摘要：一般認為，教育對地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展具有促進作用；但實證分析表明，對一些民族地區(qū)而言，教育不僅不能促進當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展，反而從某種程度影響了其經(jīng)濟的騰飛。因此，教育必須與地方經(jīng)濟發(fā)展相銜接，要樹立大教育觀念，逐步提高民族地區(qū)農(nóng)民的文化素質(zhì)，擺脫低文化氛圍，更新觀念，樹立改革意識、競爭意識、創(chuàng)新和開拓意識；要大力發(fā)展民族職業(yè)技術(shù)教育，培養(yǎng)適應(yīng)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的專業(yè)人才。

關(guān)鍵詞：教育；民族地區(qū)；經(jīng)濟發(fā)展；大教育

Abstract：Generallyspeaking，educationhaspromotingeffectoneconomicandsocialdevelopmentinpoverty-strickenareas，however，empiricalanalysisindicatesthateducationcannotonlyhavenopromotingeffectonlocaleconomicdevelopmentbutalsomayaffecteconomicdevelopmenttosomedegreeinsomeminoritynationalityareas.Thus，prehensiveeducationoutlookshouldbeestablishedtograduallyraiseculturalqualityofthepeasantsinminoritynationalityareas，togetridoflowculturalatmosphereandtorenewideas，toestablishreformidea，innovativeideaandexploitingidea.Minoritynationalityvocationaleducationshouldbelargelydevelopedandallkindsofprofessionaltalentsshouldbecultivatedinplanforeconomicdevelopmentinminoritynationalityareas.

Keywords：education；minoritynationalityarea；economicdevelopment；comprehensiveeducation

傳統(tǒng)的教育理論認為，“教育的發(fā)展直接決定著一個國家勞動力知識存量的多少、國民素質(zhì)的高低，從而決定著經(jīng)濟的發(fā)展水平和速度”，“我國西部地區(qū)之所以落后，其根本原因不在于物質(zhì)資本的缺少，而在于人力資本的匱乏”。[1]的確，教育是經(jīng)濟發(fā)展最為重要和積極的促進因素已成為人們的共識，同時也為經(jīng)濟發(fā)展的歷程所證明。但是，教育與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系還有著另一種性質(zhì)，即若不恰當處理二者的關(guān)系，教育有時在經(jīng)濟發(fā)展過程中可能并無促進作用。本文通過對寧夏固原市兩個典型回族社區(qū)——西吉縣單家集和涇源縣龐東村的調(diào)查和統(tǒng)計分析，對教育在貧困地區(qū)的改革與發(fā)展進行了新的闡釋，期望從中得到一些啟示。

一、單家集和龐東村基本情況

[論文摘要]隨著公務(wù)員制度在我國的確立及實行，公務(wù)員這一職業(yè)被社會各界廣泛認可，公務(wù)員報考也日漸增溫。另外，公務(wù)員報考熱現(xiàn)象具有雙重效應(yīng)，我們要以慎重的態(tài)度來對待這一現(xiàn)象。

[論文關(guān)鍵詞]公務(wù)員報考熱勞動就業(yè)市場機制社會保障體系

一、引言

我國自1993年開始實施公務(wù)員制度，1994年施行公務(wù)員公開招考以來，公務(wù)員制度日趨合理與完善，公務(wù)員錄用制度也日益公開、公平、公正，相應(yīng)的出現(xiàn)了“公務(wù)員報考熱”現(xiàn)象．據(jù)資料顯示，去年11月2日結(jié)束的2008年國家公務(wù)員報名，再次掀起熱潮，最熱門崗位供需比達l：3592l0公務(wù)員考試的競爭激烈程度仍遠遠超過一年一度的高考和研究生考試，又成為一座爭擠的獨木橋。面對公務(wù)員報考熱現(xiàn)象，我們應(yīng)該理性思考。

二、公務(wù)員報考熱的雙重效應(yīng)

(一)正面效應(yīng)

