衰退原因

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

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

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

附圖

第三，中東歐地區(qū)和前蘇聯(lián)地區(qū)各國制度劇變后，經(jīng)濟體制改造的重點是私有化。但是當(dāng)私營經(jīng)濟成為轉(zhuǎn)軌的主要得益者后，其承擔(dān)的社會責(zé)任卻沒有與之相應(yīng)地增加。轉(zhuǎn)軌國家的實際做法是，私營經(jīng)濟成為經(jīng)濟的主體后，它在生產(chǎn)領(lǐng)域和金融領(lǐng)域卻對轉(zhuǎn)軌之中出現(xiàn)的經(jīng)濟衰退沒有承擔(dān)相應(yīng)的責(zé)任。于是就出現(xiàn)了一個荒唐的現(xiàn)象：得益者是私營經(jīng)濟，承擔(dān)虧損責(zé)任者卻是國營經(jīng)濟。例如，當(dāng)私營經(jīng)濟占壓倒優(yōu)勢后，國庫的稅收來源依然是國營經(jīng)濟。這種情況的存在，恰恰妨礙本國經(jīng)濟的健康發(fā)展。

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

1江西省城鄉(xiāng)居民收入與消費差距的相關(guān)分析

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

2江西省城鄉(xiāng)居民收入與消費差距的實證分析

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

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

本文作者：趙黎明史云鵬賀穎工作單位：天津大學(xué)

