时间：2023-08-17 18:04:54
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇经济学弹性的定义，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
[关键词] 广东省税收 税收收入弹性 实证研究
一、引言
广东省是开放的经济大省，税收地位十分重要，税收收入总量连续14年排名全国第一，税收总量约占全国税收收入总量的七分之一。税收在经济生活中的地位和作用越来越重要，税收是财政收入的主要来源，所占比重达90%，也是重要的经济杠杆之一，在调控宏观经济，改善收入分配，实现社会发展目标等方面起着不可替代的作用。特别是进入现代化的市场经济之后，税收调节经济的功能日益强化，成为宏观调控体系中不可缺少的经济手段。税收收入弹性理论是西方税收学说的一个重要内容，目前不仅在发达国家，而且在许多发展中国家已得到重视与运用。
二、广东省税收收入弹性现状
在经济学中，税收收入弹性被定义为税收增长对经济增长的反应程度，即税收收入变化率与经济增长率之比，其公式为:（其中表示税收弹性，表示税收收入的变动量， T表示税收收入，表示国内生产总值的变动量， 表示国内生产总值）。一般认为税收收入有弹性是指≥1，至少保证国家财政收入能随经济的发展而增加，从而无需通过调整税基、变动税率或开征新税等来增加税收收入，以尽量保证税收制度总体的稳定性。
由于1994年实行了税制改革，所以在这里只分析1995年以后的税收收入弹性。广东省从1995年到2005年的税收收入弹性变化如下图所示：
图1 广东省税收弹性
数据来源：广东省统计局，《广东统计年鉴》2004年～2006年，中国统计出版社
由图1可知，1995年～1998年广东省税收收入弹性是下降的趋势1998年～2001年广东省税收弹性是上升的趋势，而且2001前广东省的税收收入弹性基本上是大于1的；2001年～2004年广东省的税收收入弹性小于1，到了2005年又有所调整。总之，广东省税收收入弹性围绕1上下波动，且在大多数的年份里是大于1的，说明广东省的税收收入是具有弹性的，税收收入的增长速度在大多数年份里快于经济的增长速度。
三、广东省税收收入弹性的影响因素分析
从上面对广东省税收收入弹性的现状分析来看，税收收入弹性在0.14～2.57之间波动，利用1995～2005年的数据对税收弹性构建计量模型，分析影响税收弹性波动的因素。模型如下：
图2税收弹性模拟及残差
注：TAXE表示税收收入弹性； 表示税收增长率； 表示GDP增长率
影响税收收入弹性因素有很多，比如国家的宏观经济因素、国际经济环境因素、税收管理制度因素等，但是该模型主要分析了税收增长率和GDP增长率对税收弹性的影响，由模型结果和税收弹性模拟及残差图可知，影响税收收入弹性的因素是税收增长率和GDP增长率，税收收入弹性和税收增长率成正相关关系，和GDP增长率成负相关关系。下面看一下广东省税收增长和GDP增长的具体情况，从图3可以看出，广东省11年来的税收增长的变化可以看出：（1）按可比价格计算，1995年至1998年，广东省税收增长明显快于GDP的增长，并且税收收入增长的速度呈现下降的趋势；1998年～2001年税收收入增长的速度呈现上升的趋势，总的来看1995年～2001年税收增长快于GDP的增长速度，所以在此期间税收弹性是大于1的。(2)2002年～2004年税收的增长速度较慢，小于GDP的增长速度，到了2005年税收增长率又有大幅度的提高。(3)总之，1995年至2005年，税收随经济发展而增长，因为经济是税收之本，税收之源。但是税收增长的波动幅度远远大于GDP增长的波动幅度，表现在税收弹性是税收弹性围绕1上下波动。
图3广东省GDP增长率和税收增长率
数据来源:广东省统计局，《广东统计年鉴》，中国统计出版社
四、广东省税收收入弹性对广东省经济的影响
在1995年～2005年期间的不同时段里，税收收入的大幅度波动必然影响地方财政收入和正常的财政支出，对经济的稳定发展带来不利影响。总的来讲，广东省税收弹性围绕1上下波动，属于正常的波动范围，并且大多数年份大于1，具有弹性。广东省具有这种税收弹性的税收制度对经济的发展具有以下特点。首先，在市场作为资源配置基本手段的条件下，经济发展必然会具有一定的反弹力，广东区域经济发展不平衡，部门差别也十分显著，从客观上讲，具有弹性的税收收入能适应客观经济条件和税基的实际量进行课税，体现出税收负担的时期差别、地区差别、部门差别等，税收弹性制度能增强税收收入的灵活性与适应性，促进经济的均衡发展，符合当前广东省经济发展的需要。其次，西方经济学将税收收入看作政府实施宏观调控的一种重要的自动稳定器。在经济增长时，广东省这种有弹性的税收制度可以保证税收收入自动增加，而且增加幅度大于经济增长，从而能减少企业和个人手中可支配的货币收入，防止固定资产投资和消费基金的膨胀，减少因经济过热发生通货膨胀的可能性；在经济滑坡时，广东省这种有弹性的税收制度可以保证税收收入自动减少，而且减少幅度大于经济下降幅度，从而使企业和个人纳税减少，支付增加，有利于防止市场疲软，刺激经济回升。总之，广东省比较有弹性的税收制度，能够有效地调节资源配置，利用税收收入的波动平衡经济波动，以适应复杂多变的经济状况。
参考文献：
[1]李海莲:税收经济学（第一版）.对外经济贸易大学出版社， 2004
[2]（美）Damodar N.Gujarati，林少宫译：计量经济学（第一版）.中国人民大学出版社，2002年6月第2次印刷
关键词：零售业态 零售业态弹性 零售企业
文献综述
1992年，中国零售业拉开了对外开放的序幕。20多年来，零售业态从以百货店为主的形态发展为多业态共同竞争、共同发展的格局；中国零售市场不但成为中国零售企业的竞技场，更是国际知名零售企业的竞技场。由于零售企业竞争加剧，如何选择业态？如何认识业态的本质？如何将业态的特定本质为我所用，转化为零售企业的竞争利器？成为零售业理论与实践必须回答的问题。本文借用经济学弹性理论，对各零售业态是否存在弹性差异，如何运用业态弹性差异调整企业经营战略进行初步研究与探索。
决定零售业态发展的因素是什么？学者进行了有益的探索。方虹（2001）认为经济发展和市场竞争是一切业态产生和发展的基础和前提。谷永芬等（2004）认为零售业态的产生与演变和收入、消费有一定关系。鲍观明、叶永彪（2006）认为业态演变与一地区或一国家的经济发展水平具有一致性，并以英国学者J.B. Jefferys研究英国居民生活水平与零售业态的发展关系密切为例，说明两者之间的相关性。鲁敏、乜标（2010）认为各零售业态存在与否主要由该业态的顾客让渡价值决定，即顾客总价值与顾客总成本的差额决定。上述研究成果虽然没有涉及零售业态弹性，但为零售业态弹性的研究提供了可能的分析视角。
概念与设定
弹性是指两个有函数关系的变量之间，自变量的相对变动所引起的因变量相对变动的程度；弹性衡量买者与卖者对市场条件变化的反应程度；或者表示因变量对自变量变化的反应灵敏度。
零售业态弹性是指，零售企业所经营的商品价格、一个地区或国家的宏观经济发展水平、消费者收入、零售技术应用、消费者偏好以及一些不可预见的市场事件等因素的变化，对零售业态的销售量增加或减少的影响程度。零售业态弹性反映了零售销售量对上述因素变化的敏感程度。
鉴于前述零售业态研究成果以及数据的可获得性，本文设定：以国内生产总值（GDP）代表经济发展水平；以城镇居民人均可支配收入代表现实的消费能力；以GDP和城镇居民人均可支配收入为自变量对不同零售业态销售量的影响为业态弹性系数。
实证分析
（一）分析方法
第一，根据经济学弹性理论及计算公式，当自变量为GDP时，假设Q为零售业态销售量，Q为零售业态销售量变动的绝对数量； X为自变量GDP，X为自变量GDP变动的绝对数量。 Eg代表以GDP为自变量，以各业态销售量为因变量的函数关系的零售业态弹性系数，计算公式为：
按Eg绝对值的大小，把业态弹性分为四种：Eg>1，为富有弹性。即GDP的变化，引起销售额的变化影响较大，如果GDP变动1%，销售量的变动则超过1%；Eg
第二，根据经济学收入弹性理论，当自变量为城镇居民人均可支配收入时，设Ei代表以城镇居民人均可支配收入为自变量，以各业态销售量为因变量的函数关系的零售业态收入弹性系数，计算公式为：
经济学收入弹性理论认为，当收入弹性系数为正值时，代表销售的商品是正常商品；当收入弹性系数大于1时，代表销售的商品是比较高档的商品；收入弹性系数小于1 时，代表销售的商品是生活必需品。工艺美术品、各种高级消费品、旅游业以及其他奢侈品的收入弹性较大。
（二）数据描述
目前，中国零售业涵盖百货店、超市、大卖场、专业店、专卖店、便利店、折扣店、仓储店、网络商店等十余个业态。笔者选择零售市场占有率比重较大的百货店、超市和专业店三个业态2011和2012年销售额的增长率数据（数据摘自商务部网站，该增长率为名义增长率）为因变量；当年GDP和城镇居民人均可支配收入年增长率数据（数据摘自国民经济与社会发展统计公告，其中GDP年度增长率由笔者转换计算为名义增长率）为自变量，如表1所示。
（三）结果分析
1.宏观经济发展对零售业业态发展的影响。根据弹性的定义及计算公式，计算结果如下：第一，百货店业态的弹性系数=百货店业态销售量增幅/GDP增幅。
2011年，Eg=20.1/17.45=1.15>1；2012年，Eg=10.3/10.12=1.017>1。 数据显示，百货店业态富有弹性。
第二，超市业态的弹性系数=超市业态销售量增幅/GDP增幅。
2011年，Eg=14.9/17.45=0.853
第三，专业店业态的弹性系数=专业店业态销售量增幅/GDP增幅。
2011年，Eg=10.9/17.45=0.624
2.城镇居民人均可支配收入的变化对零售各业态的影响。第一，百货店的收入弹性系数=百货店销售量增幅/人均可支配收入增幅。
2011年，Ei =20.1/14.1=1.425>1；2012年，Ei =10.3/12.6=0.817
第二，超市的收入弹性系数=超市销售量增幅/人均可支配收入增幅。
2011年， Ei =14.9/14.1=1.05>1；2012年， Ei =8.7/12.6=0.69
第三，专业店的收入弹性系数=专业店销售量增幅/人均可支配收入增幅。
2011年， Ei =10.9/14.1=0.77
当然，对百货店、超市和专业店的业态弹性的分析结论尚需要进一步研究与探索。笔者经初步研究认为，百货店是富有弹性的业态，超市及专业店是缺乏弹性的业态，如图1所示。就零售业而言，业态的发展是动态的，新型业态还将在零售业发展进程中诞生。所有零售业态都会对经济发展、收入水平及其它市场因素的变化而产生不同程度的反应，较为普遍应用的两种类型是：富有弹性和缺乏弹性，也有完全无弹性的业态，如某类具有不可替代属性的药店。
应用研究
（一）业态弹性差异体现零售业态应对市场的能力
自2010年以来，受国际金融危机、债务危机的影响，我国经济增速持续两年衰退，零售业的各种业态都受到经济衰退的影响，而富有弹性的专卖店、百货店受影响较大，销售量下滑幅度较大，特别是专卖店，出现较大面积的倒闭关店情况，而缺乏弹性的超市和专业店等业态受影响较小。
当市场出现不可预见的突发事件时，弹性较大的业态容易受到更大影响。以2003年我国出现的“非典”事件和2008年国际金融危机为例，比较两个典型零售企业：在沃尔玛1979-2012年的销售额和王府井百货2001-2012年的销售额的对比中发现，从沃尔玛的销售数据中几乎看不到全球金融危机和美国次贷危机的显著影响，其销售量持续增长，只是增长幅度有所变化，如图2所示。而从王府井百货的销售数据中能看出2003年的“非典”因素对其销售量的显著影响，2002年其销售额是33.3亿元，2003年销售量下降至31.8亿元，销售量的下降正是“非典”疫情所带来的影响，如表2所示。
（二）业态弹性差异主导零售业态间的定价差异
富有弹性的零售业态诸如百货店、专卖店等，缺乏弹性的零售业态诸如专业店、超市、大卖场等，这些零售企业各具明显的差异和特点。虽然直接打折、购物赠物、购物赠券、积分返利、会员折扣、购物抽奖、特价区等会成为各零售业态常用的营销手段，但“天天平价”会成为超市和大卖场的定价策略，“店庆营销”、节日促销成为百货店营销特点。
1.超市“天天平价”的定价策略。超市业态产生于二十世纪三十年代，所经营的商品基本为人们日常生活所需，弹性较小。始终如一的低价策略成为超市业态经营的“杀手锏”。对于弹性较小或缺乏弹性的零售业态，并不适合“价格战”的竞争手段。
2.百货店“店庆营销”的营销战略。百货店经营的商品弹性较大，所以定期举办“店庆营销”类的营销活动能够取得显著的销售额业绩。
（三）百货店的业态属性制约其发展大规模自营制
百货店的业态属性决定其不能经营具有同质性的商品，其经营的商品具有两个特点：显著的差异性和较高的市场辨识度。这些较高品质的品牌商品价格弹性也较大，所面临的需求市场不易人为掌控。张艳（2010）认为百货店对经营模式的选择具有自，不能急于求成，盲目模仿。
参考文献：
1.张艳.论零售企业自有品牌建设的机遇与挑战[J].商业时代，2012（25）
2.方虹.零售业态生成机理与我国零售业态结构调整[J].商业经济与管理，2001（10）
3.谷永芬，刘颖，刘月梅.中外零售业态的比较研究[J].哈尔滨商业大学学报（社科版），2004（4）
4.鲍观明，叶永彪.零售业态演变规律的综合模型构建[J].财贸经济，2006（4）