關(guān)鍵詞：大眾傳播媒介；社會危機；政府

摘要：大眾傳播媒介在信息環(huán)境建構(gòu)、媒介形象、傳播慣勢及公眾認知慣勢等方面，對社會危機信息傳播既存在正功能，也存在負效應(yīng)，政府通過大眾傳播媒介危機信息必須進行策略性選擇，要尊重大眾傳播基本規(guī)律，充分發(fā)揮主流媒體的社會影響力，控制輿論主動權(quán)，加強對社會危機的引導(dǎo)和控制。

從某種意義說，現(xiàn)代社會危機管理就是社會危機信息管理，真實、完整、科學(xué)的信息是公眾和管理部門處理社會危機的可靠依據(jù)。信息的缺失、扭曲、虛假極可能導(dǎo)致信息流傳紊亂，公眾失去行為依據(jù)，產(chǎn)生心理危機甚至心理恐慌。從而引發(fā)甚至加劇社會危機。作為公眾主要信息來源的大眾傳播媒介及政府在現(xiàn)代社會危機信息管理系統(tǒng)中處于核心地位。但大眾傳播媒介性質(zhì)及信息傳播的特點決定了其危機信息傳播并不總是對社會危機產(chǎn)生正功能，因此政府在利用大眾傳播媒介作為危機信息傳播平臺時，必須充分認識到大眾傳播的特點，采取相應(yīng)的措施，將大眾傳播媒介對社會危機的負面影響降低到最低程度，增強對社會危機的引導(dǎo)和控制，增強危機信息傳播的社會效果。

一、信息傳播對社會危機的引導(dǎo)和控制

大眾傳播媒介信息傳播的特點、方式及性質(zhì)對社會危機產(chǎn)生影響體現(xiàn)在3個方面：信息環(huán)境的建構(gòu)、媒介形象認知、媒介信息傳播與認知慣勢。

1、信息環(huán)境的建構(gòu)

[摘要]在市場經(jīng)濟條件下，風(fēng)險投資對于推動整個社會經(jīng)濟的發(fā)展具有重要意義。本文主要分析風(fēng)險投資體系中的雙重關(guān)系，探討投資者、風(fēng)險資本家與創(chuàng)業(yè)者之間財務(wù)目標的協(xié)調(diào)方法，研究西方風(fēng)險投資及其對我國的啟示。

[關(guān)鍵詞]風(fēng)險投資；；財務(wù)目標

風(fēng)險投資體系通常涉及投資者（Investor）、風(fēng)險資本家（VentureCapitalist）、創(chuàng)業(yè)者（Inventor）三方參與者，他們是相互獨立的財務(wù)主體，通過風(fēng)險資本這一樞紐，構(gòu)成了雙重委托的關(guān)系。如圖1所示。

風(fēng)險資本從資本供應(yīng)者——投資者，流向資金運作者——風(fēng)險資本家（風(fēng)險投資公司），經(jīng)過后者的篩選決策，再流向資金使用者——風(fēng)險企業(yè)（創(chuàng)業(yè)者）。通過風(fēng)險企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展，風(fēng)險資本得到價值增值，再流至風(fēng)險投資公司，風(fēng)險投資公司將收益回饋給投資者。風(fēng)險資本周而復(fù)始的循環(huán)，形成了風(fēng)險資本的周轉(zhuǎn)。

一、風(fēng)險資本家對投資者的首重及其財務(wù)目標的趨同效應(yīng)

風(fēng)險投資體系中的投資者，往往是擁有長期資金的機構(gòu)投資者，如養(yǎng)老退休基金、保險公司、銀行信托基金、投資基金等，此外還有少數(shù)富有的個人和家庭。在美國，養(yǎng)老退休基金是最大的風(fēng)險資本的來源。投資于這一行業(yè)需要非同尋常的勇氣、耐心和專業(yè)投資經(jīng)驗，廣大中小散戶由于認識上的原因，而且缺乏承受高風(fēng)險的能力，一般只投資于證券，而不會冒險涉足風(fēng)險投資領(lǐng)域。

一、失業(yè)保障制度是反失業(yè)的“穩(wěn)定器”和“安全網(wǎng)”

