,即科技进步物化到资本中对经济增长的影响起着关键性的作用; 随着资金发挥效能的程度不断提高,资本产出率增长的贡献率不断上升将导致科技进步贡献率的提高。 因此,广西要实现创新驱动的转型,需要充分发挥资本驱动的效能。
4主要结论及对策
势分析的精髓在于对经济活动的分析,把要素发挥效能的程度和要素量本身放在同等重要的位置。 在定量分析中,将要素消耗量和要素效能发挥程度并重分析的方法就是势分析方法。本文正是利用这一定量分析的方法,通过建立滚动的势生产函数得出: 广西全要素生产率的水平逐年稳步攀升,表明广西经济在运行过程中对投入的要素资源的利用程度越来越充分; 同时科技进步贡献率水平低,广西创新驱动的效能还有待提升。究其原因,除了劳动力综合质量的发展水平依然跟不上经济发展的需要导致劳动生产率的逐年下降,更主要的是广西的资本市场稀缺,导致资金使用效率的严重不足。综合来看,要提升广西创新能力,促进科技进步对经济增长的贡献程度,就需要政府部门在今后一个时期制定出针对性的措施,在保证资本产出效率不断提高的基础上,着力提高劳动者的素质,切实提高劳动生产率,保证广西科技进步对经济增长的贡献率不断提高。具体而言:
第一,构建多层次的资本市场体系。资本市场创新始终是科技进步和创新重要的推进器,资本市场的发现与筛选机制为以企业为主体的技术创新提供了可靠的动力保障。广西要提升创新的驱动力, 搭建技术创新与资本市场之间良性互动通道是基础。 通过构建多层次的资本市场体系,发展风险投资, 建立多方位的资本市场,完善技术市场的直接融资体系,在实践中逐步建立起一整套资本对技术、市场对企业的优化筛选机制。在这套机制作用下,社会资金将通过资本市场和风险投资的渠道不断被输送到具有发展潜力的中小型创新企业中,从而提高资本对创新的驱动力。
第二,建立以技术创新为主导的产业发展模式。 科技进步对经济增长的作用主要体现在科技进步对经济体产业结构的促进作用上。国际经验表明,产业发展是技术创新的肥沃土壤,而技术创新是产业发展的强大动力。广西要保证资本产出效率的不断提高,根本上就要依靠技术创新推动产业发展,就要根据区内各城市产业与技术的基础、优势和市场前景,集中资源重点发展,在确定产业方向后,重点实施一批重大战略产品计划和工程专项,形成创新力较强的企业群,同时积极构建围绕技术创新的产业链,扶持一批自主创新特征明显的高科技企业。
第三,提升官产学研的合作。广西是面向东南亚地区的 “桥头堡”,未来发展的目标是建设成为国际化的对外开放中心,与此相适应,广西的官产学研也应该是开放性和国际化的。由于产学研的特殊性,需要政府在项目的初始投入、新产品的购买和科技成果产业化等方面发挥关键性作用,保证创新要素产出效率的提升。此外,产学研的合作要求提高对知识产权的保护力度,通过获取在某些领域优先发展的机遇,限制对手在一定时期内的迅速成长空间来提升资本要素的产出效率。
第四,利用本地资源,培养本土人才。广西需要利用本地经济及社会资源,培养具有本土特色的劳动力,以降低劳动力培养成本,提升劳动力市场稳定性,形成一支能真正服务于广西发展实际的劳动力队伍。通过利用广西本地高校的教育研究资源, 深度开发特色专业,使广西的本土人才具备特有的竞争力,提升劳动力质量与价值; 同时可利用中国- 东盟发展的契机,培养具有相关知识与服务技能的高素质人才,不断提升国际贸易与合作方面劳动力的专业素质; 此外,利用国家对自治区少数民族就业相关方面的扶持政策,吸引更多广西本地优秀劳动力返乡就业,留住具有本土特色的专业人才, 提高广西劳动力市场的稳定性。
理论进步 篇5
在现代社会中, 尽管资本积累对经济增长的作用依然不可低估, 但科技进步对经济增
长的促进作用越来越大。正是由于经济发展的不同阶段会有不同的因素对经济增长起主导作用, 所以现代经济增长理论出现了多个经济增长模型。