5.鲁敏，乜标.顾客让渡价值与零售业态的演进—以战后日本零售业为例[J].北京工商大学学报（社科版），2010（10）
6.吴志清.经济学基础[M].机械工业出版社，2009
7.曼昆.经济学基础[M].北京大学出版社，2010
关键词：弹性；产权制度变迁；效率；单位交易成本
中图分类号：F062.9 文献标识码：A 文章编号：1000-176X(2010)10-0014-07
一、引言
在制度经济学研究领域，关于制度弹性的探讨已有一些研究成果。纵观国内外文献，不同学者的研究视角、研究对象显著不同。从西方经济学来看，弹性理论是一个重要分析工具，弹性概念是经济学家阿尔弗莱德・马歇尔首先使用的，用因变量的变化率与自变量的变化率的比值来表示。而从制度弹性领域的研究文献来看，第一种研究情况是把制度弹性理解为制度的灵活性，即制度能够适应经济和社会结构的发展变化而随之灵活性调整的性质，研究的目的是防止制度成为社会进步和经济发展的绊脚石。宋娟把因制度安排与实际社会群体需求的差距而引发的制度变迁空间定义为制度弹性的社会属性。第二种研究重心则不是从制度本身出发，而是偏重于研究人们在现有制度的遵守、执行及其操作层面产生行为偏离的现象。徐胜恩把制度弹性的实质理解为现代市场经济中有法不依、执法不严，从而导致显性规则失效，并且他认为这种制度弹性的形成原因要从传统的社会隐性规则中去寻找答案，今天中国社会的制度弹性很大，依然明显带有传统封建社会的隐性规则烙印，那么，在进行市场经济改革深化的时期，这种制度上的弹性已经对现代市场经济的形成起到了阻碍作用。第三种研究视角是把制度弹性理解为制度的活力，即制度促进创新的活力效应。这类文献主要研究工业社会向信息社会转型过程中，制度弹性对促进学习与认知、技术扩散和技术外溢的重要制度作用，进而推进潜在资源的最优利用和创新进步。代表性学术成果主要来自于Watanabe等、Kondo等、Griffy-Brown等。另外，以创新型国家作为研究样本的成果亦较为丰富。Watanabe和Yuji采用日本雇用体系的工资弹性作为衡量工具，最终指明，日本促进技术创新和技术扩散的制度活力效应正在逐渐恶化。Watanabe和Kondo主要分析日本的制度弹性在技术创新和可持续增长方面的贡献递减性。Griffy-Brown、朱兵、Watanabe等把日本和美国、欧洲的制度弹性进行比较，由于信息技术的创新机制依赖于各国的制度弹性机制，因此，以服务导向为主的信息社会在其构建过程中，各国的制度弹性能否引领信息的创新扩散，亦将制约各国的经济发展速度。欧美20世纪90年代以来，制度弹性提高，信息创新和经济发展的持续增强，而日本较之20世纪80年代则进入低制度弹性和经济停滞的双重困境。此外，谭忠真、邹东涛和皮修平也从制度影响人的创造力的角度指出，人的集成创造力的制度弹性就是制度对人的创造力作用的生产力效应。关于制度弹性的第四种研究成果，主要是从不同经济主体对制度的供给与需求会有不同的反应程度来界定制度弹性的。宋冬林和汤吉军以东北资源型城市为研究对象，说明东北的社会性沉淀成本是阻碍制度需求变迁的主要因素，主要讨论“制度供给一成本变化一制度需求”即制度的引致的需求弹性，但是两位学者仅是在理论上提出了这个逻辑命题，却未能从实证数据上进一步量化分析。第五种研究情况则是从制度组织的角度形成研究成果。Wagner在分析公共领域的结构转型中引入制度弹性变量，即政府部门增长变动率所带来的非盈利组织的变动率的比值。那么，在集权制与分权制下的制度弹性显著不同(1)，政府和非盈利组织的关系(互补或替代)也存在差异。第六种研究视角是把制度弹性理解为，由于考虑到制度执行时要遵从实际发展状况而允许存在制度的灵活性调整空间。这类研究更多地已经走出制度经济学以及经济学的理论范围，主要应用于财务审计制度、法律审判制度等实际操作领域。综合上述，关于制度弹性的众多研究成果尽管较为分化，但他们的基本研究意图主要是从发展的、变化的制度空间去寻找制度的动态调整与经济结构、社会转型、技术创新、人类发展等方面相互作用的内在激励和内在相容性。
产权制度是经济制度的核心和基础。一般而言，产权安排的效率体现于交易成本的变化。有效率的产权合约安排，因增强预期、减弱不确定性而具有降低交易成本的作用。在科斯的《社会成本问题》中，关于交易费用、产权调整、资源配置效率的相互关系的论述，开辟了交易费用和产权制度的理论链接之桥。制度经济学家诺思曾指出，作为最直接的形式，交易成本是解释经济绩效的关键，因此，本文在借鉴制度弹性研究成果的基础上，试图采用西方经济学的弹性理论作为工具，侧重研究不同产权主体对变迁后的产权制度会有不同的反应程度和适应能力(表现为交易成本的变化)，即产权制度变迁效率的弹性问题。
二、采用弹性理论量化检验产权制度变迁效率的命题设计
(一)命题设计
为了便于研究，我们做出两个基本假设：第一，除产权制度之外其他引致交易成本变化的因素均维持既定不变。第二，本文研究的是经济运行中每一笔经济关系的交易费用(单位交易成本或平均交易成本，用AC表示)。
在这两个基本假设下，我们把产权制度设计为自变量，把因产权制度调整而形成的交易成本设计为因变量。那么，产权制度一交易成本弹性命题就可以直接表述为：在一定时期内，某一产权制度接受者的交易成本对产权制度变迁的反应程度。或者，产权制度变迁所引起的产权制度接受者的交易成本的变化率。实质上，采用弹性工具是为了更深入地把握不同的产权制度接受者适应产权制度变迁的能力。这种反应力或者称作适调力、敏感度，更多地体现于单位交易成本(AC)的变化轨迹。那么，令产权制度记为PR，则产权制度变迁为APR，令产权制度接受对象的单位交易成本的变化为AAC，则本文设计的产权制度一交易成本弹性系数(ε)可以采用数学公式描述为：
产权制度的改进包括企业产权结构的调整、宏观产权关系的变化和某项具体产权的各项权能在不同的产权主体之间进行重新组合。在实际应用中，为了数据的可操作性，可以使用产权结构的变化轨迹作为工具变量来代替产权制度的变迁。因为描述产权结构的变化轨迹所需要的宏观经济数据和微观经济数据(公司的股权结构)均易于取证。例如，可以使用非国有股权比重与国有股权比重的比值作为产权制度变迁的代表变量。该比值在(0，1)取值区间时表示国有经济控股，在(1，+∞。)区间则表示非国有经济控股，当比值等于1时则表示国有经济权重和非国有经济权重平分秋色。
(二)产权制度一交易成本弹性系数(ε)的符号及其制度意义
1 (1)式中分母代表产权制度的增量变迁，所以ε一般为正数。如果ε为负数，则是(1)式
中分子为负数，说明产权制度变迁所引起的产权制度接受者的交易成本下降，这正是我们追求的产权制度变迁的效果。相反，如果ε为正数，则是(1)式中分子为正数，表明某种产权制度的变迁反而致使单位交易成本的提高，那么，就需要考虑变迁后的新产权制度安排失效的症结何在。
2 弹性系数|ε|=0、|ε|=∞、|ε|=1均是在弹性理论中存在但在实际生活中较为罕见的特殊情境。|ε|=0(无弹性)表明，交易成本对某产权制度的变迁没有反应；|ε|=∞(无穷弹性)表明，产权制度微小的变迁就会引起交易成本的无穷变化；|∞|=1(单一弹性)则表明，交易成本的变动率和产权制度的变迁呈现出同幅度的变化轨迹。
3 在实践中更多地呈现出弹性系数0
(1)|ε|>1是一种富有弹性的表征，描述出交易成本变化的幅度大于产权制度变迁的幅度，即产权制度的改进能够带来交易成本更大幅度的下降。因此，当|ε|>1时，产权制度一交易成本弹性正是处于产权规模成本递减阶段上，呈现出较为平坦的弹性曲线形状(如图1所示)。
这种富有弹性(|ε|>1)的产权制度和相应的交易成本大幅降低的变化轨迹，更好地证明了改进了的产权制度的经济绩效。第一，随着产权制度的改进，新的产权结构已经与技术机制、生产要素机制等形成内化耦合，体现于生产要素的市场价格、要素报酬、人均可支配收入等激励性回报，进而，促进市场交易博弈的次数越频繁，单位交易成本(如图2所示：AC1AC2)就会越来越低，在一定时期内将形成新的稳定均衡(如图2所示：Q1Q2)，并且新的稳定均衡会随着单位交易成本的下降趋势而呈现出持久性稳定均衡周期。第二，产权制度的改进会促进产权合约出现单边向多边发展的趋势，使各种生产要素包括信息、劳动力、土地、技术、资本等出现多元化、自由流动和重组趋势，从而有效地降低交易成本。第三，产权改革对周边市场具有示范和扩散效应，能促进交易成本进一步降低。
(2)0
这种产权制度一交易成本的弱弹性，体现在交易成本一旦确定就会形成较强的固化作用，短时期内难以随产权变迁而发生较大的改变。导致这种产权弱弹性的原因亦是复杂的。第一，尽管出现了新的产权制度供给，但是它可能尚未形成激励与补偿并存的利益平衡机制。因为从一般意义上显示，产权制度的迭进，一方面改进了一部分利益者的福利，另一方面也使其他利益者受损或者不增加其福利。即制度演化多数形成的是零和博弈，而出现正和博弈较难。在这种情况下，补偿机制和激励机制的权重都不宜忽视，否则，受损者以及未受益者依然会选择初始的要素安排方式，阻止新产权制度的演进，从而导致交易成本高企不下，甚至反而增加。第二，主要是由于产权制度接受者的反应弱灵敏性。这种弱灵敏性可能来源于原始偏好、历史路径锁定效应、资产专用性、非市场化程度、偏好反转效应、契约方人际关系、初始资源禀赋、初始政治地位和初始话语权等众多原因。第三，即使产权制度出现演进，但交易成本仍然居高不下，可能是因为周围的强势集团效应对产权制度接受对象的重大影响。在一项产权制度的初始时期，基于制度主体的强势运营，往往会形成该系列经济链条的相关集团共同支持和共同合作的局面，那么，该制度主体在产权制度出现变迁后也不可能迅速地在经济选择上发生偏转，他依然会选择把货币利益投向原有的捆绑在一起的众多利益集团。由此导致交易成本居高不下，有效的制度变迁根本没有体现在真正的市场交易中。第四，对于某些对象而言，新产权安排的出现，在短时期内需要适应期和其他适应条件。因此，在研究产权制度一交易成本弹性时，应当注意阶段性弹性或周期性弹性。也就是说，在产权演进的不同时期，表现出的产权弹性有可能是不同的。短期内是产权制度一交易成本的弱弹性，或许长期内，随着主体适应能力的增强和适应条件的改善，就有可能出现产权制度一交易成本的强弹性的状况。第五，新产权安排有可能导致出现新一轮的交易成本，并在成本规模上超过原有交易成本体系，导致交易成本依然居高不下。第六，从新产权本身来看，或许新产权安排无法行使有效率的产权功能，无法有效地促进外部性(外部性成本和外部性收益集合)内部化以及不确定性内部化，从而导致交易双方在相对的交易成本体系之下，双方的无差异曲线不能向相切点靠拢。本文借用非均衡的埃奇沃思方框图思想来重新设计和表述这个问题(如图4所示)。
假设参与交易的仅有两个行为人A和B，他们各自仅有维持生产的交易成本和维持经营的交易成本。那么，尽管已经出现了产权制度的调整，但在新产权安排下的相对交易成本体系，依然无法促进两个行为人无差异曲线相切，在两者无差异曲线之间依然存在较大的距离空间。这就证明在这个相对交易成本体系中，有一方行为人的交易成本肯定是过高的，从而使得该行为人的无差异曲线无法向均衡点靠近。这就预示着，该产权安排仍然需要继续改进，才可能促使现有的相对交易成本曲线改变形状，行为人的无差异曲线才有可能近似相切而出现稳定均衡。
三、实证研究
(一)选择样本的依据
产权制度一交易成本弹性这一命题主要讨论的是单位交易成本对于产权制度变迁的敏感度，由此，本文选取单个企业作为样本对象，并把国有控股企业以及由国有控股变迁至非国有控股企业作为样本，这符合产权制度变迁或产权结构变迁的时代性。在随机选择中，主要选择意图就是能够覆盖产权弹性的几种情况。为了能够获取公开的权威性数据，本文选择符合这些股权条件的上市公司作为研究样本。
(二)各种测算指标的来源
1 产权制度变迁的衡量指标。本文选择上市公司的股权结构(非国有股权比重与国有股权比重的比值)作为工具变量。
2 单位交易成本的衡量指标。夏正荣在分析中国企业交易成本过高的问题时，将2004年2月至2005年3月部分代表性行业有效数据作为考察对象，研究结果表明，中国企业的管理费用大概占销售收入6％以上，销售费用占4.4％左右，财务费用为1.3％。另外，销售费用率与利润率的相关系数为－0.7944，财务费用率与利润率的相关系数为－0.5953，管理费用率与利润率的相关系数为－0.0824。本文借鉴夏正荣的研究结论，选择上市公司的销售费用、财务费用和管理费用的总和作为单笔交易成本的界定指标。
3 本文设定观测期是1年，考察年限为2005－2008年。
(三)测算过程
注：因为弹性系数与各变量计量单位无关，所以表1中均未标出计量单位。
数据来源：《RESSET金研究数据库》、新准则财务报表(年报)及其计算。
根据表1数据，从股权结构变动(非国有股比重与国有股比重的比值，即A／B)来看，不同样本、同一样本的不同时期的变迁进度呈现差异化。2005－2006年，金丰投资、航天科技的股权结构改变幅度较大，而澳柯玛、广州药业改变幅度较小，三友化工维持不变。从不同时期来看，航天科技从国有控股向非国有控股转变的步伐较快，股权结构变动的年增长率为72.57％，而广州药业和三友化工(维持国有控股)其股权结构变动的年增长率仅为22.65％和14.47％。另外，从单位交易成本的变化轨迹来看，金丰投资、澳柯玛表现出交易费用下降的良好局面，航天科技、广州药业的交易费用则表现出先升后降的轨迹，而三友化工不降反而上升。综上所述，单纯观察股权结构变动的数据和交易成本的变动率，就无法更深入地说明各上市公司对因其股权结构的变动而引发的企业交易成本的反应程度，因此需要进一步采用本文提出的产权制度一交易成本弹性系数的工具和方法，依据表1数据，按照本文提出的产权制度一交易成本弹性系数(ε)数学公式(1)计算，计算结果如表2所示。