失業(yè)保障是國家通過立法強制實行的、由社會集中建立基金對因失業(yè)而中斷生活來源的勞動者提供物質(zhì)幫助的制度，核心內(nèi)容是社會集中建立失業(yè)保障基金，分散失業(yè)風(fēng)險，使暫時處于失業(yè)狀態(tài)的勞動者基本生活得到保障，并通過失業(yè)培訓(xùn)達到就業(yè)安置。失業(yè)保障的基本功能有二：一是生活保障；二是促進就業(yè)。

我國現(xiàn)階段的失業(yè)通過兩種形式表現(xiàn)：一是公開失業(yè)，一是隱性失業(yè)，而且大量的是隱性失業(yè)。現(xiàn)在一般的看法，我國城鎮(zhèn)隱性失業(yè)人數(shù)不低于2000萬人，隱性失業(yè)率不低于20%。我國的隱性失業(yè)是傳統(tǒng)勞動就業(yè)體制的產(chǎn)物，其實質(zhì)是勞動者未能與生產(chǎn)資料實現(xiàn)充分有效的結(jié)合，而處于部分閑置狀態(tài)。企業(yè)內(nèi)滯存大量的隱性失業(yè)者，使空缺的職位日益減少，“外部勞動力市場”的人員無法進入企業(yè)空缺的職位，盡管他們比占據(jù)這些“空缺”位置的在職員工更優(yōu)秀，而政府又堅持企業(yè)富余人員由企業(yè)自我消化的方針，更使得市場機制對勞動力存量結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)作用十分有限。正是由于政府的這一政策的“保護作用”，讓人覺得隱性失業(yè)問題還不是十分嚴重，對社會的沖擊還不是很大。但是，企業(yè)一旦完全按市場經(jīng)濟規(guī)律辦事，按照勞動力的邊際產(chǎn)品收益來確定用工人數(shù)，則不可避免地將隱性失業(yè)者推向市場，因為市場經(jīng)濟條件下企業(yè)沒有“養(yǎng)人”的義務(wù)?！梆B(yǎng)人”是政府的應(yīng)盡義務(wù)，但不是傳統(tǒng)的“送溫暖”、“獻愛心”的做法所能夠解決的，關(guān)鍵是構(gòu)建一種制度，為那些暫時找不到工作或被企業(yè)解雇的人提供基本的生活保障，并通過對他們的再培訓(xùn)實現(xiàn)再就業(yè)促使其自謀職業(yè)、自食其力。這種制度，只能是失業(yè)保障制度，而不是別的什么。

從市場經(jīng)濟國家建立失業(yè)保障制度的經(jīng)驗看，失業(yè)保險和失業(yè)救濟對解決摩擦性失業(yè)有著積極的作用。失業(yè)救濟和失業(yè)保險之所以對解決摩擦性失業(yè)極為有效，是因為摩擦性失業(yè)是由于允許企業(yè)辭退職工和允許職工辭職所造成的，失業(yè)保險使工人在尋找新工作的失業(yè)期間無后顧之憂，使“雙向選擇”成為可能。我國的失業(yè)保險制度無疑要借鑒這一點。但是，我國的失業(yè)保障制度不是要鼓勵職工辭職，更不是激勵國有企業(yè)技術(shù)骨干隨意辭職，因此失業(yè)保障制度要特別強調(diào)是由于非本人主觀原因而失業(yè)（如自愿離職等）才能享受失業(yè)保險。至于周期性失業(yè)，如我國目前因為需求不足、經(jīng)濟低迷所出現(xiàn)的失業(yè)，失業(yè)保障制度的功效顯然是有限的。我們主要應(yīng)通過調(diào)整宏觀經(jīng)濟政策和加強宏觀調(diào)控來熨平經(jīng)濟周期，使國民經(jīng)濟步入持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調(diào)發(fā)展的軌道的治本措施來減少周期性失業(yè)。當然，重視和發(fā)揮失業(yè)保障制度在解決任何類型失業(yè)人員（除非自愿失業(yè)）的基本生活需要的作用，依然是不容忽略的和不可替代的。