模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）城鄉(xiāng)消費差異影響因素模型的設(shè)定史云鵬、趙黎明、賀穎（2012）在研究城鄉(xiāng)消費差異時，基于凱恩斯線性消費函數(shù)討論了其與農(nóng)村居民收入水平的關(guān)系［1］。本文認(rèn)為，借鑒其思路可考察城鄉(xiāng)消費差異與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，同時在其推導(dǎo)過程中，線性形式的消費函數(shù)不是必須的。我們以凱恩斯絕對收入理論作為出發(fā)點，即認(rèn)為收入是消費的最重要的影響因素，則有：Ci=fi(Yi)（i=1，2）這里我們用Ci和Yi分別代表人均消費及人均可支配收入。下標(biāo)i=1，2則表示城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)。以兩者消費之比（C1/C2）反映城鄉(xiāng)間消費差異（DOC），則：DOC=C1C2=f1(Y1)f2(Y2)將上式分母簡單變形，即有：DOC=C1C2=f1(Y1)f2((1/(Y1/Y2))Y1)即消費差異的影響因素同時包括Y1和Y1Y2兩項。值得說明的是，在計量分析中，當(dāng)我們在考慮Y1對消費差異的影響作用時，實際上是假定Y1Y2不變，也即Y1改變意味著Y1和Y2在同比例變化，即全體居民的人均收入發(fā)生變化。因此這里將Y1替換為其他代表地區(qū)全體居民人均收入的變量是可行的。考慮到統(tǒng)計數(shù)據(jù)的提供情況，本文以城鎮(zhèn)居民實際可支配收入與農(nóng)村居民純收入之比（DOI）代表城鄉(xiāng)收入差距，即公式中的Y1Y2，以人均實際GDP（AGDP）代表經(jīng)濟發(fā)展水平，反映全體居民的人均收入情況，則有：DOC=f(DOI,AGDP)在設(shè)定計量模型的具體形式時，如果同時考慮人均實際GDP的平方項及其與收入差距的交叉作用項，則共有四種情況可供選擇（在這里為了避免異方差的影響，將所有變量均進行了取對數(shù)處理）：lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+ε（1）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+ε（2）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β4lnAGDP×lnDOI+ε（3）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+β4lnAGDP×lnDOI+ε（4）上述各式中，β1代表收入差距對消費差異的影響彈性，收入差距加大，則消費差異也應(yīng)擴大，因此預(yù)期β1符號為正。β2代表經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)消費差異的影響彈性。當(dāng)人均實際GDP提高時，如果城鄉(xiāng)收入差距DOI不變，則表示城鄉(xiāng)居民的收入水平同比例提高。考慮邊際消費傾向遞減規(guī)律，即消費受收入的影響，隨著收入的增加而增加，但每一單位的收入增加量所帶來的消費增加量是遞減的。本文認(rèn)為，對于邊際消費傾向遞減規(guī)律也可以用比例的形式進行表述。即隨著收入的增加，收入變化一定比例所導(dǎo)致的消費變化的比例是遞減的。中國城鎮(zhèn)居民的可支配收入一般高于農(nóng)村居民，因此兩者同比例增加時，則城鎮(zhèn)居民消費增加的比例要小于農(nóng)村居民。因此，預(yù)期人均實際GDP對消費差異有負(fù)向影響，即β2為負(fù)。更加深入的考察經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)消費差異的關(guān)系。首先在城鄉(xiāng)居民收入差距不變時，人均實際GDP對消費差異的影響作用應(yīng)是遞減的。同樣基于邊際消費遞減規(guī)律，收入的增加所帶來的消費的增加是遞減的，也即隨著收入的無限增加，城鎮(zhèn)居民消費支出與農(nóng)村居民消費支出的增加量均會逐漸減少，兩者的消費之比最終會趨近于1。因此經(jīng)濟發(fā)展對于消費差異的影響應(yīng)該逐漸減弱，反映在系數(shù)上即β3應(yīng)為正值。其次，隨著人均實際GDP的增加，收入差距對于消費差異的邊際效應(yīng)也應(yīng)是遞減的。其原因在于，在城鄉(xiāng)居民均具有較高的收入水平的前提下，收入差距的變化所導(dǎo)致的消費差異的變化應(yīng)該是較小的，因此人均實際GDP與城鄉(xiāng)居民收入差距的交互作用可能存在，且β4符號為負(fù)。綜上，在考慮模型中解釋變量的各種存在形式后，本文認(rèn)為，以上四種模型都是有可能成立的（史云鵬、趙黎明、賀穎（2012）的城鄉(xiāng)消費差異與農(nóng)村居民收入水平之間的關(guān)系與模型（1）和模型（2）類似，但未考慮模型（3）和（4）的情況［1］）。因此最終哪一種更適用，只能通過實證分析加以檢驗。（二）城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展之間函數(shù)關(guān)系的設(shè)定美國經(jīng)濟學(xué)家?guī)炱澞脑谄渲鳌督?jīng)濟增長和收入不平等》中提出了描述經(jīng)濟發(fā)展與收入分配之間關(guān)系的倒U型曲線假說，也即收入分配隨著經(jīng)濟的發(fā)展會出現(xiàn)先惡化再改善的變化情況。伴隨著中國的經(jīng)濟發(fā)展，確實出現(xiàn)了收入分配的惡化，其中城鄉(xiāng)居民收入差距加大便是其典型的表現(xiàn)形式之一。這提示我們兩者之間的關(guān)系是否符合庫茲涅茨假說。同時，兩者之間的關(guān)系也反映了經(jīng)濟發(fā)展對于城鄉(xiāng)消費差異的間接影響。因而有必要將城鄉(xiāng)收入差距水平與以人均實際GDP為代表的經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系納入庫茲涅茨假說的框架之內(nèi)予以驗證。但具體分析經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用時，以下三方面是需要予以考慮的：首先是自變量的選擇問題。在少數(shù)驗證經(jīng)濟發(fā)展與收入分配之間的庫茲涅茨關(guān)系的研究文獻中，自變量中除了包括以人均實際GDP為代表的經(jīng)濟發(fā)展水平外，還包含了其他的一些變量。本文認(rèn)為這是不恰當(dāng)?shù)摹Ｈf廣華（2004）認(rèn)為，庫茲涅茨假說是一個描述不以任何條件為轉(zhuǎn)移的一般化的經(jīng)濟發(fā)展與收入分配之間關(guān)系的理論，因此只涉及一個解釋變量——經(jīng)濟發(fā)展［5］。