表2显示，弹性系数(ε)为负数的有金丰投资、澳柯玛、航天科技(后期：2006－2008年)，这说明股权结构的变动率和单位交易成本的变动率呈反向趋势，这正是我们追求的股权改革应当促进企业经营管理交易费用下降的效果。金丰投资的弹性系数证实了其产权弹性的性质为弱弹性(0.2442)，说明其股权结构的变动仅仅引发企业交易费用的微小降幅。而澳柯玛则表现出大于1的强弹性系数，证明了其股权演化绩效非常显著，能够带来企业交易费用的大幅下降。
在观察样本中，弹性系数(ε)为正数的占绝大多数，尤其是在股权结构变迁的前期更为明显。弹性系数(8)为正数说明上市公司的股权改革反而引发企业交易费用的上涨，这种现象在国有控股公司和国有向非国有控股演化的公司较为多见，这在一定程度上表明，国有企业的转型成本、转型障碍、转型难度是不容忽视的，他们可能在选择偏好、集团强势利益、补偿机制、初始配置、组织管理结构等方面存在多种症结，致使国有企业对产权制度改革、经济转型的灵敏度十分弱化，适应能力不足，路经锁定效应比较突出。因此，在股权更迭的进程中，各种利益的纠葛和引发的转制成本可能反而促使单位交易费用的提升。
四、结语
产权经济学基本理论认为，交易成本是产权制度效率解释的一个重要评判标准。本文采用经济学的弹性工具，将这一定性的评判标准量化，从而突破了传统制度经济学仅对产权与交易成本的定性研究范式，形成了产权安排对降低交易成本以及降低作用程度的量化效率评估手段理论。
本文提出的产权制度一交易成本弹性命题，主要研究的是不同产权主体对产权制度变迁的不同反应程度和适应能力(表现为产权主体的单位交易成本的变化趋势)。通过对强弹性、弱弹性等值域的研究结论，本文也从实际度量上解决了产权诱变引发交易成本的变化在不同产权主体间的差异性问题。进而，可以依据度量结果去界定产权变迁体现于产权主体的适应性效率，以此来进一步修正产权递进的规模、结构以及其他影响激励机制发挥的因素。
在产权演进史上，尤其是转轨国家的产权更迭，主要表现为渐进的、边际式的改良路径，爆发式的、大规模的变革路径并不常见。因此，本文设计的产权制度一交易成本弹性这一逻辑命题，即从产权制度的边际递进而引发产权主体的单位交易成本变化这一视角去度量，符合产权制度研究的边际激励改良倾向和路径探索。可以说，本文命题及实际操作对转轨经济模式更具有应用价值。
弹性(elasticity)是经济学中的一个基本概念,是指一变量对另一变量的微小变动所作的反应。经济增长的就业弹性(简称就业弹性)就是当影响经济增长的其他因素不变时,每一单位的经济增长引起就业增长的比率。就业弹性越大,单位经济增长带动就业增长的水平就越高,依靠经济增长拉动就业的作用就越明显;当就业弹性水平较低时,单位经济增长带动就业增长的水平就低,即使经济保持高速增长,也不会对就业有较强的拉动,此时,依靠经济增长解决就业不会产生明显效果。解决就业问题也就是解决劳动力供给与需求之间的缺口。由于劳动力供给的刚性,扩大需求就成了解决就业问题的关键。显然,当经济增长的目标既定时,就业弹性水平直接决定了劳动力需求的数量。但是,决定就业弹性的因素相当复杂,除了受经济自身的发展规律制约以外,还与一国社会经济政策的取向以及产业结构相关。
从经济发展的自身规律来看,在经济发展的不同阶段就业弹性水平会有所不同。在工业化初期阶段,技术水平低,技术进步的速度也较慢,经济增长主要依靠简单扩大再生产方式实现,这种粗放式增长方式的要素投入产出率低,因而劳动效率也低,完成单位产出需要投入的劳动力数量大,就业弹性水平通常较高。随着工业化进程向纵深发展,面临经济增长方式的转变,要素投入对经济增长的作用开始减弱,经济增长更多地依赖技术进步,此时,就业弹性会缓慢下降。从我国当前的经济发展水平来看,人均GDP接近1000美元,已经进入工业化中后期阶段,经济增长方式正由粗放式向集约化转变,就业弹性不可避免地出现下滑趋势,这将进一步加大解决就业问题的难度。体制与政策变化对就业弹性的影响是多方面的。我国长期以来实行“低工资、高就业”政策,维持了较高的就业率,同时也积累了相当多的富余人员。随着劳动力市场的建立与完善,劳动力就业逐步市场化,企业拥有了用人自,近年来,向社会集中排放了大量富余人员。就业政策转变导致就业弹性水平阶梯式下降。此外,改革开放以来,我国一直实施以增长速度为主要目标的发展思路,为了实现经济的高速增长,固定资产投资保持了相当高的增速,生产领域中资本有机构成提高的速度越来越快,而资本有机构成越高,资本对劳动的替代作用越明显,完成单位产出所需的劳动力数量就越少。就业弹性水平还与一国产业结构相关。
一国的产出结构中,劳动密集型产品的比重越大,就业弹性水平越高;相反,资本密集、技术密集型产品的比重越大,就业弹性值越低。第三产业与制造业相比,属于资金和技术密集度低的产业,对劳动力有较高的容量,发展第三产业,提高其在整个国民经济中的比重,有利于提高就业弹性水平。数据表明,我国第三产业增加值占GDP比重近年来一直未见明显提高,1990年为31•4%,2001年仅为33•6%,而全部低收入国家1998年服务业占GDP比重已达38%(见表1),这表明我国第三产业发展明显落后于其他发展中国家。第三产业比重偏低,制约了就业弹性水平的提高。
二、就业弹性的测算
就业弹性的测算方法主要有两种,一种是根据弹性定义测算,另一种是构建经济增长影响因素模型,通过对模型参数的估计测算就业弹性。两种方法各有特点,计算条件和应用场合各不相同,实际应用时,有些问题值得注意。
(一)按就业弹性的定义测算弹性是一变量(Y)对另一变量(X)的微小变动作出的反应,用微分公式表示即为:E=(dY/dX)(X/Y)。此外,弹性还可表达为:当其他因素不变时,变量X的单位变动引起另一变量Y变动的比率,用差分公式表示为:E=(ΔY/ΔX)(X/Y)。对社会经济现象而言,指标数据通常按月度、季度、年度分时段观察取得,但在短时间内现象的微小变动是难以观察和取得结果的,因此,计算弹性通常采用差分公式,经济增长的就业弹性即为GL/GY,其中,GY表示经济增长速度,GL表示劳动投入的增长速度。表2给出了按此种方法计算出的1978年以来我国各年份的就业弹性,表3给出了1991年以来分三次产业的就业弹性值。运用差分公式计算就业弹性的最大特点是简便,既可按年度值计算,也可计算一个较长时期的弹性值,但此种方法计算结果缺乏一定的准确性,其原因是,在弹性的定义中强调引起经济增长的其他因素不变这一前提,即经济增长率(GY)仅由劳动力投入增长(GL)一个因素贡献,其他因素对经济增长的贡献率为0。事实上,固定资产投资、技术进步等因素都在变化,并且是经济增长的主要贡献因素,因此,计算弹性的条件通常难以满足,使用差分公式计算出的就业弹性值比实际值偏小,难以准确反映经济增长与就业变动的关系。从表2和表3中的计算结果看,各年份就业弹性值波动幅度相当大,这也说明计算结果缺乏可靠性。
(二)按经济增长模型测算影响经济增长的因素是多方面的,既有资本、劳动等要素投入变化的影响,又有技术进步、制度变迁、结构调整等原因,经济增长模型是反映经济增长与各影响因素之间数量关系的模型。经济增长模型种类较多,但以新古典经济增长模型应用最为广泛。假定一个新古典生产函数为:Yt=A0eλtKtαLtβ(1)(1)式中Yt、Kt、Lt分别代表时间t上的产出、资金投入量、劳动投入量,λ、A0、α、β为参数。其中,λ为技术进步率,eλt为科技进步因子,α和β分别代表资金和劳动的产出弹性。(1)式两边取自然对数转化为线性形式:lnYt=lnA0+λt+αlnKt+βLt(2)对模型(2)估计参数β值,即得出就业弹性值。此外,模型(2)两边全微分并用差分近似代替微分,当Δt趋近于一个时间单位时,令GY=ΔY/Y,GK=ΔK/K,GL=ΔL/L,得到模型为:GY=λ+α•GK+β•GL(3)模型(3)是一个新古典经济增长模型,式中β为就业弹性。使用模型(2)和模型(3)均可估计出就业弹性,但两个模型所代表的经济含义完全不同,使用同样数据估计出的结果也存在差异。模型(2)描述的是要素投入与产出之间的对数关系,模型(3)描述的是经济增长与各影响因素之间的关系。测算就业弹性的意义并不在于得出其具体值,更重要的是利用这一结果预测未来经济增长对就业的影响,进而为制定政策和决策提供依据,从这一角度而言,使用模型(3)估计出的就业弹性更具有现实意义和应用价值。(3)估计的1978年以来不同阶段就业弹性的最小二乘法估计值。经济增长模型假定存在多种变化因素,较好地分解了各因素对经济增长的影响,这与按差分公式计算弹性时假定其他因素不变、只存在劳动投入变化影响经济增长相比,更接近现实。使用上述经济增长模型估计就业弹性也存在一定局限,即它不能得出某一具体年份弹性值,模型中包括的影响经济增长的因素越多,则模型参数越多,估计参数所需的样本点就越多,因此,上述模型只能对包含若干样本点的时间段进行参数估计,此外,在应用模型时,还必须考虑模型的拟合优度以及在一定的置信水平下能否通过显著性检验等问题。
三、结论分析与政策建议
无论是按差分公式还是按经济增长模型测算,改革开放以来,我国总体及分三次产业的就业弹性值均出现显著下降,这与近年来劳动力就业难度加大、下岗失业人员增多的现实相吻合。未来10年内,我国劳动力供给量将至少以年均800万人的水平递增(刘泓,2000),假定技术进步速度和资本增速保持不变,未来10年经济保持年均7%的增速,就业弹性值保持近年0•302的水平不进一步下滑,按模型(3)测算可年均新增就业机会613万人,10年累计将有至少1870万劳动力无法就业,整体失业率水平将上升2%以上,就业矛盾将进一步加剧。缓解这一矛盾的措施有两条:一是保持经济较高速度的持续增长;二是通过结构调整和政策引导,扭转就业弹性下降的趋势。从实际情况看,保持年均7%的增速具有相当的难度,提升空间相当有限。因此,采取一系列措施扩大就业弹性水平,是缓解未来劳动力就业压力的惟一选择。
(一)发展第三产业是提升就业弹性、缓解就业矛盾的主要途径就业弹性分析表明,第三产业就业弹性最大,是吸纳劳动力最多的产业。根据钱纳里模型,在均衡的工业化过程中,就业的主要增长部门是制造业以外的服务部门,在人均国民生产总值从560美元上升到2100美元的过程中,初级产业的就业比重由50%左右下降到20%左右,服务业由30%上升到50%,而制造业则由12%上升到18%,社会基础设施部门由8%左右上升到12%。我国2001年制造业就业比重已达16•3%,进一步发展制造业解决就业的空间不大,而发展第三产业解决就业具有相当广阔的空间。2001年,我国第三产业每亿元增加值带动6270人就业,而第二产业仅为3500人,第三产业是第二产业的近两倍。假定到2010年我国第三产业比重能提高到1998年全部低收入国家38%的水平,未来年均经济增长速度总体保持7%,则第三产业年均增长速度可达到8•47%,将比1997-2001年的平均增长速度高出0•67个百分点,按第三产业现有就业弹性水平,平均每年可多增加近400万人就业,10年累计多增近4000万人,完全可以解决新增劳动力的就业缺口,并可部分吸纳第一产业转移出来的剩余劳动力,使就业矛盾得到缓和。发展第三产业应重点发展新兴服务业如社区服务、家政服务、旅游休闲、物业管理、信息咨询等行业。这些部门具有见效快、费用低、容易创造就业岗位等特点。
[关键词]需求价格弹性 定价 利润
一、前言
在经济学中，通常用商品需求的价格弹性反映需求量对价格变动的敏感程度。一般说来，在其它条件（例如消费者的偏好、收入等因素）不变的情况下，商品的需求是价格的函数，商品价格的变动必引起商品需求的变化，进而影响到厂商的销量及利润。因此，制定合理的定价策略是厂商需要采取的诸多重要策略之一。要制定恰当的价格区间，就必须要了解自己产品的需求价格弹性。根据传统经济学理论，若是商品富有价格弹性，可通过薄利多销能增加总收益；商品若是缺乏弹性则应当提高价格以达到企业经营的目的。但是在具体的定价过程中，基于该商品价格弹性的基础上，应该采取怎样的价格调动幅度才能够尽可能地取得最大的收益？这需要用数学模型来进行量化。
二、需求价格弹性在商品定价中的数理模型分析
弹性本是物理学的概念，指物体在外力作用下发生形变，当外力撤消后能够恢复原来大小和形状的性质。需求的价格弹性表示在一定的时期内一种商品的需求量变动对于该商品的价格变动的反应程度。或者说，表示在一定的时期内当一种商品的价格变化的百分之一时所引起的该商品的需求量变化的百分比及在其他因素不变的条件下，一种商品需求量的变动对其价格变动作出反应的敏感程度，而其指标是需求价格弹性系数 ，它是需求量变动百分比除以价格变动的百分比。其计算公式为：
= 需求量变动百分比 / 价格变动的百分比 =（/）/ (/）
1.模型分析
由经济学理论，可知当 ， 时，调价只是销售总利润增加的必然条件，而非充分条件，此时应当充分考虑价格调整的合理范围。在此，我们运用数学模型进行分析：
需求价格弹性公式: ①
②
（注：此处的 指的是商品的单位可变成本。）
将①代入②式得：
③
（1）时，
降价（ ＜0），则要是销售总利润增加（＞0），则必有
，即,
即是：
（2）当时，
涨价（ >0），则要使销售总利润增加（ ＞0），则必有
，即
即是：
（3）当 时， ，
若降价（
若涨价（ >0），则要是销售总利润增加（ ＞0），则必有.