對由于某種技術(shù)崗位缺人而求職者又不具備上述技能而引起的結(jié)構(gòu)性失業(yè)，則可以充分發(fā)揮失業(yè)保障制度的“再培訓(xùn)”功能，全力辦好失業(yè)人員生產(chǎn)自救基地和轉(zhuǎn)業(yè)培訓(xùn)基地，通過多種形式加強轉(zhuǎn)業(yè)培訓(xùn)，提高結(jié)構(gòu)性失業(yè)人員的技術(shù)技能，使他們盡快實現(xiàn)再就業(yè)。

失業(yè)保障制度的建立還有利于勞動力市場的形成與發(fā)展，是推動勞動力在全社會范圍內(nèi)流動進而實現(xiàn)勞動力優(yōu)化配置的制度保障。市場經(jīng)濟是社會化大生產(chǎn)的產(chǎn)物，社會化大生產(chǎn)決定了勞動力管理的社會化，客觀上要求有社會化的失業(yè)保障制度與之相匹配。那些因主觀或客觀原因想脫離原企業(yè)工作崗位的人以及學(xué)非所用、不能發(fā)揮專長但又不能流動的人，除了人事、戶籍等方面的因素外，還有一個重要的原因就是缺少健全的社會化失業(yè)保障制度。如果有了社會化的失業(yè)保障制度，職工在離開原企業(yè)到再就業(yè)這段時期的生活保障問題有了著落，免除了后顧之憂，那么，就可能果斷地離開原來的企業(yè)或工作崗位去尋找更能發(fā)揮自己專長的勞動崗位。這樣，勞動力就在全社會范圍內(nèi)自由有效地流動起來，就業(yè)效率和勞動力的整體資源配置效率將大大提高。

[摘要]在市場經(jīng)濟條件下，風(fēng)險投資對于推動整個社會經(jīng)濟的發(fā)展具有重要意義。本文主要分析風(fēng)險投資體系中的雙重關(guān)系，探討投資者、風(fēng)險資本家與創(chuàng)業(yè)者之間財務(wù)目標的協(xié)調(diào)方法，研究西方風(fēng)險投資及其對我國的啟示。

[關(guān)鍵詞]風(fēng)險投資；；財務(wù)目標

風(fēng)險投資體系通常涉及投資者（Investor）、風(fēng)險資本家（VentureCapitalist）、創(chuàng)業(yè)者（Inventor）三方參與者，他們是相互獨立的財務(wù)主體，通過風(fēng)險資本這一樞紐，構(gòu)成了雙重委托的關(guān)系。如圖1所示。

風(fēng)險資本從資本供應(yīng)者——投資者，流向資金運作者——風(fēng)險資本家（風(fēng)險投資公司），經(jīng)過后者的篩選決策，再流向資金使用者——風(fēng)險企業(yè)（創(chuàng)業(yè)者）。通過風(fēng)險企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展，風(fēng)險資本得到價值增值，再流至風(fēng)險投資公司，風(fēng)險投資公司將收益回饋給投資者。風(fēng)險資本周而復(fù)始的循環(huán)，形成了風(fēng)險資本的周轉(zhuǎn)。

一、風(fēng)險資本家對投資者的首重及其財務(wù)目標的趨同效應(yīng)

風(fēng)險投資體系中的投資者，往往是擁有長期資金的機構(gòu)投資者，如養(yǎng)老退休基金、保險公司、銀行信托基金、投資基金等，此外還有少數(shù)富有的個人和家庭。在美國，養(yǎng)老退休基金是最大的風(fēng)險資本的來源。投資于這一行業(yè)需要非同尋常的勇氣、耐心和專業(yè)投資經(jīng)驗，廣大中小散戶由于認識上的原因，而且缺乏承受高風(fēng)險的能力，一般只投資于證券，而不會冒險涉足風(fēng)險投資領(lǐng)域。