经济增长模型所要说明的是一个经济社会的长期经济增长与各种相关经济变量之间的数量关系和因果关系。它试图解决两方面问题:一是一个经济社会的经济增长主要取决于什么因素的问题;二是一个经济社会的经济能否实现长期均衡增长的问题。
以美国经济学家索洛为主要代表的新古典经济增长模型更强调技术进步对经济增长的推动作用, 认为科技进步是经济增长的决定性因素, 并提出了测算科技进步对经济增长推动作用的索洛“余值法”。但是在索洛模型中, 科技进步是一个外生变量, 这是不足之处。
本文运用灰色系统理论, 衡量了经济增长与科技进步的关联度, 并以科技进步、劳动力投入和资金投入为三要素, 采用遗传算法寻优技术建立了新的灰色多变量模型预测经济增长, 在预测精度方面优于传统灰色多变量模型。
二、灰色模型
(一) 灰色关联度
(二) 基于遗传优化算法的GM (1, N) 模型
1、原始GM (1, N) 模型。原始GM (1, N) 模型预测过程分为以下六个阶段:
2、GAGM (1, N) 模型。原始GM (1, N) 模型的参数由最小二乘法则得到, 但此方法要求数据量足够大并且数据分
布要满足一定条件。而灰色预测模型针对的是小样本贫信息, 由最小二乘法估计将导致较大误差。为了解决这一问题, 我们采用全局的快速搜索算法—遗传优化算法搜索最优参数, 模型的参数求解可以转化为以相对误差的平方和最小为目标的非线性优化模型求解, 即
本文遗传优化算法参数设置为:种群规模200, 交叉率0.8, 变异率0.1。最终得到的模型记为GAGM (1, N) 。
三、实证分析
相关分析是对变量之间的相关关系的分析, 其主要目标是考察变量之间是否存在内在依存关系, 测定它们关系的密切程度。根据2009-2013年的中国科技统计年鉴数据, 测算中国科技进步与经济增长两个变量之间关联度。在科技进步指标选取方面, 分别选取“各地区高技术产业R&D人员数”、“各地区规模以上工业企业R&D人员数”等6个指标, 测算其与经济增长量 (GDP) 的灰色关联度, 结果表明这6个指标均与GDP呈现较高关联度, 说明科技进步与经济增长之间存在着十分紧密的依存关系。 (表1)
科技进步是经济增长的重要因素, 除此之外劳动力投入和资金投入也是重要因素。以科技进步、劳动力投入和资金投入为影响因素预测经济增长, 必须正确选择代表科技进步量、劳动力投入量和资金投入量的指标。本文选取科技进步量为国家财政科技支出 (S, 单位:亿元) , 劳动力投入量为全年就业人数 (L, 单位:万人) , 资金投入量为全社会固定资产投资额 (K, 单位:亿元) 。查阅2005至2013年度中国科技统计年鉴, 各指标详细数据如表格2所示。 (表2)
因当年科技进步、劳动力投入和资金投入只能在次年产生影响, 故第年的K、L、S预测第i+1年的GDP。 (表3)
我们将相对误差作为预测误差的度量标准, 表格3可以看出除2011年度的预测误差外, GAGM (1, N) 模型的预测精度均明显优于传统GM (1, N) 模型。
四、结束语
科技进步对经济增长具有重要意义, 特别是在经济结构调整和转型升级的同时, 必须以技术进步为基础。而以科技投入为影响因素的经济增长量预测问题属于数据挖掘领域的分类技术, 更准确地说是针对输出值为连续值的有监督聚类。传统预测技术采用回归分析, 随着数据量的增加, 人工智能技术包括神经网络等也有较好的应用。但面对少数据贫信息时, 这些模型将不再适用, 而灰色预测模型较好地解决了这一难题。本文建立的GAGM模型通过遗传优化算法得到了最优参数值, 在预测精度上较传统灰色多变量模型有所提高, 丰富了灰色系统理论。
参考文献
[1]王亮, 朱云鹃.安徽省科技投入与经济增长的实证研究[J].科技和产业, 2009, 9 (1) :36-40.