根据式子③，求对 的二次求导数得：
，得 存在最大值。
则求对的求导数得：
令
解得， 即为使总利润增量达到最大值的价格调整量。
2.小结
根据上述数学模型分析可知在不同的需求弹性下需按如下的价格调整策略来进行价格决策：
（1）当 时，应采用降价的调整策略来促进销售中利润增加，且降价量的幅度区间为 ；
（2）当 时，应采用涨价的调整策略来促使销售总利润增加，且涨价量 的幅度区间为；
（3）当时，应采取涨价的措施促使销售总利润的增加，涨价幅度小于单位可变成本即可；
（4）在降价和涨价的措施中，降价或涨价幅度等于
时销售总利润的增量都将达到最大值，即 为销售总利润的最佳调整量。
三、需求价格弹性在定价应用中的影响因素分析
在确定价格调整的合理区域后，还必须考虑需求价格弹理论性在商品定价的实际应用中所受到的诸多因素的制约。
1.商品自身特性的影响
商品的需求价格弹性受到很多的因素的影响，包括商品本身的一些特点。例如：
（1）商品的可替代性。商品的可替代品越多，相近程度越高，则该商品的需求价格弹性往往就越大；相反，该商品的需求价格弹性就越小。此外，对一种商品所下的定义越明确越狭窄，这种商品的相近的替代品往往就越多，需求的价格弹性也就越大。例如：苹果涨价时消费者会选择相对便宜的梨、香蕉等水果。而治疗艾滋病的药物很难替代，因此涨价时，消费者为了治疗疾病仍然会购买。
（2）用途的广泛性。每一个商品都不止一种用途。如水有饮用、煮饭煲汤、沐浴、洗衣服、浇花等用途。水的价格很低时，消费者会将水用于其它的用途；而价格并非低廉时，在当前的价格下，消费者会优先满足"饮用"这一主要用途。再如，治疗癌症的药品，除了治疗癌症之外没有其他的用途。癌症患者不会因为其涨价而不去购买。而健康人不会因为其降价而去购买。因此，商品的用途越广泛，其需求就越有弹性。
（3）对消费者生活的重要程度。生活必需品的需求价格弹性较小，非必需品的需求价格弹性较大。如：蔬菜、大米、食用油等生活必需品消费者不会因为这些商品的价格的上涨而减少消费。化妆品、首饰品、汽车、钻石在生活中可有可无，涨价会促使消费者明显的减少对这些商品的购买。因此，对消费者生活越不重要的商品，其需求就越有弹性。
（4）商品的消费支出在消费者预算总支出中所占的比重。生活中常用的打火机，可以使用一个月左右，价格在1元左右。在消费者的消费总支出中所占比重很小。价格上涨，即使上涨100%，到2元时，消费者也不会太在意，不会减少打火机的购买。由此可以判断出，商品的消费支出占消费者总支出的比重越大，这种商品的需求越有弹性。
（5）考察的消费者调节需求量的时间。需求量是在一定的时期内度量的，对价格的变动需要一定的时间才能做出反应。如果时间太短，需求量就来不及对价格的变动做出反应。从而可以判断出消费者调节需求量的时间较长，需求就越有弹性；而调节需求量的时间较短，需求的弹性就较弱。
总之，商品自身的诸多特性，会对需求价格弹性理论的实际应用造成一定的影响。
2.相关商品的影响
需求的交叉价格弹性表示在一定的时期内一种商品的需求量的变动对于它的相关商品价格的变动的反应程度。交叉价格弹性为正，意味着商品y的价格上涨会使得商品x需求增加，表明两种商品时竞争或者替代关系。而交叉价格弹性为负时，意味着商品y的价格上涨会使得商品x的需求减少，表明两种商品存在互补的关系。以下对竞争商品和互补商品进行分析：
（1）竞争商品的影响。竞争商品对商品的需求弹性有很大的影响。在存在竞争商品的环境中，应该认真的考虑竞争商品的影响。像统一方便面价格上涨会导致自身的需求量下降，而使得康师傅方便面的需求量增加。因此，一种商品的价格和另外一种商品的需求同方向变动，两种商品的交叉价格弹性为正数。正的弹性系数越大，两种商品之间的可替代性就越强。竞争商品就是替代性极强的商品，几近等于1。
在市场中，竞争商品间的需求量和价格本处于一种平衡的状态，若某一商品的价格发生变化，这种平衡的状态将被打破。若欲回到那种平衡的状态，需重新调整各个商品的价格。
（2）互补品的影响。在实际的生活中，与商品互补的商品也会对商品的价格造成影响。互补品是指两种商品之间存在着某种消费依存关系，即一种商品的消费必须与另一种商品的消费相配套。一般而言，某种商品互补品价格的上升，将会因为互补品需求量的下降而导致该商品需求量的下降。如汽油和汽车两种商品就是典型的互补品。若汽油的价格上涨，对于汽车的需求量便会减少。同样的，互补品也可以用需求的交叉价格弹性来分析。
互补商品中的需求交叉价格弹性系数表现出负号。因为，商品x价格和y商品的需求量呈同方向变动。而由于商品x价格和y商品的需求量呈反方向变动，互补品之间的需求交叉价格弹性系数呈负号。如果汽车的价格上涨10%，汽车的需求量减少5%。那么汽车对汽油的交叉价格弹性为-0.5。
互补商品之间，可以组成产品组合，也就是商品组合。这些商品组合满足同样的需求，互为补充并且可以一起使用。合理的利用商品组合，进行捆绑销售可以为企业带来更可观的利润。
3.其他因素的影响
商品自身特性及相关商品对需求价格弹性会造成一定的影响。在实际的经营活动中，其他的一些因素，如：经营季节、消费者的群体特征、政府的宏观调控及经济政策等也会对需求价格弹性造成影响。接下来，我对上述因素进行简单的分析。
（1）经营季节的影响。 许多的商品或服务的经营都存在旺季和淡季的季节性，如上文提到的酒类产品，还有旅游产品。酒类在节庆日会迎来其销售的旺季。在旺季期间，即使调高价格也不会对其消费量造成多大的影响。即：旺季的需求弹性偏低，甚至小于1。但是在非节庆日，酒的消费量会大大的降低，降低价格对销售量的提升也有限。旅游产品在五一、十一及春节等旅游旺季的销售常常会异常火爆。旅行社纷纷提高价格，顾客依然纷纷加入旅行的队伍。因此，在旅游旺季，旅游产品的需求价格弹性偏小。相反的，在旅游淡季，其需求价格弹性很大，变得非常富有弹性。
（2）消费者的群体特征。消费者的群体特征对需求价格弹性会造成一定的影响。时尚的商品往往会比较吸引年轻人的眼球。正是由于年轻人对时尚的商品的衷爱，商家即使提高价格，也不担心其商品的在销售量上的降低，更不会担心利润的下降。相反的，青年人对保健品不是很感兴趣。因此，保健品商不会对年轻人花多大心思，而是在中老年人群中下很大的功夫。中老年人为了身体的健康，在加强身体锻炼的同时，购买一些保健品。因此，保健品的价格提升在中老年群体中依然有很好的销量。
（3）政府的宏观经济政策和调控。在上文提到的生活必须品，如食用油、盐、大米等属于缺乏需求弹性的商品。理论上提高价格对其销售量不会造成多大的影响。但是，政府为了社会的稳定，限制生活必需品的价格，对违规涨价的商家进行处罚。如日本福岛地震之后，由于福岛核电站燃料泄漏，传言碘盐能够减少核辐射对人体的危害，食盐价格大幅上涨。很多商家销售商由于过多的提高食盐价格，受到工商管理局的严厉处罚。
除上述因素之外，还有很多的因素也会对需求价格弹性理论的应用造成影响。在实际的经营活动中应该多加关注，根据实际情况把握好尺度。并且，实际的经营活动中，需求价格弹性系数也是一个连续变化的函数。随着价格的变化，弹性系数也会做出相应的变化。因此，必须根据具体情况做出适当的调整，以确定最佳的价格。
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1976年弗里德曼获得诺贝尔经济学奖时，记者问他谁是本世纪最伟大的经济学家，弗里德曼不假思索地答道：“约翰•梅纳德•凯恩斯。”
一个从不隐瞒自己观点的学者，在事业的峰巅向学术对手致以崇高的敬意。这敬意并非佯作大度，与谦虚和礼貌也没有任何关系，弗里德曼对凯恩斯经济学的批判是众所周知的。正是这一批判将经济学推向了一个新的高度，也正是在这个意义上，毫不夸张地说，没有凯恩斯就没有弗里德曼。
20世纪30年代，大萧条横扫西方世界，主流的古典经济学一筹莫展，它既无法解释萧条的产生，也不能提供有效的政策建议。凯恩斯大胆抛弃了传统的经济学分析方法，不再固守完美竞争的市场，不再视价格为具有充分弹性的供需平衡器，在价格刚性的假设下，导出了长期萧条的可能性，并提议政府增加开支以补充私人部门的需求不足，从而赋予政府前所未有的经济功能。
凯恩斯简单假设了价格和工资刚性，但未给出刚性的微观理论解释，这一缺陷由后来的新凯恩斯主义者部分弥补。凯恩斯学派另一更关键也更致命的假设，是“无所不能与仁慈的”或“聪明且意愿良好”的政府。这里“意愿良好”的含义，是政府最大化社会福利。令人诧异的是，迄今没有几个凯恩斯主义者对此基本假设作过认真和系统的说明。
弗里德曼不得不肩负起这一任务。政府真的比市场聪明吗？以引发凯恩斯革命的大萧条为例，弗里德曼用数字和事实揭示了那场灾难实际上源于“政府失灵”，而不是“市场失灵”。1929年纽约股市崩盘，美联储未能及时向金融系统注入资金，反而收紧银根，致使商业银行在基本面尚属健康的情况下，因头寸短缺无法周转而破产。银行系统的瘫痪令经济陷入混乱，酿成长达十年的萧条。
在弗里德曼与施瓦茨的里程碑式著作《美国货币史》中，两人以大量数据说明，截至上世纪60年代，美联储的货币政策非但没有稳定经济的运行，反而直接造成了经济的周期波动。政府能否先知先觉，在恰当的时点上，以恰到好处的政策力度调节经济，在理论上和实践中都没有保证。如果政府不比市场聪明，为什么要让政府调节经济呢？
至于“意愿良好”的政府，更是凯恩斯主义者为了搭建理论体系的方便，信手拈来的一块积木。诺贝尔经济学奖得主诺斯指出，近代史上，英国首先实现经济发展的飞跃，完善的产权保护为重要的原因；但这并非出于英王政府的良好意愿，而是宪法与议会对国王形成了有效制衡。相比之下，享有绝对王权的法国和西班牙政府，恣意侵犯民众产权，阻碍了市场的发展，使两国经济长期落后于英国。
即使到了现代，世界上也鲜有“意愿良好”的政府。格林斯潘在他的新书中就认为，小布什发动伊拉克战争是为了石油，布什家族和副总统切尼都与得克萨斯石油财团有千丝万缕的联系。老布什也曾抱怨过这位美联储前主席，没有在1992年大选前放松银根，创造更多就业以争取选票，害得他输给了克林顿。若非法律和制度保证了美联储的独立性，货币政策就可能沦为总统牟取政治利益的工具。
如果政府也是理性经济人，有其自身的利益追求，“聪明且意愿良好”的假设便失去意义，公共政策的设计与执行就不可能像凯恩斯主义者设想的那样简单：经济萧条时增加政府开支和放松银根，过热时削减开支和提高利率。现实中永远是花钱容易紧缩难，对选票的考虑时常压倒一切，调节经济的需要反而沦为制定政策的次要因素。欧洲的福利国家就在这种政策和选票的博弈中膨胀，今天已到了难以为继的地步。监管的实践也说明“意愿良好”这一假设的虚幻性。政府干预自然垄断，原本应促进竞争，降低价格，保护消费者利益，结果却是行政垄断代替自然垄断，公众继续承受高价之苦。又如政府出面规范市场，原本目的是降低交易成本，结果演变为部门利益的扩张，行政审批代替了法制规范，交易成本不降反升。
施莱弗等经济学家证明，当政府也是理性经济人同时又缺乏有效的公众监督时，政府干预的成本有可能超过“市场失效”所带来的损失。这一结论的政策含义不言而喻，与其行政垄断，还不如自然垄断；与其政府规范，还不如市场自律；与其政府干预，还不如放任自流。转了一圈，又回到市场，回到斯密关于政府职能的定义，政府的作用不在市场之内，而在市场之外界定和保护私人产权。
关键词：消费税 税收思想 课税原则 税负转嫁 比较优势
消费定义及范围界定
从广义上讲，消费可以理解为人类对可用资源的耗用，它不仅意味着人们对有形物品等物质资源的使用或耗用，也意味着人们对劳动资源的使用，甚至还意味着对时间资源的耗费，但是，经济学对消费所下的定义专指直接满足人们当前需要的资源耗费。这样，消费税自然是以一定时期消费行为或消费品为课税对象的税收。
针对消费课税的工具有好几种，大体上可以分为两大类：一类是直接消费税，即直接由商品或劳务的消费者或者使用者缴纳的，针对个人消费支出征收的税。另一类是间接消费税，也称间接税、流转税、销售税，它是指以消费品的交易数额或数量为计税依据，由消费品或劳务的销售者或提供者作为纳税人缴纳的税收。
其中，间接消费税按征税范围的差别，可分为选择性消费品税和一般消费品税，选择性消费品税是指对少数部分消费品课征的消费税，课税对象是有选择和有限制的，而且通常实行差别税率，如烟草税、酒税、茶税、盐税等。一般消费品税是指对普遍的或一般的消费品课征的消费税，它往往在征税范围上包罗万象，在税率上是统一的。从征税的政策意图上考虑，选择性消费税是用来达到特定的政策目标，而一般消费品税通常用来取得财政收入。中国税收书籍所指的消费税应该理解为选择性消费品税，而以下则是对选择性消费品税的重点论述。
历史上各经济学派的消费税思想