中國經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)進入新時代，由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，消費已成為推動我國經(jīng)濟增長的第一驅(qū)動力。消費最終由居民和政府承擔，其中居民消費是最終消費的主體，是拉動GDP增長的內(nèi)生動力。我國擁有世界上人口最多的中等收入群體，2017年已經(jīng)超過4億人［1］，中等收入群體是我國消費的主力軍，提高中等收入群體比重能有效擴大居民消費，促進經(jīng)濟順利轉(zhuǎn)型。黨的報告第一次在中央文件中將“促進消費的體制機制”明確作為中國社會主義市場經(jīng)濟體制發(fā)展的重要內(nèi)容，提出要“完善促進消費的體制機制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”。國務(wù)院也先后密集印發(fā)了《關(guān)于進一步擴大和升級消費持續(xù)釋放內(nèi)需潛力的指導(dǎo)意見》（國發(fā)［2017］40號）等政策措施。這顯示，著力破除制約消費發(fā)展的體制機制障礙，推動居民尤其是中等收入居民群體消費升級已經(jīng)上升為國家經(jīng)濟政策的重要關(guān)切點和著力點。但我國居民消費和政府消費一直處于世界偏低水平，較高的稅負水平極大制約居民消費，如何發(fā)揮稅收作用促進中等收入居民群體消費升級，進而擴大全國內(nèi)需，已成為稅收制度和政策改革的重要考量。本文基于稅收負擔的角度，利用門檻回歸模型，引入居民收入作為門檻變量，分析宏觀稅負、間接稅負及直接稅負對城鄉(xiāng)居民消費的非線性影響，進一步尋求稅收負擔對城鄉(xiāng)不同收入居民群體消費的影響規(guī)律，為我國實現(xiàn)消費驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，社會收入分配結(jié)構(gòu)由“金字塔”型轉(zhuǎn)為穩(wěn)定的“橄欖型”提供政策參考。