[2]殷勇.武汉市科技进步与经济增长相关性分析[J].武汉理工大学学报 (信息与管理工程版) , 2008, 30 (6) :949-951.
[3]肖新平.灰色关联度计算方法的理论研究与评论[J].系统工程理论与实践, 1997, 8:76-81.
[4]刘思峰, 党耀国, 方志耕.灰色系统理论及其应用[M].科学出版社, 2004.
[5]罗佳明, 王卫红.中国科技投入对经济增长的贡献率研究:1953!2001[J].自然辩证法研究, 2004, 20 (2) :81-86.
[6]肖文锋, 陈彤.基于灰色关联分析的新疆科技投入与经济增长关系研究[J].新疆农业大学学报, 2008, 31 (6) :87-91.
[7]李元霞, 王元彤, 张顺和.山东省科技投入与经济增长关系的实证研究[J].技术与创新管理, 2009, 30 (3) :310-312.
[8]刘建翠.R&D对我国高技术产业全要素生产率影响的定量分析[J].工业技术经济, 2007, 26 (5) :51-54.
[9]唐德祥, 袁廿一.科技进步对经济增长的贡献分析—基于我国东、中、西部地区的实证研究[J].工业技术经济, 2009, 28 (1) :73-76.
理论进步 篇6
一、农产品的需求弹性和农业生产者的收入关系分析
一项新的农业技术的入市每一个农业生产使用者都会认为, 他们对技术的使用不会改变市场的需求关系。但是相对于其他高端的技术来说农业生产技术不具有垄断的特性, 使得随着技术的不断推广应用, 市场的产量必然增加进一步市场的供求关系以及产品的价格都将会发生改变。产品的价格发生了改变农业生产者的收入也必然将随之发生变化。
设产品的价格为P=P (Q) 、总收益为TR (Q) =P (Q) *Q
根据价格 (p) 、边际收益 (MR) 、需求价格弹性系数 (ed) 的关系式
MR=p[1-1/ed]可以看出有以下三种情况:
(1) ed>1时, MR>0, 此时表示总的收益 (TR) 随着销售量的增加而增加。
(2) ed<1时, MR<0, 此时表示总的收益 (TR) 随着销售量的增加而减少。
(3) ed=1时, MR=0, 此时表示总的收益 (TR) 达到最大值。
依据以上的价格、边际收益、需求价格弹性三者之间的关系可以看出总收益的增加与否取决于需求的价格弹性, 当产品的需求富于弹性即ed>1时总收益 (TR) 就会随着销量的增加而增加。当产品缺乏弹性即ed<1时总收益 (TR) 就会随着销售的增加而减少。当产品为单位弹性即ed=1时, 产品的总收益 (TR) 将达到最大值。根据日常的经验来看农产品是缺乏弹性 (因为农产品为日常生活必需品一般需求量相对平稳, 随着其产量的增加市场上的农产品的供给将大于需求这将会导致农产品的价格下降) , 所以当技术进步在带来了产量的增加同时也将会引起农业生产者的收入减少了。
二、影响农产品供给量的相关因素的分析
在其他条件不发生变化的时候, 商品的供给量都将会随商品价格的上涨而增加, 随着价格的下降而减少。除了价格的影响因素外, 商品的生产成本对商品的供给量也有很大的影响具体的可以包括:生产要素的价格变化 (生产过程中的投入初级要素产品及技术的使用价格等)
在生产过程中随着要素的投入和技术产品使用的价格的变化, 其最终产品的供给量也将有很大的影响, 当中间要素和技术使用的价格上涨时, 为了节约生产成本生产者将会减少要素的投入, 从而产量下降, 这时供给曲线将向左平移, 反之, 当中间要素和技术使用的价格下降时, 生产者将加大要素和技术的使用来增加产量, 这时供给曲线平行右移。如下图所示:
总的来说农业技术的进步是农业生产发展的源泉, 但是现实的经济大环境表明, 虽然农业技术进步带来的农产品的供给大幅度的增加, 但是人们对这些生活必需品的需求增加是有限的 (即是缺乏弹性的) , 从而就产生了需求曲线基本保持不变, 供给曲线不断的右移这样一种情况, 继而将出现了农产品价格不断下降的趋势。
三、农业技术进步对农产品生产者收入的阶段性影响
农业技术进步对农产品生产者收入的影响一般可以分为两个阶段:
1.