大卫·李嘉图认为，用于奢侈品的消费是一种非生产性的支出，应该给予限制；而用于必需品的消费是维持劳动者再生产费用，应该给予保护和鼓励。与之相对应，对奢侈品征税不会不利于生产，因为它不成为生产的成本，而对必需品的征税会使工资水平上升，是对生产资本的征税，因而不利于生产。由此，他赞成消费税而反对货物税。消费税会带来两种效应：一种是收入效应，它指货币收入购买力减弱、购买的商品变少、效用水平降低；另一种是替代效应，它指由于一种商品价格上升，另一种商品价格不变，消费者会减少购买价格昂贵的商品，而更多购买价格不变的商品。在市场有效运行的条件下，税收的收入效应只能使纳税人收入减少，支付能力和满足程度下降，但不改变人们的行为方式，也就不破坏帕累托效率条件，即生产商品之间边际转换率仍等于两种商品的价格比率，其中边际转换率是指利用生产要素（劳动、资本）增加一个单位的某种商品的生产所不得不减少的另一种商品的产量；但税收替代效应扭曲人们对商品的选择行为，从而造成资源不合理配置，使效率条件遭到破坏。这时，征收一般消费税，就能消除不同商品的替代效应的损失，从而使社会资源配置达到帕累托最优，由于市场往往是有缺陷的，利用消费税的替代效应，则会矫正资源的不合理配置，消除市场失灵。
拉姆齐认为在完全竞争市场上，最优的税制应该能确保在对不同需求弹性的商品征税时，达到总的消费者剩余最小。这就要求各种商品的税率与其需求弹性成反比，使得从不同需求弹性的商品征得的最后一单位税收所引起的效率损失都相等，也即边际税收的效率损失相等。只要从某种商品征得的最后一单位税收引起的效率损失大于其他的商品，那么就有可能通过改变征税办法降低效率损失，只要适当降低该商品税率，提高其他商品税率，就能够实现效率损失最小化。由于必需品的需求弹性远低于奢侈品，因此拉姆齐主张对必需品征收高税，而对奢侈品征收低税。从而体现了对富人消费征税的累退性质。
凯恩斯认为随着人们的收入增加，消费也随之增加，但不如收入增加那么多，即边际消费倾向小于1。要解决有效需求不足的问题，国家就应贯彻实施具有累退性的消费税，以此刺激消费。根据拉弗曲线，消费越旺盛，对投资的倍加乘数作用就愈强，国民产值更高，从而扩大税基，即使消费税税率累退，政府的税收收入也可能会增加，不过却有悖于税收公平原则。
消费税的课税原则
（一）税收效率原则
税收效率原则是指用尽可能少的人力、物力、财力消耗取得尽可能多的税收收入，并通过税收分配促使资源合理有效的配置。现代税收理论一般把税收效率原则概括为：第一，资源配置角度。税收分配有利于资源有效配置，使社会从可利用的资源中获得最大利益。第二，经济运行角度。税收分配要有利于经济运行，促进国民经济稳定增长和微观经济效益的提高。第三，税务行政角度。在征税过程中征税主体支出的费用占收入的比例要尽可能地最小。
（二）税收公平原则
税收公平原则是指国家征税应使各个纳税人的税负与其负担能力相适应，并使纳税人之间的负担水平保持平衡。衡量税收公平原则的标准有两个，即支付能力原则和受益原则。
支付能力原则是指按纳税能力缴纳税收的原则。该原则包含两层含义：横向公平和纵向公平。横向公平要求对相同的人给予相同的税收对待，纵向公平是指对不同的人给予不同的税收对待，通常富人比穷人更有税收支付能力，理应多纳税。但是，由于凯恩斯指出个人的边际消费倾向呈递减趋势，即增加的消费在增加的收入所占的比例，随收入增加而减少。若征一般消费品税，则富人因有较低消费倾向，所以应交纳的税收占其收入的比率较低，不能体现按纳税能力课征的原则。因此，应采取对富人群体普遍消费的奢侈品课以高税，对穷人所依赖的低档品给予免税，才能体现按纳税能力纳税的原则。
受益原则要求纳税人根据他从政府提供的公共服务所获得的利益缴纳相应的税收。从政府公共服务得益相同的人应缴纳相同的税收，从政府公共服务中得益多或少的人，应缴纳较多或较少的税收。在多数场合，政府公共品的收费可以通过征管手段的革新来杜绝“免费搭便车”现象，对未交费的使用者予以排斥，如燃油税就是以油计税，行驶少，对道路资源的占用和损耗少，则交税少。
（三）税收财政原则
税收财政原则是指一国税收制度的建立和变革，都必须有利于保证国家的财政收入，亦即保证国家各方面支出的需要。根据拉弗对税收与经济关系的研究，可以发现税率与税收收入、经济增长之间存在一种特殊的函数关系：当税率为零时，市场经济活动或税基为最大，但税收为零，税率稍有提高后，税基会相应缩小，但其程度较小，故税收总额还会增加；当税率上升至某一最适度的点，税收极大化，找到最佳税率。如果超过这一点， 继续提高税率，就进入“拉弗”，因税基以更大程度缩小，即市场活力或生产加速萎缩，反而导致税收下降；当税率处于的末端，即税率为100%时，税收也相应降至零。因此，财政原则并不意味着就是税率越高，税收收入就越大。
消费税的税负转嫁
完全竞争市场。消费品的供给完全无弹性，即供给弹性系数等于0。供给完全无弹性，说明当某种消费品因政府征税而价格不能提高时，任何单个厂商对价格的相对下降没有任何反应，其生产量不会因价格下降而减少。在这种情况下，虽然单个厂商可以谋求税负向后转嫁，但却不能把税负向前转嫁给消费者，除非各个厂商在整个工业体系下形成一股力量，才能够通过消费品提价的方式，把税负转嫁给消费者。
垄断市场。由于消费的需求不是完全无弹性，消费者虽然无法选择其他的消费品提供者，但却可以通过减少甚至停止消费的方式来规避这种税收，因此垄断厂商不能任意将消费税转嫁给消费者。现考察一下垄断厂商转嫁消费税的程度。通常意义上，从量税与从价税在税负归宿上是有差别的，在征收相同金额的税款时，从价税使产出减少的数量小于从量税，这是因为，从价税是按销售收入的一定比例征收的，它使得边际收入降低的比率小于税率本身，而从量税恰好降低了与税率等同的边际收入比率，由于垄断生产者是在边际收入等于边际成本这一点决定产量，当边际收入降低的比率较小时，产量也相应减少的较少，这样，从价税比从量税使垄断者的产量减少的幅度较小，换言之，从价税使价格上升的幅度低于从量税，垄断者难以通过提价的方式将税负转嫁给消费者。因此，采取从价税可征得更高的税额，并使得厂商的垄断利润更少。
寡头市场。根据斯威齐模型，每个寡头都相信，自己对商品提价，则别的寡头不会提价，自己对商品降价，别的寡头却会降价，因此，当征收消费税时，就没有寡头会在征税后提高价格，因此税负就由寡头们来承担，但若所有的寡头能达成联盟或勾结起来，则也是可能将税负转嫁给消费者的。
由于实行消费税征收时，税负的法定归宿与经济归宿往往并不一致，通过对消费税的税负转嫁问题研究，可以使得税收政策的制定者能够利用消费税来调节收入分配，若穷人消费的低廉商品的税负，主要是由消费者承担，则应该予以免税，若富人消费的高档商品的税负主要是由富人承担，则应征高额消费税。
消费税的比较优势
（一） 基于效率目标对资源配置的改善
消费税的课税对象有三种：一是存在消费偏好误差的劣质品，二是产生负外部效应的污染品，三是难以收费的混合品。
对劣质品消费所带来的利益可能被消费者高估或低估了，从而产生消费偏好的误差，对消费者个人来说，会因过度消费该劣质品而对其福利产生负效用，消费行为本身也可能会造成外部负效应。可是，许多消费者对此却视而不见，尽管他们为满足不合理的消费需求往往愿意支付较高的价格，但以效率标准衡量，若能消除消费偏好误差，无疑将有助于资源的有效利用，通过消费税所带来的收入效应和替代效应，可以有效地矫正消费偏好的误差，因为消费税提高了消费成本，在消费者刚性的收入约束条件下，收入效应对消费数量的减少产生作用，替代效应则使消费者选择可替代的未税消费品，从而纠正消费者的不良消费嗜好。
有些污染产品会产生外部不经济，而又不能依据产权加以明确划分。因此，必须依赖政府或社会公共行动，政府通过征消费品税，使消费行为产生的外部成本内在化，从而使生产者或消费者通过交税承担其产生的外部成本。消费税的交纳使生产者减少污染，而政府则能利用可观的税收收入来治理环境污染。目前，很多国家开征了环境税，大多是对以损害环境而产生出的商品课以消费品税。
对于难以收费的消费品，若通过改变课税的办法能很容易征到税，且征管成本不太高，就不失为一种合理分配税收负担的好办法。目前，我国已开征的燃油税就可以理解为是对使用公路的消费者课税，因无法测定每一条公路上的消费者从对公路的使用中所获得的利益，所以用燃油的耗用量来近似地间接衡量这种消费利益并以此征税，这种做法在实际运用中较可行。
（二） 基于公平目标对收入分配的调整
消费税调节收入水平，最直接的方式就是通过扩大税基和提高税率的办法来增加高收入者的消费负担。2006年4月，财政部对消费税征收范围进行了较大的调整，在此基础上，应进一步扩大奢侈品的征税范围，合理界定奢侈品的定义，既不能挫伤中等收入人群的消费，又要有效的调节高收入者的消费。
（三）基于财政目标对政府税收收入的提高
对于低需求弹性的消费品课税，可以筹集到巨额的财政收入但却只会造成极小的扭曲效应，从而产生的税收超额负担也比较轻，其中，税收超额负担是指由征税引起的商品或要素的相对价格的变化而带来的福利损失。以一种不产生外部效应的奢侈品为例，若它的价格需求弹性为0，并且对其消费的收入弹性大于1，即消费者收入增加或者减少1%所引起的该商品需求量的升降百分比将大于1%，那么，可以断定该种商品为富人生活的必需品，对它征收消费税不会导致富人改变其选择行为，从而能够保证政府取得稳定财政收入。
参考文献：
1.刘宇飞.西方财政学（M）.北京大学出版社，2000
2.朱为群.消费课税的经济分析（M）.上海财大出版社，2001
3.高鸿业.西方经济学（M）.中国人民大学出版社，2004
关键词:城镇居民;消费结构;ELES
中图分类号:F290文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)18-0133-02
一、城镇居民消费模型的建立与估计
扩展的线性支出系统[1](ELES, Expend Linear Expenditure System)在建立居民消费模型时具有良好的经济意义,该模型可以表示为:
PiXi = PiXi0 + αi0(Y-∑PiXi0) (1)
i = 1,2,3,…,n; 0
式中,PiXi为第i种商品消费支出额;PiXi0为第i种商品基本需求量;Y为人均可支配收入;∑PiXi0为人均基本需求总支出;αi0为第i种商品的边际消费倾向;∑αi0为边际消费倾向;1-∑αi0为边际储蓄倾向。2007年中国城镇居民消费相关数据(如表1所示)。
由(1)式相加得到:
∑PiXi = (1-∑αi0)∑PiXi0 + ∑αi0Y (2)
对(2)式进行回归分析[2],结果如表2所示。从回归结果可以看出:
(1-∑αi0) ∑PiXi0 = 1 782.790(元),∑αi0 = 0.596,所以∑PiXi0 = 4 412.847(元)。
Dependent Variable: ∑PiXi
令Yi = Y-∑PiXi0,所以(1)式变为:
PiXi = PiXi0 + αi0Yi (3)
对各种消费支出分别按照(3)式进行回归分析,结果表示PiXi0均通过置信度为97.5%的t检验;而系数αi0均通过置信度为99.5%的t检验,所以模型估计基本正确[3]。
二、模型估计的统计分析
(一)实际需求与修正需求分析
根据2007年全国城镇居民平均收入进行估计,其中收入Y为13 785.8元,∑PiXi0 = 4 412.847元,所以Yi =9 372.95元,利用(3)式PiXi = PiXi0 + αi0Yi进行估计得到修正的消费结构。另外,从年鉴数据可以看出2007年城镇居民消费恩格尔系数(食品支出占总支出的比重)为0.363,按照西方经济学的观点,恩格尔系数为0.40～0.45之间时为小康水平,恩格尔系数越低越富裕[4]。该数据表明中国城镇居民已经达到并超过小康水平,正向更高消费水平迈进。
(二)消费倾向的分析
食品和交通通讯的边际消费倾向均大于0.1,分别为0.157和0.133(如表3所示);教育文化娱乐服务的边际消费倾向为0.096,接近0.1;且这三项的和为0.386。总边际消费倾向为0.596,即收入每增加1元总支出增加0.596元,而以上三项消费就增加0.386元,占新增加总支出的64.77%。由此可以看出,虽然食品仍然是主要消费,但交通通讯、教育文化娱乐服务已经成为城镇居民除食品之外的消费重点。
(三)弹性分析
1.需求的收入弹性
收入弹性为: E=(ΔPiXi/PiXi)/(ΔY/Y)=(ΔPiXi/ΔY)/PiXi/Y)
=边际消费倾向/实际消费倾向
即收入增加1%,第i种商品需求增加的百分比。当收入弹性大于1时表明该商品为奢侈品,当收入弹性小于1时表明该商品为必需品。由表4可以看出,对当前的城镇居民来说,食品、衣着、医疗保健、教育文化娱乐服务、居住是必需品,而家庭设备用品及服务、交通通讯是奢侈品。随着收入的增加,家庭设备用品及服务、交通通信将成为消费热点。