1文獻評述

國外學(xué)者關(guān)于財稅政策對居民消費影響的非線性效應(yīng)研究中，不同學(xué)派觀點差異較大。Gia⁃vazzi發(fā)現(xiàn)在丹麥和愛爾蘭的財政緊縮期間其財政政策能促進私人消費，該發(fā)現(xiàn)極大挑戰(zhàn)了傳統(tǒng)凱恩斯理論［2］，隨后國外學(xué)術(shù)界對財政政策非線性進行了大量研究。Bertola從理論角度建立最優(yōu)模型，認為財政支出能對居民消費產(chǎn)生非線性效應(yīng)［3］。Amano研究發(fā)現(xiàn)個人消費在短期和長期存在較大的差異，并且財政支出對居民的消費也存在顯著性的非線性影響［4］。Wang實證研究財政消費性支出和投資性支出對居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)政府消費性支出對居民消費產(chǎn)生了顯著的非線性效應(yīng)［5］。Wis⁃sem使用門檻回歸模型分析財政政策對私人消費的影響，發(fā)現(xiàn)稅收收入一旦超過了臨界閥值便會產(chǎn)生非凱恩斯效應(yīng)［6］。Goldin從稅收凸顯角度分析稅收對不同居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)征收消費稅和銷售稅會顯著降低低收入人群對香煙的需求，對于高收入人群的卷煙消費卻不顯著［7］。我國學(xué)者關(guān)于財稅政策與居民消費之間非線性影響的研究中，如張明喜、王立勇、方紅生、儲德銀等研究了財政政策緊縮和擴張兩個時期的政策總效應(yīng)對農(nóng)村居民消費均產(chǎn)生顯著非凱恩斯效應(yīng)［8-11］。徐斌基于相對收入假說理論，發(fā)現(xiàn)收入差距對東部和中西部地區(qū)消費影響效果存在較大的差異，財政支出對東部和中西部都產(chǎn)生顯著的非線性影響，但是東西部呈現(xiàn)“正U”形分布，而中部呈現(xiàn)相反的“倒U”形分布［12］。毛軍從財稅政策和收入差距的角度分析稅收負擔對居民消費存在非線性影響，研究表明非線性效應(yīng)非常顯著［13］。許多學(xué)者從各個角度分析稅收政策對中國居民的消費影響，如洪源從民生財政收入切入，分析了在跨越“中等收入陷阱”約束下民生財政對居民消費的影響，運用居民收入作為門檻變量分析中國的財政收入對居民消費存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，并且呈現(xiàn)“先增后減”的“倒U型”的非線性效果［14］。王結(jié)玉認為應(yīng)重點關(guān)注個人所得稅制對中等收入群體消費的影響，運用稅收政策努力提高中等收入群體比重，使低收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)化［15］。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于城鄉(xiāng)居民稅收負擔的測算以及對居民消費影響的研究中，關(guān)于間接稅負擔的實證研究較多。聶海峰等認為間接稅負對居民收入調(diào)節(jié)具有重要的意義，應(yīng)合理設(shè)置間接稅負比重，防止間接稅累退效應(yīng)影響中低收入群體消費［16］。汪昊等發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民的間接稅負大于城鎮(zhèn)居民，并測算出中國城鄉(xiāng)居民間接稅負擔均呈U型［17］。趙艾鳳等認為我國消費稅雖然對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)節(jié)效果有限，但是在2009年之后成品油消費稅成為影響消費稅分配效應(yīng)的最主要因素［18］。楊森平等通過計算和比較間接稅后及稅前泰爾指數(shù)，發(fā)現(xiàn)間接稅對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響以逆向調(diào)節(jié)為主，當前我國城鄉(xiāng)居民單位收入所承擔的實際間接稅差異是促使間接稅加大城鄉(xiāng)居民收入差距的最主要原因［19］。陳建東等研究發(fā)現(xiàn)消費稅在不同的時期對我國城鄉(xiāng)收入差距存在差異，在2000—2011年起到正向調(diào)節(jié)作用，然而在2012—2017年消費稅對我國城鄉(xiāng)收入差距卻轉(zhuǎn)為逆向調(diào)節(jié)［20］。許坤等利用廣義矩估計的面板向量自回歸模型對稅收負擔影響收入分配差距的機理進行了實證研究，結(jié)果表明稅收負擔并不直接影響收入分配差距，但能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和政府投資間接影響收入在企業(yè)和居民部門間的分配［21］。國內(nèi)也有部分學(xué)者研究了收入與居民消費以及居民消費升級等問題。韓玉萍等發(fā)現(xiàn)總收入及收入來源的不確定性對居民消費在地區(qū)上存在顯著差異，其中總收入不確性促進了東、西部農(nóng)村居民消費，但抑制了中部消費［22］。李衛(wèi)華從制度創(chuàng)新的角度研究了居民城鄉(xiāng)收入差距，提出居民工資性收入、居民財產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入的城鄉(xiāng)差距都很大［23］。陳浩等發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與收入階層存在較大的差異，低收入群體主要為生存型消費，中等收入群體體現(xiàn)為擴大發(fā)展型消費，而高收入群體主要表現(xiàn)為享受型消費趨勢，并且三種消費類型依次從低收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)變［24］。綜上，國內(nèi)外學(xué)者的研究成果為稅收負擔對居民消費的影響提供了許多重要的研究思路。但已有的研究大多從財稅政策或稅收負擔角度研究對居民消費的影響，或單獨研究城鄉(xiāng)居民消費問題，研究結(jié)果各不相同。本文將基于門檻回歸模型，以城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入作為門檻變量分析宏觀稅負、直接稅負以及間接稅負對城鄉(xiāng)居民消費的非線性影響。