在农业技术进步的初期其只被少数农产品生产者掌握时, 掌握农业技术进步的生产者由于其生产率提高, 产出量的增加或生产成本的减少, 初期将取得超额利润。由于只有少量农产品生产者掌握农业技术进步, 对农产品市场价格无影响, 少部分掌握农业技术的生产者将出现收入暂时性的增加。
2.
当农业技术进步扩散后, 农业技术进步被大量的农产品生产者掌握, 市场上农产品总量增加, 由于农产品的需求缺乏弹性, 农产品价格下跌对农产品生产者造成的损失大于产量增加所获得的收益, 农产品生产者福利减少, 由于农产品价格下跌, 进而农业生产者的收入下降 (即所谓的谷贱伤农现象) 。
四、不同农业技术进步对农业生产者收入的影响
农业技术的进步根据其在农业生产过程中发挥的经济作用的不同具体可以分为三种类型, 即劳动节约型技术、资源节约型技术和中性技术。
1. 劳动节约型技术。
主要指通过先进的生产技术来代替体力劳动的生产, 从而提高劳动效率, 使得劳动力的消耗量减少的一种技术。这类技术的进步可以使节约的劳动力去相关产业部门参加工作, 从而在带动相关产业的发展同时增加了农民的收入但是这一技术的进步不宜在经济发展不好的地区推广应用, 这会使得当地的劳动力更加的剩余, 进一步地降低了农民收入。
2. 资源节约型技术。
指能够使除了劳动力以外的其他的资源使用效率明显提高的一种技术。资源节约型的生产技术一般生产力相对较低, 社会资本存量与经济实力的积累和增长较慢, 容易使大量农业劳动力滞留在土地上, 进一步的劳动者的收入将得不到提高。
3. 中性技术。
指资源节约与劳动节约两种类型的技术密切结合的一种技术, 这种技术的创新应用需要较好的条件, 尤其是经济和劳动者的素质, 所以这类技术对未受过良好教育的农业生产者群体来说将是经济收入的障碍一种技术。
五、主要结论
1. 技术进步对农业生产者收入的影响具有双面性。
从本文的分析来看虽然技术进步了但是农业生产者的收入负增长已成为一种发展趋势。为此, 我国政府应加大农业生产补贴制度, 在加大农业这一补贴制度的同时还应对不同区域和不同产品分别设计补贴制度, 并制定相应的标准。
2. 农村劳动力的农地滞留现象未得到解决。
放宽农村劳动力自由的流转政策这样可以大大地降低农业劳动者应滞留农地现象而出现的机会成本, 同时农村人口进入城市, 使原来只用于自给性消费的农产品的需求量加大, 进一步的也带动了产供销等相关行业的发展, 最终增加了农业生产者的收入
3. 农业生产技术的创新发展有待提高。
虽说技术进步带来的收益往往不是被农业生产者直接支配占有, 但是农业技术进步带来的好处可以惠及整个社会, 促进国家经济的发展, 因此政府部门应加大对农业科技研发的投入力度以加快农业技术发展的速度, 从而加快国家三农产业的发展。
摘要：通常情况下农业技术的进步会被认为是农业生产者增加经济收入的助推器, 因为技术的进步可以使得农产品的产量提高, 但随着农业技术的进步和推广应用, 在这一过程中将对农业生产者的收入有很大的影响, 一般情况下很难实现农业生产者收入的增加。本文就此问题进行理论的探讨和分析。
关键词：农业技术进步,技术推广应用,农业生产者收入影响
参考文献
[1]黄祖辉, 钱峰燕.技术进步对我国农民收入的影响及对策分析[J].中国农村经济, 2003 (12) .