2.需求价格弹性
(1)自价格弹性
Eii = (1-αi0) PiXi0/PiXi*-1 (其中PiXi*为修正的消费支出)
Eii表示该商品价格变化1%,而导致该商品需求量变化的百分比。若自价格弹性的绝对值小于1,表明居民对该商品价格变化反应不大,该商品缺乏弹性。若自价格弹性的绝对值大于1,表明居民对该商品价格变化反应很大,该商品富有弹性。
通过对相关数据的计算,得出食品的自价格弹性为-0.506,比较小,表明食品对价格变化反应不明显。同理,衣着、医疗保健、教育文化娱乐服务、居住等自价格弹性也比较低。家庭设备用品及服务、交通通讯的自价格弹性却比较高,分别为- 0.762和- 0.973,表明该两项消费对价格变化反应较明显。
(2)互自价格弹性
Eij = -αi0(PjXj0/ PiXi*)(其中PiXi*为修正的消费支出)
Eij表示第j种商品价格变化1%,第i种商品需求量变化的百分比。数据计算结果表明食品价格变化对其他商品需求量影响较大,所以应控制食品价格防止其剧烈变动。
(四)职工家庭基本生活线的确定
基本生活线是指平均每人每年满足基本生活需要收入水平。根据扩展的线性支出系统(ELES)可以定义基本生活线为W = ∑PiXi0/∑αi0。经过计算得到W = 7 404.106(元),收入低于基本生活线的即为贫困户。
(五)预测分析
在需求函数模型中居民可支配收入为外生变量,可以先对居民可支配收入做出预测后,再代入模型即可求出各项支出的需求额[5]。关于2008年城镇居民的数据,可以查到年人均可支配收入为15 784.7元,与2007年人均可支配收入相比增长了14.5% (不考虑价格因素)。 假定以后每年可支配收入均以14.5%的速度增长,由于2007年城镇居民人均可支配收入为13 785.8元,所以2009年、2010年、2011年的可支配收入预测为18 073.48元、20 694.14元、23 694.79元。
三、对策与建议
1.提高居民的边际消费倾向,并调整消费支出比例。中国城镇居民边际消费倾向为0.596,这个数字是十分低的,而且比例也不合理。政府应在提高居民吃穿用等基本消费水平的基础上,重点改善居民居住和出行条件,鼓励居民进行信息消费、文化消费、教育消费。同时应正确引导消费,提倡适度消费、反对过度消费;强化精神文明消费,防止愚昧性消费;加大教育文化消费,提高居民素质。
2.大力发展金融市场。中国城镇居民的低边际消费倾向,导致边际储蓄倾向过高,但由于中国证券、金融市场不发达,必然导致商业银行储蓄增加,商业银行成本提高,不利于银行业的发展,不利于企业的发展。中国应大力发展金融保险业,支持商业银行拓展信贷业务,拓宽保险基金运用渠道。提高保险公司承包能力和偿还能力,鼓励金融保险业务创新,改进服务。
3.提高城镇居民收入,并且进行合理分配。由凯恩斯的边际消费倾向递减规律知道,随着收入的增加,消费也会增加,但是消费的增加不及收入的增加多。因此,增加城镇居民收入会扩大最终消费需求。根据边际消费倾向递减规律及共同富裕的要求应采取一定措施合理分配收入,防止收入差距太大。
4.降低消费信贷的门槛,扩大消费信贷的内容。消费信贷对拉动消费的作用是巨大的,特别是在西方国家。但在中国作用并不明显,究其原因是消费信贷的对象错位、门槛过高而且内容单一。因此银行部门应降低信贷门槛,拓宽信贷消费的内容。
参考文献:
[1]贺菊煌.消费函数研究[J].数量经济技术经济研究,1998,(12):18-26.
[2]薛薇.SPSS统计分析方法及应用[M].北京:电子工业出版社,2004:124-129.
[3]张继昌.概率论与数理统计教程[M].杭州:浙江大学出版社,2006:219-223.
随着我国经济的飞速发展，金融经济获得了良好的发展平台。金融经济分析中离不开经济数学的应用，其能够提高金融经济分析的准确性，有助于金融经济的良好发展。经济数学的应用，对于金融经济分析具有重要价值。文章分析了数学建模、极限理论、导数、微分方程等经济数学理论在金融经济分析中的应用。
关键词:
金融经济;经济数学;极限;导数
近些年，我国金融经济取得了良好的发展。金融经济分析过程中，单单依靠经济的定量分析是远远不够的，还要有机结合定量分析。经济数学是数学的一门分支学科，其在金融经济分析中的应用比较广泛。经济数学理论的应用可以有效解决金融经济分析中的实际问题，利用经济数学理论，很多难以解决的金融经济问题将得到很好的处理。因此，经济数学理论对于金融经济分析具有重要的价值。
一、函数模型在金融经济分析中的应用
数学的基础理论就是函数，而函数也是金融经济分析中的基础。通过函数建模，可以将金融经济问题转化为数学关系，通过函数关系进而简化分析的过程。比如在研究市场的供需关系时，将问题转化成数学函数关系，将可以使分析更加明确。供需关系的影响因素有价格、商品的可替代性、消费者的价值取向、消费者的购买力等。其中，价格是最为重要的影响因素，那么在分析供需问题时，就可以通过价格为基础，建立有效的函数关系。常用的函数关系有需求函数、供给函数两种。需求函数是一种减函数，需求量随着价格的上涨而逐渐降低。供给函数是一种增函数，供给量随着价格的上涨而不断增加。需求关系变化过程中形成的价格，可以平衡两者之间的关系，进而保证成交的顺利进行。在研究产量和成本之间的关系时，就要利用成本函数进行分析，假设产品生产时的技术和价格不变，产量和成本之间就会存在一定的关系。商品的生产过程中，需要考虑成本与收益之间的关系，收益分析就会用到收益函数。经济数学中的函数关系对于金融经济分析具有重要价值，可以将复杂的问题通过函数关系简化，进而提高金融经济分析的效率。
二、极限理论在金融经济分析中的应用
极限理论是数学中的重要内容之一，其是很多数学理论的基础。极限理论在金融和经济管理、经济分析中的应用比较广泛。极限理论能够反映出事物的增长和衰减的规律，主要体现在人口增长、设备折旧、细胞繁殖等方面。极限理论在金融经济中的应用，主要体现在计算储蓄的连续复利上。极限理论可以计算储蓄连续复利中的本金和利息总和。
三、导数在金融经济分析中的应用
导数理论是数学中比较常用的理论之一，而导数与经济学之间关系密切。通过边际概念构建导数关系，就能将变量替代常量，进而进行经济学研究。导数是经济学中的常用理论，边际需求函数、边际成本函数、边际收益函数等都是经济学分析中的常用理论。导数能够反映出自变量的细微变化，通过自变量变化分析因变量的变化，进而研究函数的变化率。成本函数研究时，商品在固定的产量下，可以计算出边际成本，该成本就是重新生产相同产品的成本，此时可以将平均成本和边际成本对比，进而决定该商品的产量变化。如果边际成本小于平均成本，该商品的产量就要增加。如果边际成本大于平均成本，该商品的产量就要减少。弹性研究是导数应用的另一个方面，函数的变化率需要使用弹性研究。商品的价格和需求量的关系就可以利用弹性研究。利用弹性能够得出一个价格值，商品价格提高的比率要大于需求量减少的比率，则价格提高企业可以获得更多的收益。如果商品的价格比该价格高时，商品价格提高的比率要小于需求量减少的比率，则企业提高价格后收益就会减少。经济最优化是经济分析的重要内容，其也可以利用导数理论进行分析。导数的最值和求极值等知识，能够很好的解决最大利润、最优收入、最佳资源配置等问题。
四、微分方程在金融经济分析中的应用
微分方程是含有函数、微分、自变量的方程，其是解决复杂经济问题时常用的数学知识。如果研究中的自变量较多，可以通过假设一个自变量为常量进行计算，也就是偏导数理论。金融经济分析中常用的还有求近似值的方法，这种计算也会用到微分的理论。数学方法的应用，能够解决金融和经济中的很多实际问题。经济分析中会涉及复杂的经济现象，而其中的很多因素难以量化，需要经济数学中的理论和方法来进行分析。
五、总结
随着经济的不断发展，经济分析成为促进经济发展的关键。经济数学理论在经济分析中的应用，能够将复杂的经济问题通过数学关系进行简化。通过函数建模、极限理论、导数理论和微分方程理论，可以将实际的经济问题转化成数学问题，进而通过数学关系计算出相应的结果，数学的应用对于经济分析具有重要意义，未来我们应该加强数学和经济的交叉，使其能够更好的为金融经济分析服务。
参考文献:
［1］曾金红．浅析金融经济分析中经济数学的应用［J］．吉林广播电视大学学报，2015(04)．
［2］吴清雾．关于数学在经济问题计算中的应用分析［J］．企业改革与管理，2014(20)．
[关键词]宁波；大宗商品；现货市场；需求；供给；原油
1问题的提出
原油是目前世界上最重要的一次性能源之一，它不仅仅是能源的主要供应者，更是国家发展无法替代的战略资源，为国家经济发展和国防安全起着巨大的作用。所以，原油供给与需求的平衡问题显得尤为重要。国内学者对原油的供给与需求已经有了大量的研究：田春荣[1]从进出口方面对我国2001―2013年的原油供给与需求展开了分析；吴方卫、张锦华和孔艳杰[2]分析了由于原油供给问题所引起的经济发展问题；熊韶辉[3]分析了原油供给对国家安全的重要性；尤志文[4]对我国原油采购策略进行了研究。已有的研究从不同角度和侧面表明了我国原油的供给与需求现状，以及原油供给和需求对我国经济的发展和国家安全的影响有着显著作用，明确和肯定了原油供给与需求的合理性对我国国民经济发展的重要性。但是，已有的研究对地区原油供给与需求问题的研究比较少见，没有说明地区原油供给与需求的现状和对该地区经济发展及其他方面的影响作用和重要程度。因此，进行了宁波原油现货市场的需求与供给现状研究，得出了一些结论和启示。
宁波市的大宗商品交易市场与浙江其他城市的大宗商品交易市场相比起步较早，拥有比较发达的金融信息保障体系和物流网络，同时宁波已建设矿石、钢铁、粮油、油品等品质众多的大宗商品交易中心，统筹规划重要资源商业储备基地和国家战略储备基地，开拓钢材、塑料、液体化工等产业。打造大宗商品交易中心对于宁波市服务浙江省建设海洋经济示范区、建设国际强港口和落实国家海洋经济发展战略拥有不可估量的价值，是推动宁波本土产业转型换代升级，增强自身影响力，提升重要资源、战略资源配置能力，帮助和推动宁波加快建设三大区域服务中心的战略选择，更是宁波市进一步增强城市竞争力的必要选择。
宁波是我国长江三角洲地区南翼经济中心，华东地区著名的化学工业基地之一，同时是中国原油进口需求最旺盛的城市之一。[5]近年来随着宁波经济的快速发展，原油的消耗不断增加，不可避免地出现了供给与需求问题，阻碍了宁波原油市场的健康快速发展的步伐。下面将从不同角度对宁波原油市场进行分析，并得出相应的结论与启示。
2基于马歇尔市场弹性理论的宁波原油需求分析
在《经济学原理》一书中，一定时期内某种商品的供给量波动对于此物品价格改变的反应情况是马歇尔对市场需求弹性下的定义。[6]由此发现“必需品”的需求极度缺少需求弹性，而“奢侈品”的需求则拥有需求弹性。只要有工业的地方，就有原油的市场，原油是每个工业地区的必需品。原油在每个工业发达的地区都十分重要，原油的需求是极度缺乏需求弹性的。原油的单位价格在不断地来动，原油的需求量一直保持一个基本稳定的态势，原油的需求量和价格呈现不规则变化，如图1所示。[7]
价格需求弹性就是某种商品需求量改动对其价格波动的反应情况。该弹性系数就是需求量与价格变动之比，意味着价格调整1%时需求量相应调动的百分比，用Ed替代，即
Ed=-ΔQ/QΔP/P=-ΔQΔP×PQ（1）
式（1）中，弹性系数用Ed指代；价格用P指代；价格改变量用ΔP指代；需求量用Q指代；需求波动量用ΔQ指代；需求量变动百分比用ΔQ/Q指代；价格变动百分比用ΔP/P指代。
根据需求价格弹性的类型不同，分为五个类型，需求弹性即完全性、完全无、单位、缺乏和富有弹性。从工业而言，原油是必需物件，其需求弹性是缺乏的。当Ed在0～1时，说明弹性是缺乏的，其是指价格变化时，需求与之作出反应比较迟缓，每当原油的价格改变较大时，其需求就会有一个较小的波动，图2[16] 就是该需求曲线图。这种价格弹性在现实中比较常见，应用比较广泛。生活必需品往往都是缺乏弹性的，正如原油是工业维持生产必不可少的，价格提高也必须购买。但是在实际中，近十年的数据统计见表1，原油在2006年、2011年和2012年的需求弹性系数大于1，意味着这三年原油的需求是富有弹性的。当Ed在1～∞时，说明弹性是富有的，其是指价格变化时，需求与之作出反应比较敏捷，每当原油的价格改变较小时，其需求量就会有一个较大的波动，图3[16]就是该需求曲线图。这种价格弹性在现实中也处处可见，当然也不免会出现在原油中，原油是不可再生能源，在某些特定的时候，原油的价格稍有上下浮动，原油需求上升幅度会比较大，但下降幅度不会太大，这也是原油自身特有的性质决定的。[8]