2稅收負擔對居民消費的非線性門檻效應(yīng)實證檢驗

2.1門檻模型的設(shè)定。本文借鑒Hansen靜態(tài)面板門檻回歸方法進行實證研究［25］。門檻回歸模型是指當經(jīng)濟參數(shù)達到特定的數(shù)值后，引起另一個經(jīng)濟參數(shù)發(fā)生結(jié)構(gòu)性突變的計量研究方法，該方法以殘差平方和最小化為條件確定門檻值，并檢驗門檻值的顯著性，該方法克服了主觀設(shè)置架構(gòu)突變所產(chǎn)生的偏誤。在進行靜態(tài)面板門檻模型估計時，首先需要對門檻值γ和模型變量參數(shù)估計值α進行估計，然后判斷門檻值是否顯著并對門檻值的置信區(qū)間進行估計。可以分為以下四個步驟進行檢驗：首先將任意γ0作為初始值賦予γ，并且在給定的門檻值下，利用普通最小二乘法估計模型的各個參數(shù)值以及對應(yīng)的殘差平方和。然后以殘差平方和最小化s1(γ)值來獲得γ的估計值γ ̂=argminS1(γ)，從而找到最優(yōu)門檻估計值。第一個假設(shè)檢驗的原假設(shè)為H0:α1=α2，備擇假設(shè)為H1:α1≠α2，通過構(gòu)造F統(tǒng)計量F=[S]0-S1(γ) ̂σ ̂2來判斷門檻值是否顯著，其中S0為原假設(shè)的殘差平方和。第二個假設(shè)檢驗的原假設(shè)為H0:γ ̂1=γ0，備擇假設(shè)為H1:γ ̂1≠γ0，通過構(gòu)造似然比函數(shù)LR=[S]1(γ)-S1(γ) ̂σ ̂2來檢驗門檻值是否等于真實值，由于統(tǒng)計量均不服從標準正態(tài)分布，因此運用自抽樣法（Bootstrap）來得到F檢驗的漸進分布和概率P值，以此來提高檢驗的顯著性。在通過第一個檢驗后，第二個檢驗也通過在10%的顯著性水平，表明靜態(tài)面板門檻模型存在雙門檻效應(yīng)。由于我國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的存在，分別建立稅收負擔對城鎮(zhèn)消費和農(nóng)村消費的影響，本文擬考慮設(shè)定如下靜態(tài)面板門檻模型設(shè)定進行研究。式中：（1）和（2）分別表示三種稅收負擔對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費影響是否存在雙門檻效應(yīng)模型組。其中下標i代表地區(qū)；t代表時間；czconsit表示城鎮(zhèn)人均消費；ncconsit表示農(nóng)村人均消費；czincit表示城鎮(zhèn)人均可支配收入；ncincit表示農(nóng)村人均可支配收入；I(•)為指標函數(shù)；Xit表示稅收負擔；γ1和γ2為待估測的門檻值；Zit表示外生控制變量；μi表示個體擾動項；εit表示隨機擾動項。2.2數(shù)據(jù)的來源與變量說明。本文選取全國31個省、直轄市、自治區(qū)（除港澳臺外）2002—2017年的省市面板數(shù)據(jù)作為數(shù)據(jù)樣本，本文涉及的原始數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國稅務(wù)年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫。31個省市的稅收數(shù)據(jù)含其所轄計劃單列市的數(shù)據(jù)（大連、寧波、廈門、青島、深圳）。為了消除價格指數(shù)的影響，所有的變量指標都以2002年為基期利用各省市居民消費價格指數(shù)進行平減（2002年=100），為了消除異方差和量綱的問題，所有的絕對數(shù)變量指標都進行對數(shù)化處理，以進一步增強數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，具體數(shù)據(jù)見表1描述性統(tǒng)計。數(shù)據(jù)來源方面，模型的被解釋變量選取各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均消費czconsit、農(nóng)村居民人均消費ncconsit。解釋變量選取全國稅務(wù)部門分地區(qū)稅種的稅收合計占各地區(qū)GDP比重（宏觀稅負trit）；各省增值稅、消費稅、營業(yè)稅總和占各個地區(qū)GDP比重（間接稅負trjjit）；各省個人所得稅、企業(yè)所得稅占總各地區(qū)GDP比重（直接稅負trzjit）。門檻變量：城鎮(zhèn)居民人均收入czincit；農(nóng)村居民人均收入ncincit?？刂谱兞浚撼青l(xiāng)收入差距變量cxgapit用i省份t年的城鄉(xiāng)人均收入比值來表示；人均國內(nèi)生產(chǎn)總值變量pgdpit；民生支出zcczit用i省份t年的各地的教育支出、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生等三個項目的總和表示；urbanit表示城鎮(zhèn)化，用i省份t年的城鎮(zhèn)人口占年末常住人口比重表示；教育eduit用i省份t年的高等教育在校人數(shù)表示；對外開放程度openit用i省份i年的進出口總量與GDP的比重來測算，各變量描述統(tǒng)計見表1。2.3門檻效果檢驗與門檻值估計。表2報告了分別以宏觀稅負、間接稅負和直接稅負為核心解釋變量，居民人均收入為門檻變量，居民消費為被解釋變量，分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村進行了雙重門檻檢驗，采用自抽法（1000次）反復(fù)抽樣后模擬計算得到F值及伴隨概率P值門檻效應(yīng)結(jié)果。