[2]王益松.农业技术进步对生产者收入影响的理论研究[J].中南财经政法大学学报, 2004 (3) .
理论进步 篇7
技术进步是经济发展的主要动力源泉, 对大多数发展中国家尤为如此。目前, 世界500强企业中已有400多家企业在我国投资设厂, 随着跨国公司直接投资的增加, 跨国公司的技术投入也日益增多, FDI通过技术溢出效应推动了我国的技术进步。1999年的世界发展报告指出, FDI、国际贸易、移民和技术许可等都是技术溢出的渠道, 笔者拟研究FDI、不断增加的进出口贸易额对我国技术进步的影响, 考察FDI对技术进步的作用。
技术溢出是指通过技术的非自愿扩散, 促进了东道国技术和生产力水平的提高, 是技术转让过程中发生的一种经济外部性。笔者采用的是1991年~2005年的时间序列数据, 选取以下技术溢出指标:FDI依存度、进口依存度和出口依存度等为解释变量;选取全要素生产率TFP为被解释变量, 作为技术进步的量化指标;通过运用协整理论, 建立误差修正模型, 考察FDI、进出口与我国技术进步的动态关系, 最后给出了相关政策启示。
二、变量选取与数据来源
(一) 变量的选取
1. 被解释变量的选取
目前, 大多数研究文献中测量技术进步的指标有全要素生产率 (Total Factor Productivity, TFP) 、研发投入和专利数量等。其中, TFP是从GDP中减掉劳动L和资本K的要素贡献所剩下的“技术”要素, 最早是由Solow (1957) 提出来的, 该指标由于能够反映一个区域和行业的整体技术进步水平及生产率的提高, 因而是国内外衡量技术进步的常用宏观指标。笔者的计量模型也把TFP作为衡量技术进步的被解释变量。
2. 解释变量的选取
笔者选取以下三个变量作为模型的解释变量:FDI依存度 (FDIRATIO, FDIR) 、进口依存度 (IMPORTRATIO IMPR) 、出口依存度 (EXPORTRATIO, EXPR) , 分别衡量其对技术进步的影响。
(二) 数据来源
GDP, K, L和FDI数据来源于《中国统计年鉴》, 时间跨度为1991~2005年, 这是由于固定资本投资价格指数的数据是从1991年开始才有的。下面定义在模型中将要使用到的主要指标的来源及计算方法:
LnGDP:可比价格GDP值取对数, 可比价格GDP值= (GDP当年值/GDP价格指数 (1991=100) ) *100。
LnK:资本存量金额作为K后取对数, K包括固定资本投资和存货增加, 这里不考虑资本折旧。其中我们也用每年的固定资本投资价格指数 (1991=100) 来缩减资本存量的当年值。
LnL:就业人数作为L后取对数。
FDI:用每年的中间汇率去换算实际利用FDI的美元值, 并用GDP价格指数作调整, 得到FDI可比的人民币金额。
进出口数据:出口和进口的人民币值用GDP价格指数作调整, 得到出口和进口可比的人民币金额。
三、计量模型
笔者拟运用协整分析的方法建立计量模型。协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述, 协整分析的逻辑是:如果两个变量是协整的, 它们之间就存在着一个长期稳定的比例关系, 即长期均衡关系, 并可在此基础上, 求出误差修正项。然后, 把误差修正项看作一个解释变量, 连同其他反映短期波动的解释变量一起, 建立短期模型, 即误差修正模型, 通过该模型可以对变量之间的动态关系进行计量分析。
由于变量的数据为时间序列数据, 可能存在非平稳性, 因而需要对变量进行平稳性检验, 只有变量在满足一阶平稳的条件下才能进行协整分析。笔者采用ADF (Augmented Dickey-Fuller) 单位根检验来检验时间序列是否平稳;然后检验变量是否存在协整关系, 估计长期趋势方程;最后在协整检验的基础上, 建立包括误差修正项在内的误差修正模型, 以研究FDI技术外溢等变量对全要素生产率变化的短期影响和长期趋势。
(三) 变量的估算
1. 被解释变量的估算