3宁波原油现货市场的需求与供给的现状分析
3.1宁波原油现货市场需求分析
3.1.1原油消费量大体上逐渐稳定
近年来，宁波经济迅速崛起，对原油的消耗量需求不断增大，大量的原油从外地购入。宁波的能源消费大部分集中在工业生产消费，随着经济的发展，各个企业不断改革和注入新鲜血液，各类产业不断拓宽和发展，原油的使用在生产消费中有着举足轻重的影响。[9]由表2可知，近十年来，原油的需求由2005年的18.59百万吨增长到2014年的25.87百万吨，增长幅度达1.39倍；原油消费量从2005年开始持续不断的增长，到2011年达到最多，消费量为27.17百万吨；而2011―2014年，原油消费量略有下降，在一定范围内来回波动，趋于稳定。
3.1.2原油消费占有率大体上逐年下降
盛杨怿文中指出2000―2010年的十年中，中国原油产量年均增速预计只有0.5%。[10]在中国，可以看到的是原油消费量在不断的增加，但在总能源中占比慢慢减少，现货市场上原油的需求是被迫减少，宁波同样如此。
从图4看，2005―2014年宁波原油消费占总能源消费比率大体上呈现逐年下降的趋势，在2012年突破了30%的关口。具体说，从2005年原油占总能源消费最多的36.53%下降到2013年最少的29.23%，并且突破30%之后，在2012―2014年呈现微浮动趋势，在29%～30%波动。通过以上对宁波市的原油消费量及消费占有率分析，可以发现虽然宁波市原油的消费量在不断上升，但消费占有率在波动下降，说明总能源的消费量增加速度远大于原油消费量增加速度。由于宁波飞跃式发展，稳健的经济，持续快速的增长，显示出巨大的能动力和潜在力，成为省内乃至国内最繁荣的经济区域之一，原油消费量不断增加是经济发展的必然趋势，而原油消费占有率逐步下降也是一条发展的必经之路。
3.1.3原油消费模式亟待转型
从图4中发现，宁波能源消费总量在不断地增加，原油的消费量也不停的上升，但是比重却在减少，说明能源领域有新能源的加入。据调查分析，目前出现的新兴能源，如风能、生物能、太阳能、地热能等，对原油造成一定的冲击。在经济飞速进步的今天，人们越来越关注生活品质，这些清洁能源开始走向大众，渐渐地改变人们的生活态度和习惯，从而减少对原油的消费。在未来能源结构中，新能源将在历史舞台上扮演不可替代的角色。迫于国家对能源结构的整改、生态家园的守护、能源供求的保证、建设可持续发展经济社会、打造和谐低碳社会的需求，目前宁波的原油消费模式亟待转型升级。
原油消费模式转型升级必须依靠先进的技术和科学的管理，积极调整产业结构，提高能源效用，使单位GDP的原油耗损减少，建立节约型的原油消费模式。为此，必须积极加快技术改革，节油降耗；转变产业结构和产品结构，废弃低效率低利用率设备，加大力量开拓生产高附加值的产品，扩展应用型的新工艺和技术。
3.2宁波原油现货市场的供给分析
3.2.1原油供给波动幅度大
宁波市原油需求旺盛却严重受到资源条件的限制，并不具备生产原油的条件，现货市场的原油供给量主要来源于我国其他产油城市和国外原油进口，2006―2011年宁波原油供给量能稳定增长是因为我国与中东和非洲产油国缔结原油供给合同来保证我国的原油供给量。2012年宁波市原油现货市场供给量大幅度锐减是由于2012年我国的原油主要进口国伊朗受到国际制裁，减少了对我国原油的供应，同年，苏丹和我国发生冲突，停止了对我国的原油输出。[11]2013年开始宁波现货市场原油供给量恢复增长是因为伊朗、伊拉克等国家增大对我国的原油供应。[1]
如图5、图6数据所示，2005―2014年宁波原油现货市场供给量波动不稳定。2005―2006年原油供给量减少2.4万吨，略显减少；2006―2011年原油供给量从最低点2021.69万吨增长到最高点2795.48万吨，同比增长幅度达1.38倍；而2011―2012年宁波市原油市场供给量减少了211.42万吨，环比减少7.56%；2012―2013年增长，环比增长幅度达1.07倍；2013―2014年原油供应减少了94.55万吨，环比减少3.4%。
3.2.2原油供给对外依赖强
宁波是全国工业强市，同时也是原油消耗大市，但宁波的地理位置决定宁波并不生产原油，主要靠国内供给和对外进口，而由于我国经济的快速发展对原油的消费量大于开采石油的产量，我国对外原油进口量不断增大。[12]这在一定程度上造成了供需不平衡，限制了宁波原油现货市场的快速发展。由于不能在原油现货市场供给上掌握主动权，导致宁波原油现货的定价权一定程度上的缺失，对市场的参与者而言加大了其现货交易的风险，也会在一定程度上降低投资者的热情，这对宁波现货市场的发展是不利的。而宁波近年来对原油的进口量不断加大，对外依赖程度不断加强。原油依赖程度的加强，必将承受更多的价格波动风险。[13]
3.2.3原油供给进口来源少
原油作为重要的战略资源性商品，对宁波工业的经济发展起着重要的作用，供给来源的合理性也显得尤为重要。[14]据宁波海关统计，2014年伊朗、伊拉克和阿曼是宁波口岸前3大进口来源地，宁波口岸自伊朗、伊拉克和阿曼分别进口原油1139万吨、838.2万吨和509.8万吨，分别增加20.8%、减少5.7%和增加57.2%，三者进口量总计与进口总量之比为50.7%。由此看出，宁波在原油进口来源国的选择上体现出不足之处。
2015年，主要原油供给组织欧佩克和沙特等产油组织因为争夺原油市场，争相加大产量，导致原油价格下跌。宁波应该抓住机遇，配合国家原油战略储备和商业储备需要，加大原油储备，为宁波原油现货市场提供充足的原油。[15]
4结论与启示
本研究基于马歇尔市场需求弹性理论，对宁波市原油现货市场的需求弹性进行了分析，进一步利用2005―2014年宁波统计年鉴中原油数据，从需求与供给角度分析了宁波市原油现货市场的需求与供给现状，主要得出以下结论。
第一，由马歇尔市场需求弹性理论分析得出，总体上，原油作为工业必需品，宁波市原油市场对原油的需求是缺乏弹性的，即宁波市原油需求量变动对原油价格变动的反应程度是迟钝的，原油价格有一个较大的变动，原油需求量变动程度很小。但在个别年度，例如2006、2011、2012这三个年度，宁波市原油市场对原油的需求是富有弹性的，即原油需求量变动对原油价格变动的反应程度是敏感的，原油价格有一个较小的变动，需求量就有一个较大的变动。
第二，需求方面，宁波原油消费量大体上逐渐趋于稳定，原油消费量从2005年开始持续不断的增长，到2011年达到最多，而2011―2014年，原油消费量略有下降，在一定范围内来回波动，趋于平缓。同时，随着近年来宁波经济的快速发展，原油消费量增长率正逐年下降，现存的原油消费模式已不适应宁波的发展，原油消费模式亟待转型以提高能源效用。
第三，供给方面，宁波的地理位置决定宁波并不生产原油，宁波主要依靠对外进口，而国际环境的变化对宁波原油供给造成了很大影响，这导致宁波原油供给量波动幅度很大。[17]近年来，宁波原油进口来源少，原油进口量却不断加大，由此加深了对原油进口的依赖程度。原油对外进口依赖程度的加强，必将承受更多的价格波动风险，不利于宁波原油市场的健康快速发展。
当前，宁波市政府应当积极执行政府职能，发挥政府市场引导作用，引领宁波原油现货市场进入健康高效发展的可持续发展道路，并且加大对原油现货市场的扶持力度，适时提出有利于原油现货市场发展的政策、制度。同时，政府应当加强现货市场立法，合理规划现货市场制度，从而更好地保障原油市场参与者的权益。更重要的是，宁波政府应当积极响应国家建设战略石油储备体系，保证我国石油安全，并减少宁波原油现货市场价格冲击程度。而宁波原油现货市场管理者应努力完善原油现货市场制度，维护现货市场秩序，平衡原油现货供求关系，稳定原油现货价格，预防出现恶意投机。[18]宁波原油市场需建设有公信力的原油现货交易平台，加强透明度，努力使宁波原油现货价格成为长三角地区原油现货价格的指向标。总之，只有按照宁波原油市场发展需要，综合考虑各种因素，合理规划原油市场，才能使宁波原油市场真正有序快速发展。
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关键词：经济增长；失业率；就业效应；结构偏离
中图分类号：F241.4 文献标识码：A 文章编号：1003-5656(2008)02-0090-06
一、经济增长与就业关系的直观判断
1 经济增长率与就业增长率
经济增长是就业增长的基础条件，没有经济增长就谈不上就业增加。但一定的经济增长在不同经济体和不同历史时期所带来的就业效应会有所不同，甚至差异很大，这取决于宏观经济环境及由此所决定的经济增长方式。我国正处在经济转型以及结构调整加速的特殊时期，经济增长只能是就业增长的必要条件，宏观经济环境对就业具有很大的影响。
右图反映出，我国在1979―1989年期间，经济增长率与就业增长率之间存在一定的关联性，经济增长大致呈现一个不规则变动的周期波动，与此同时，就业增长也与之相随呈现周期波动趋势。其中，1984年GDP增长最快，高达15.2％，而当年就业增长将近3.8％，也处于最高水平，说明这个时期经济增长对就业的拉动作用是明显的。1990―1999年，我国经济增长再度大致呈现一个不规则变动的周期波动，但值得引起注意的是，这个时期，就业增长率的变动轨迹与经济增长率的变动轨迹没有关联性，经济变动呈现倒“U”型，而就业变动总体上几乎维持一条水平线。例如，1992―1995年经济高位运行，GDP增长率超过10％，但就业增长率没有显著变化，说明经济增长对就业增长的拉动效应变得微弱；2000年之后，我国经济再度显示增长加快的迹象，但进入新一轮增长的最近4年里，较高的GDP增长不仅没有显示就业增长回升的苗头，反而伴随着失业率不断攀升。这些显示中国经济增长与就业增长之间存在很大的非一致性。
2 经济增长率与失业率
奥肯定律描述了经济增长率与失业率之间的关系。该定律表明失业率与国民生产总值增长率之间呈反向变化即二者存在负相关关系，经济的高增长率伴随着低失业率，低增长率伴随着高失业率。经济学家奥肯依据对美国经济数据的实证研究表明，当经济增长率高于2.25％时，经济增长率每增加一个百分点，失业率就会下降半个百分点；当经济增长率低于2.25％时，经济增长率每减少一个百分点，失业率就会上升半个百分点。而失业率与其带来的国民生产总值缺口(损失)之比率是1:2.5，即失业率每增加1％，实际国民生产总值会减少2.5％左右。这一经验性规则揭示了经济增长和失业率之间的内在关系。尽管各国经济增长率和失业率之间的数量变动关系不尽相同，但经济增长与就业同向变动、与失业反向变动的关系，已为许多国家的经济实践所证实。
我国经济运行并没有遵循“奥肯定律”所揭示的一般规律。20世纪80年代以来我国经济增长率年均达到10个百分点，但与此同时，就业不足的问题显得越来越严重，特别是摆脱亚洲金融危机后的新一轮高增长伴随着失业率的不断攀升。例如，1986―1990年，全国GDP年均增长约7.87％，同期就业人口平均增长2.4％；而1996―2000年，全国GDP年均增长约8.26％，同期就业人口平均增长率为1.15％。显然，GDP增长对就业增长的拉动作用相差1倍之上。2000―2003年我国城镇登记失业人数分别为595、681、770、和800万人，城镇登记失业率分别为3.1％、3.6％、4.0％、和4.3％，而同期全国GDP的增长速度分别达到8％，7.3％，8％和9.1％。2004年中国城镇新增就业980万人，达到77055万人。城镇登记失业率为4.2％，虽然较2003年同比下降0.1个百分点，但与当年9.5％的经济高增长率相比较，其对就业的增长效应极其微弱。
事实上，由于统计口径的差异，国内公布的失业率与真实失业率存在一定差异。现行的统计指标是城镇登记失业率，顾名思义，已经将农村的失业问题排除在外，也使无业却没登记的失业人员无法涵盖进来；而失业登记的年龄界限为男16―50岁、女16―45岁，与职工退休年龄为男60岁、女55岁的规定自相矛盾；此外，改革深化过程中，进入再就业服务中心的大批下岗职工也没有纳入失业统计范围。这些都缩减了失业统计范围；国际上一般把7％的失业率定为警戒线，而按照我国的公开失业率，似乎我国目前的失业率并不算高，例如，2002年欧盟国家的平均失业率为7.6％，美国为5.6％，加拿大为7.6％，转型国家为13.5％，当年我国的公布失业率仅为3.1％。这说明公开失业率可能远远低于真实失业率水平。例如，2000年统计部门公布的城镇登记失业率为3.1％，而当年进行的全国第5次人口普查取得相关数据为8.27％；中国社会科学院人口与劳动经济研究所1996年以来对福州、上海、沈阳、西安和武汉五城市连续的调查资料显示失业率一直在8％以上，2002年甚至超过14％。