其次，關(guān)于數(shù)據(jù)問題，Kanbur（2000）建議使用純時序數(shù)據(jù)以避免異質(zhì)性的影響［6］。但此時數(shù)據(jù)的稀缺性是一個巨大的障礙。因此陳宗勝（2002）認(rèn)為，在資料不充分時使用面板數(shù)據(jù)也是一種可行的方法［7］。借鑒該思路，本文選擇中國省級區(qū)域的面板數(shù)據(jù)作為研究對象以充分?jǐn)U大樣本容量。最后，關(guān)于函數(shù)形式的選擇問題。現(xiàn)有的經(jīng)驗研究多數(shù)使用收入或收入對數(shù)的二次方程形式。這類模型存在兩個缺陷，首先一般的線性模型在收入均值為零時總是會預(yù)測出一個很高的收入差距水平，而這是不恰當(dāng)?shù)摹Ｆ浯危捎趦H包含兩個斜率參數(shù)，因此曲線沒有拐點或僅有一個拐點。而對于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體來說，不平等曲線可能有兩個甚至更多個拐點，因此，傳統(tǒng)的線性模型對于現(xiàn)實的描述是不準(zhǔn)確的。Ram（1995）［8］建立了一個一般性的模型用以描述庫茲涅茨曲線，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y其中INEQ代表某種衡量不平衡程度的指標(biāo)，Y代表經(jīng)濟發(fā)展水平。該式的一個顯著特點是當(dāng)自變量的平均值為0時，模型預(yù)測的不平等程度為0。但該式反映的函數(shù)關(guān)系仍然僅有一個拐點。萬廣華（2004）［5］在Ram設(shè)定的函數(shù)式中加入經(jīng)濟發(fā)展的水平項與二次方項，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y+β3Y+β4Y2該式一方面具有多個拐點，另一方面仍然保證了收入均值為零時不平等程度為零的特點。但這種擴展并未得到理論的支持。因此，在收入不平等與經(jīng)濟發(fā)展之間的函數(shù)關(guān)系不明確時，非參數(shù)估計方法便成為了一個有力的研究工具。本文采用非參數(shù)局部多項式估計方法驗證城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系。此時，不要求預(yù)先給定模型的確定形式，即一般性地將兩者之間的關(guān)系表示如下（這里我們?nèi)詫⑾嚓P(guān)變量進行了取對數(shù)處理）：lnDOI=m(lnAGDP)假定m(lnAGDP)在lnAGDP0處p+1階導(dǎo)數(shù)存在，則可將m(lnAGDP)在lnAGDP=lnAGDP0處進行泰勒展開：m(lnAGDP)≈m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!×(lnAGDP-lnAGDP0)p此時有：lnDOI=m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε令γj=m(j)(lnAGDP0)j!，則有：lnDOI=γ0+γ1(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+γp(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε該式可用加權(quán)最小二乘法進行局部擬合，即最小化：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)I(|lnAGDPi-lnAGDP0|h1)其中，Kh(⋅)=K(⋅/h)/h；h為控制局部鄰域大小的帶寬；K(⋅)為核函數(shù)；I(⋅)為示性函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)的不等式成立時，取值為1，否則取值為0。若K(⋅)為［-1，1］上的核函數(shù)，上式可進一步簡化為：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)本文采用Silverman（1986）［9］的方法確定帶寬，選擇Ep⁃anechnikov核函數(shù)K(u)=0.75(1-u2)，該函數(shù)為能夠使得MSE與MISE達到最小的最優(yōu)核函數(shù)［10］。根據(jù)多項式階數(shù)對估計結(jié)果的影響規(guī)律，即多項式階數(shù)與待估計函數(shù)的導(dǎo)數(shù)階數(shù)之差由偶數(shù)增加到奇數(shù)時，方差不增的特點［11］，本文具體選擇局部線性回歸對城鄉(xiāng)收入差距與人均實際GDP之間的關(guān)系進行考察。（三）研究方法與數(shù)據(jù)說明本文數(shù)據(jù)區(qū)間為2000年至2010年，并使用了省級區(qū)域的面板數(shù)據(jù)（不包括重慶）。相關(guān)數(shù)據(jù)由名義值向?qū)嶋H值的轉(zhuǎn)換均是以2000年為基期進行的。對城鄉(xiāng)消費差異影響因素模型的實證研究，主要是基于面板回歸模型，即通過F檢驗與Hausman檢驗在混合回歸模型、固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型中進行選擇以更好地擬合樣本數(shù)據(jù)。對城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系在采用局部線性回歸進行估計時，由于納入模型之中的不同省份可能存在一定的個體差異性，本文借鑒許冰、章上峰（2010）［12］的研究方法，即首先基于樣本數(shù)據(jù)構(gòu)造一個包含固定效應(yīng)的二次多項式模型，得到省際的固定效應(yīng)值，然后將剔除固定效應(yīng)影響之后的城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據(jù)與人均實際GDP進行局部線性擬合。如果以上兩部分的實證檢驗?zāi)軌蜃C明經(jīng)濟發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差異的直接效應(yīng)以及通過對城鄉(xiāng)收入差距而產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)均存在，則進一步將經(jīng)濟發(fā)展水平，即人均實際GDP作為城鄉(xiāng)消費差異的唯一影響因素，仍然通過非參數(shù)估計的方法，實證研究兩者之間的函數(shù)關(guān)系。本文相關(guān)數(shù)據(jù)根據(jù)《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及各省相應(yīng)年度統(tǒng)計年鑒收集整理得到。