笔者采用索洛残差法 (Solow’s Residualmethod, SR) 来估算中国1991~2005年的TFP:
假设GDP生产函数为C-D函数:Y=AKαLβ, 其中Y为国内生产总值 (GDP) , K和L分别为资本和劳动要素的投入, A为全要素生产率 (TFP) , α和β分别为资本和劳动的产出弹性。将生产函数对数化, 得:
LnGDPt=LnTFPt+αLnK+tβLnLt。
运用已做过可比价格处理的Ln K和Ln L数据, 对上式进行不带常数项的最小二乘法回归估算, 得:
LnGDPt=0.38LnKt+0.60LnLt
对此式进行变化, 可得全要素生产率的表达式为:
LnTFPt=LnGDPt-0.38LnK-t0.60LnLt
将1991~2005年间的LnGDP、LnK、LnL分别代入上式, 可以得到1991~2005年间中国全要素生产率 (LnTFP) 。
2. 解释变量的估算
对时间序列数据取对数后不会改变其随机性质, 且对数化后的数据容易得到平稳序列, 因此对数据进行对数处理。FDIR的值是通过实际利用FDI可比金额占GDP可比金额的比重取对数;IMPR的值是通过进口可比金额占GDP可比金额的比重取对数;EXPR的值是通过出口可比金额占GDP可比金额的比重取对数。
(二) 变量的平稳性检验
对Ln TFP原序列做单位根检验, 检验式中不包含趋势项和截距项, 滞后阶数由AIC准则确定, 最大滞后期数为3期。相应的检验式为:
类似的, 分别对FDIR、IMPR和EXPR时间序列运用ADF单位根检验方法进行平稳性检验, 得出:Ln TFP、FDIR、IMPR和EXPR的ADF统计量都分别大于其在不同检验水平下的三个临界值, 即这四个序列都是非平稳的。因而继续对这四个时间序列的差分序列进行单位根检验, 检验式中包含截距项, 滞后期数为2期。此时在5%的置信水平下, Ln TFP、FDIR、IMPR和EXPR的一阶差分都是平稳的, 因此可以对时间序列数据进行协整分析。
(三) 协整检验
对Ln TFP、FDIR、IMPR和EXPR进行协整检验, 首先进行协整回归:协整方程可写为:
其次检验残差et的平稳性, 仍然选择ADF单位根检验, 对残差序列的原序列进行检验, 检验式中不包含趋势项和截距项, 此时残差序列的ADF统计量比3个给定的临界值都小, 说明残差序列是平稳的, 因而变量之间是存在协整关系的, 即变量之间存在长期均衡关系。这样, 就可以建立Ln TFP、FDIR、IMPR和EXPR之间的误差修正模型ECM。
(四) 协整方程分析
首先, 从长期看, FDI依存度对中国全要素生产率的提高有促进作用, FDI在GDP中的比重每提高1%, 同期中国全要素生产率将增加0.17%, 这已增加的比例虽然不大, 其经济意义并不是很显著, 但在统计上达到了5%的显著水平 (t=3.62, p<5%) 。
其次, 进口依存度与全要素生产率的变化负相关, 进口在GDP中的比重每提高1%, 同期中国全要素生产率将降低0.53%, 而t=4.66, p<1%, 这说明从长期趋势上看, 对进口的依赖不利于全要素生产率的提高。
最后, 出口依存度对全要素生产率的影响系数为0.41, 这说明出口在GDP中的比重每提高1%, 我国全要素生产率将提高0.41% (t=3.45, p<1%) 。无论从经济意义还是从统计意义上看, 出口依存度对TFP的影响都要比FDI依存度对TFP的影响更显著。
(五) 建立ECM模型
根据Granger定理, 一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的表达形式。因此, 在协整检验的基础上进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型ECM, 以此来研究各解释变量对Ln TFP的短期影响和长期均衡。
估计误差修正模型如下:
被解释变量LnTFP的短期波动?LnTFPt可以分为两个部分:一部分是长期均衡, 由误差修正项et-1的系数 (-0.272393) 来表示, 由于该系数远小于1, 说明从非均衡态向长期均衡状态调整的力度不大;另一部分是短期波动, 即各差分项对?LnTFPt的短期影响, 具体表现为:
首先, 滞后1期的TFP变化的系数为0.467704, 影响为正;滞后2期的TFP变化的系数为-0.139493, 影响为负, 这反映了技术进步的波动性。
其次, 滞后1期的进口依存度系数为0.169785, 说明其变化与本期的TFP变化正相关;滞后2期的进口依存度系数为-0.026775, 说明其变化与本期的TFP变化负相关。这反映了进口在GDP中的比重的变化对技术进步的影响方向因时间长度的不同而不同。
第三, 滞后1期的出口依存度系数为-0.020525, 其变化与本期TFP的变化负相关;滞后2期的出口依存度系数为0.003794, 其变化与本期TFP的变化正相关。这反映了出口依存度的短期变化对全要素生产率变化的作用方向也是动态变化的, 但是作用相对于进口依存度而言更小。
特别的是FDI依存度, 滞后1期和滞后2期的FDIR变化与全要素生产率变化均为正相关, 但其经济意义和统计意义均不显著。这反映了FDI在我国会产生技术外溢, 但是不显著, 误差修正模型结果再一次验证了协整检验的结论。
四、结论与启示
首先, 模型的拟合度不高, R2为0.612701, 这是因为模型缺省了一些自变量的原因, 没有包括国内企业R&D投入、人力资本以及政府研发投入等因素对技术进步的影响作用, 但这并不影响模型变量之间的关系, 尤其是模型所反映的变量之间的长期关系。
其次, FDI对我国技术进步的影响虽然统计上不显著, 但却是稳定的。无论从长期还是从短期看, FDI在GDP中的比重都与全要素生产率增长正相关, 说明FDI确实有利于全要素生产率的提高。
第三, 进口依存度对全要素生产率的影响存在长短期的差异。从短期看, 滞后1期的进口依存度变化与TFP的变化为正相关, 但滞后2期的进口依存度变化与TFP的变化为负相关。而从长期看, 协整方程得到的结果也是负相关, 即在长期, 进口在GDP中的比重越高, 越不利于技术进步。这可能是由于过度依赖技术进口会导致国内技术研发能力的减退, 进而影响TFP的提高。
第四, 出口依存度的短期变化对全要素生产率变化的影响很小, 滞后1期的进口依存度系数甚至为负;而从长期看, EXPR对技术进步的影响是最显著的。
计量结果表明FDI对我国技术进步有积极作用, 但同时也造成了内资企业对外资方的技术依赖和自主开发能力的缺失。因此, 如何既能更好地利用外商投资带来的积极作用, 又能快速提升企业的自主开发能力, 是我国政府在制定和调整引资政策的时候需要重点考虑的。我国企业要提高技术能力和竞争优势, 必须加强自主创新意识、增加研发投入, 增强技术吸收能力;而政府应该完善人才流动机制, 为企业参与市场竞争提供良好的外部环境。同时, 针对部分地区盲目引进外资的行为, 应充分利用宏观调控功能, 对不同性质的外资项目实行分流和引导。
参考文献
[1]Blomstrom M And Perss on H.“Foreign Direct Investmentand Spill over Efficiencyin an Under developed Economy:Evidence from the Mexican Manu facturing Industry.”1983.World Development.Vol.11, p493￣501.
[2]包群, 赖明勇.外商直接投资与我国技术进步的实证研究[J].经济评论, 2002, (6) .
[3]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) .
[4]沈坤荣.外国直接投资的外溢效应分析[J].金融研究, 2000, (8) .
[5]王飞.外商直接投资促进了国内国有企业技术进步了吗[J].世界经济研究, 2003, (4) .