3 经济增长的就业弹性分析
一个国家和地区经济增长的就业效应可以通过计算和比较就业弹性的变化来反映。所谓就业弹性是指反映经济增长率与就业增长率之间关系的系数，即GDP每增长1个百分点所能带来的就业增长的百分点。无论国内还是国外，理论界研究经济增长的就业效应问题通常选择就业弹性指标加以分析。
这里，以GY表示GDP的增长率，以GL表示就业的增长率，经济增长的就业效应可以GDP的就业弹性来表示，即：就业弹性E=GY/GL
根据GDP和就业人员统计数据，计算得到各年份的就业弹性并以3期进行移动平均，得到修匀趋势。如下图所示，总体上，就业弹性的移动平均序列趋于下降态势。
进一步分期计算，“六五”时期，我国GDP增长率平均提高一个百分点，能够推动就业增加0.35个百分点左右，“九五”时期，GDP平均增长一个百分点，就业只能增长0.14个百分点，2000年至2004年，我国GDP平均增长一个百分点，就业的增长率只有0.125％水平。据此推算，我国当前一个百分点的GDP增长所能增加的就业岗位大致为70―80万个，这与20世纪80年代一个百分点的GDP增长可创造240个左右的就业岗位相对照，存在很大差距。表明中国经济增长的就业效应已经出现较为明显的下降趋势。
二、经济增长与就业关系的计量分析
上述通过经济增长与就业关系的直观分析，对中国经济增长的低就业效应有了一个初步的判断。以下将对我国经济增长与就业的关系做进一步的计量分析与检验(由Eviews运算输出)。
1 经济增长与就业的相关关系分析
根据1979―2004年间GDP的增长率与就业增长率(1990年就业增长率异常，采用前后两年的均值1.5)，所得到的相关系数仅为0.1463，显示两者之间相关性极差。但根据同期GDP与就业人数所得到的相关系数为0.8663，显示两者之间相关性较强。这说明了两个问题，其一，经济增长是决定就业总量增加的基本条件；其二，受就业弹性的影响，经济增长率与就业增长率之间存在非一致性。特别地，在就业弹性下降的情况下以及其他因素的影响，高经济增长率可能伴随着低就业增长率。我国经济增长的就业效应不足就是这一特例的表现。
由于经济增长率与就业增长率指标的波动较大，两者回归关系不显著，这里用各年的GDP对就业人数分期作回归。
根据回归结果，三个时期GDP对就业人数的回归检验都是显著的，拟合效果比较满意，这同样说明经济增长是就业的决定性因素。比较1978―1994年和1995―2004年两个时期回归结果，发现后一时期的结构参数值要小于前一时期，这意味着在被限定的单变量回归方程里，1995―2004期间，GDP每增长1亿元所能带动的就业人数增加(0.097284万人)要大大低于1978―1994年的平均水平(0.719955万人)；但后一时期的R2值却要高于前一时期，这说明GDP对就业量变化的解释力在1995―2004期间相对提高，可能意味着90年代后期以来体制改革的深化导致下岗失业人员增多，在这种情况下，维持较高的经济增长率对于扩大就业更加有现实意义。
2 我国的宏观生产函数模型及稳定性检验
为了考察我国经济增长过程与要素投入的关系，这里运用新古典生产函数的对数形式：Y=A+αlog(K)+βlog(L)
其中，Y、K、L分别表示国民经济总产出、资本要素投入和劳动要素投入，α、β分别是对应解释变量资本、劳动的参数，A为除要素投入之外的综合因素。
现以国内生产总值(GDP，亿元)表示总产出，以全社会固定资产投资额(亿元)表示资本投入，以年末就业人数(万人)表示劳动投入。得到1980―1991年、1992―2004年、1980―2004年三个时间段的回归结果。
比较这三个时期的输出结果，样本拟合优度都很高，表明模型的拟合效果理想；且能通过F检验，变量(对数值)之间总体线性关系显著成立。但同时结构参数变动较大，以1992年分界的前后两个时期中，α的样本估计值由0.51904上升到0.85837，表明资本投入对于中国经济增长的贡献变大；以1992年分界的前后两个时期中，βB的样本估计值由1.55588下降为-0.28587，表明劳动投入对于中国经济增长的贡献变小。值得进一步注意的是在包括1992年之后的12年的β样本估计值甚至为负数，与先验预期相背离；并且在一般置信水平上，t检验不能通过。这实际上意味着在这个时期，劳动要素对经济增长的解释力严重下降，若不考虑技术进步和体制转变导致劳动效率提高，甚至可以认为就业人员增加对我国经济增长几乎是没有作用的。
考虑到模型回归结果所表达的劳动和资本要素对我国经济增长的影响程度在发生较大变化，有必要对模型结构参数的稳定性进行检验。参数的稳定性检验采用Chow断点检验(Chow breakpoint test)方法，其思想是对断点前后每个子样本单独拟合方程并以其残差平方和RSS构造统计量来观察估计方程是否有显著差异。零假设是两个子样本拟合的方程无显著差异，若输出结果显示的概率小于给定的显著性水平，如1％或5％，就可以在该显著水平上拒绝零假设。若有显著差异则意味着模型关系中有结构改变。本文分别以1992年为单断点、以1992年和1998年两断点进行拟合，检验结果为：
以1992年为单断点的Chow检验结果显示，样本统计量F=3.030574，所对应的概率值P=0.056230，接近但稍微大于5％的显著性水平。从理论上讲不应拒绝零假设。考虑的是改革深化和体制转变之因素，以1992年和1998年两断点的Chow检验结果显示，样本统计量F=4.543316，该数值变得更大，其所对应的概率值P＝0.008077，变得更小，显然在1％和5％显著性水平上都应拒绝零假设，可以推断参数不具有稳定性，表明期间的三个样本时期经济增长所受到的影响是不同的，劳动和资本两要素对经济增长的影响程度发生了很大的变化。虽然由一个断点选择所得检验结果，从理论上不能方程结构参数的非稳定性，但其伴随概率比较接近5％的显著性水平。而由两个断点选择所得检验结果得出的结论是，我国经济增长的生产函数不具有稳定性。
三、经济增长与就业增长的结构偏离分析
产业部门是就业的载体，产业结构变动必然反映在就业结构的变动上来。在经济增长过程中，由于技术进步和分工深化、需求结构变化以及产业政策的调整，产业结构处在不断变动过程，也导致了就业结构的变化。无论是根据配第，克拉克定理，还是库兹涅茨的经验法则，以及西方国家经济结构演进的历史证据，都充分表明产业结构与就业结构的变动方向大体是一致的。目前在发达国家中，第一产业的GDP比重通常在5％以下，就业比重也均在5％以下，第三产业占GDP的比重一般都在60％以上，从业人员所占比重也在60％以上。尽管各个国家有一定差别，但产业结构与就业结构基本上是一致的。然而，我国经济增长的结构变动与就业增长的结构变动并非协调一致，其结构性偏离特征十分明显。
关键词: 经济发展 就业增长 就业弹性
一、经济发展与就业增长关系的实证研究
美国著名经济学家阿瑟・奥肯在1962年提出了著名的“奥肯定律”,用来近似地描述失业率和实际GDP之间的交替关系。其内容是,实际GDP增长相对于潜在GDP增长上升2%时,失业率下降约1%。即该定律说明了失业率与GDP增长率二者呈反向变化的关系。但从中国的实际情况来看,“奥肯定律”似乎“失效”了。有论者指出指出,我国目前的实际状况是高经济增长率与高失业率并存。我国90年代以来经济增长速度较快,经济增长率维持在一个较高的水平上。但在经济增长的同时,并没有带来就业的相应增长。
利用1978年-2001年中国GDP增长与就业增长的数据,龚玉泉、袁志刚(2002)发现,尽管随着劳动要素市场配置机制的作用不断强化,经济增长与就业增长的非一致性程度在不断下降,同向变动的趋势逐渐明显。但是经济增长与城镇登记失业率之间的相关性一直不明显。而且,自20世纪80年代中期以来,城镇登记失业率具有明显的向下“刚性”。从GDP就业弹性来看,自1978年以来基本上呈下降趋势,但在20世纪90年代中国的GDP一直保持较快的增长速度。他们提出,GDP增长所带来的就业吸纳能力在不断下降。20世纪90年代中国经济增长在一定程度上是排挤就业的。
然而有的学者坚持认为,近年来,中国的经济增长是一种典型的“无就业增长”。高经济增长率并没有带动高就业率。通过对就业增长与GDP增长的回归分析,这些学者将改革开放以来经济增长与就业增长的关系划分为两个阶段:第一阶段(1978年-1989年),高经济增长率与高就业增长模式,就业GDP增长弹性系数为0.315;第二阶段(1990年-2000年),高经济增长率与低就业增长模式,就业GDP增长弹性系数为0.112。
二、经济发展对就业增长的影响机制
综上所述,可以看出,虽然在对就业弹性的具体测度上存在差异,但学界普遍持有的看法是:我国的经济发展与就业增长之间存在非一致性。进一步地,围绕这种非一致性的形成机理,学者们也进行了广泛而深入地探讨。
早期,对于两者之间的这种非一致性,有论者利用技术进步加以阐述。虽然技术进步可以通过其内在的创新和扩散机制不断扩张经济社会的生产力前沿边界(即GDP潜在增长率)和提高资源配置效率(即全要素生产率TFP),但利用技术进步因素来解释我国改革开放以来的就业增长率下降和失业率上升,则是值得商榷的。首先,从技术进步对就业增长的内在传导机制来看,技术进步的就业效应是双重的。从技术冲击的短期效应来看,由于技术进步提高了劳动生产率和资本有机构成,同量产品和资本的所需的劳动力投入会逐步下降,从而产生技术进步的就业挤出效应。但从技术进步的长期影响来看,技术进步能大大增加社会产出,提高社会的人均收入水平并导致社会消费结构的改变和产业结构的演进,尤其是具有劳动密集型特征的第三产业的发展。因此,技术进步在长期又具有就业增长效应。其次,从20世纪90年代的国际数据实证来看,以高技术和新经济著称的美国,20世纪90年代的GDP就业弹性明显高于中国;作为新兴工业化国家的韩国,其经济增长速度一直较高,而在大多数年份,其GDP就业弹性几乎是我国的2-3倍。
龚玉泉、袁志刚(2002)认为,上述的解释并未对就业增长与经济增长的非一致性的形成机理提供一个逻辑一致的阐释。他们指出,要正确理解和识别中国经济增长和实际就业增长的关系,关键在于如何定义和衡量劳动投入,尤其是名义劳动投入和有效劳动投入。有效劳动需求量是指企业在利润最大化约束下、以劳动力的边际产品价值等于劳动力价格(工资成本)为原则的劳动力使用量。有效劳动需求量反映了就业的有效性和利用程度,名义就业人数反映了企业中在编人数的多少,仅是一个统计意义上的数量概念。在我国,统计上的从业人员是指名义就业人数,统计上的就业增长也是以此指标计算出来的。在我国,有效劳动需求量和名义就业在不同的经济体制下和在体制改革的不同阶段是不同的。在实行安置型就业的计划经济时期,有效劳动需求量往往小于名义就业人数,其表现是企业对劳动力的低效率使用、人浮于事、“有职无工”,即隐性失业;在市场经济改革初期,有效劳动需求和名义就业人数的数量偏差逐步缩小,而当经济增长带来有效劳动需求量增加时,名义就业人数并不一定随之增加,而是表现为企业对冗员的充分利用,即经济增长不一定带来名义就业人数的增长;当市场经济改革完全到位时,经济增长与有效劳动需求量就会出现协同变动,而且所有就业人数均为有效就业者。
胡鞍钢等(2004)认为,从1992年至今,我国处于经济转轨的中期。这一时期全面开始了从计划经济向市场经济的转轨,需要对原有的经济体制进行全面的改革。在这种部分行业、部分经济类型出现衰退,另一部分行业和经济类型不断崛起的背景下,我国经济结构发生了剧烈的调整,所以这一时期的就业形势显著地表现出“创造性摧毁”的特点,同时也进入了高失业、低就业、高增长阶段。一方面在新兴产业(指IT信息服务业、旅游业、金融保险业、文教卫等)、新兴正规部门和非正规部门会创造新的就业岗位,但另一方面在传统正规部门中(指国有单位和城镇集体单位)大量摧毁旧的工作岗位。这是一个典型的“创造性摧毁过程”,但创造的速度远远低于摧毁的速度,造成严重的下岗失业问题。
三、结论性评论
我们看到,国内学者对中国经济发展与就业增长之间的相互关系已经进行了具体和系统的研究。这对于我们从更深的层次上看待改革开放以来,中国的经济发展对劳动力市场产生的影响,是非常有价值的。具体而言,对于中国的就业弹性是否偏低,以及导致其变化的原因,仍存在广泛的争论。我们认为,从一般的角度看,最为关键的是要对“就业弹性”的概念以及它的适用范围有更为清晰、明确的认知。
我们相信,在正确看待“就业弹性”的理论和实践价值的基础上,充分结合我国经济转轨时期的特殊国情和制度变迁,才能对我国经济发展与就业增长的关系有一个更为准确的理解。进而,才能为宏观经济政策和就业政策的制定提供明确的理论依据和政策方向。
参考文献