實證分析

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

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

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

一、引言

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

2002年后農(nóng)村稅費改革和取消農(nóng)業(yè)稅進一步縮小了縣級政府財政能力,為了推行改革,保證目前財稅體制的平衡運行,中央增加了“農(nóng)村稅費改革”和“緩解縣鄉(xiāng)財政困難”轉(zhuǎn)移支付。這些轉(zhuǎn)移支付在緩解縣財政支出壓力,特別是“保工資、保運轉(zhuǎn)”方面發(fā)揮了較好的作用,但均等化目標(biāo)受到忽視,基礎(chǔ)教育、公共醫(yī)療等服務(wù)的地區(qū)差距日益明顯,在某些地區(qū)出現(xiàn)了上學(xué)難、看病難等問題。

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

本文的結(jié)構(gòu)安排如下,第二部分介紹研究采用的方法和數(shù)據(jù)來源;第三部分采用不同的指標(biāo)分別測算了樣本總體、農(nóng)業(yè)縣和市轄區(qū)的財政差距,并對結(jié)果進行了分析;在此基礎(chǔ)上,第四部分采用因素分解法衡量各收入項目對縣級政府財政差距的相對貢獻率和絕對貢獻;第五部分是結(jié)論和幾點啟示。

一．內(nèi)資、外資地區(qū)差距的概念和現(xiàn)狀

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

1.基本概念

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

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

國外投資又分為國外直接投資與國外間接投資，在本文中，由于國外間接投資在投資總額中所占份額較小，而且對一國的消費、儲蓄、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等方面影響較弱，進而對一國的經(jīng)濟穩(wěn)態(tài)增長問題影響不大，為簡化模型起見，本文的內(nèi)外資地區(qū)投資差距中的外資僅指FDI地區(qū)分布差距，忽略國外間接投資部分。

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

關(guān)鍵詞：薪酬差距；績效

1理論基礎(chǔ)

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

2理論分析與假設(shè)提出

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

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

[關(guān)鍵詞]期望差距公眾期望審計準(zhǔn)則

一、審計期望差距構(gòu)成要素

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

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

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

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

[關(guān)鍵詞]期望差距公眾期望審計準(zhǔn)則

一、審計期望差距構(gòu)成要素

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

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

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

一

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

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

大量相關(guān)研究表明，包括城鄉(xiāng)間、地區(qū)間、行業(yè)間、不同社會群體間的收入差距急劇擴大，貧富鴻溝越來越深。

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

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

一、城鄉(xiāng)差距擴大的主要表現(xiàn)

(一)收入差距。

目前，反映城鄉(xiāng)居民收入水平的最主要指標(biāo)分別是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入。2001年全國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為6869.6元，農(nóng)民家庭人均純收入為2366.4元。從這兩個指標(biāo)來看，我國城鄉(xiāng)居民的收入差距相當(dāng)大。

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

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

3.農(nóng)民收入水平比城鎮(zhèn)落后8~9年。目前農(nóng)民的收入水平只相當(dāng)于1992~1993年城鎮(zhèn)居民的收入水平。