實證結(jié)果表明，不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民消費都會產(chǎn)生單一門檻效果。對于城鎮(zhèn)居民而言，當宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時，城鎮(zhèn)居民人均收入對城鎮(zhèn)居民的人均消費通過了10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應(yīng)。對于農(nóng)村居民而言，只有當宏觀稅負為核心解釋變量時才通過10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應(yīng)，當間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量時，農(nóng)村的人均收入沒有對農(nóng)村居民的消費產(chǎn)生雙重門檻效應(yīng)。不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民消費而言都沒有產(chǎn)生三重門檻效應(yīng)，于是本文將采用雙重門檻效應(yīng)模型進行計量分析。當存在雙重門檻效應(yīng)時，表3列出了具體門檻值以及門檻值的置信區(qū)間。對于城鎮(zhèn)居民消費而言，當分別以宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時存在相同的門檻值，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為9.6707（15846元）和10.0899（24098元）；當以直接稅負作為核心解釋變量時不存在第二門檻值。對于農(nóng)村居民消費而言，當以宏觀稅負作為核心解釋變量時，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為8.3851（4381元）和9.251（8982元），而以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量則不存在第二門檻值，因為只存在單一門檻效應(yīng)。由于我國正處于中等收入階段，本文根據(jù)門檻模型測算出來的門檻數(shù)和門檻值，進一步可將城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入劃分為低等收入、中等收入和高收入三個階段。具體收入水平等級劃分見表4（以2002年價格）。2.4實證結(jié)果分析。門檻模型的變量具體估計結(jié)果見表5和表6。表5是對城鎮(zhèn)居民消費的變量的估計，對于城鎮(zhèn)居民消費而言：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，宏觀稅負對城鎮(zhèn)居民消費的影響為負，彈性系數(shù)為-0.808，而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為15846~24098元之間時，宏觀稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響迅速減少，彈性系數(shù)為-0.452，當城鎮(zhèn)居民人均可支配收入大于24098元時，宏觀稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響變?yōu)?0.06，但是效果不顯著。CFPS數(shù)據(jù)的《中國民生發(fā)展報告2018》顯示，2016年頂端1%的家庭占有全國約1/3的財富，低端25%的家庭僅僅擁有社會財富的1%左右，高收入人群占比較少，所以無法帶動整體消費。宏觀稅負對高收入人群的影響效果不顯著，對中低收入群體產(chǎn)生顯著的抑制效果，因此，目前我國宏觀稅負不利于中低收入群體比重擴大以及消費升級。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，間接稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響效果為負，彈性系數(shù)為-1.010，而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在15846~24098元之間時，間接稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響迅速增加，彈性系數(shù)為-1.215，當城鎮(zhèn)居民人均可支配收入大于24098元時，間接稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響的彈性系數(shù)為-0.647。間接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)對居民的消費產(chǎn)生“收入效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”影響了居民消費可支配收入的下降以及勞務(wù)商品的價格上升使得對居民的消費產(chǎn)生顯著的抑制作用，與此同時，間接稅的累退效應(yīng)使中等收入群體擁有較大的稅負，阻礙了中等收入群體的消費。城鎮(zhèn)居民由低收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)變的階段，隨著中等收入群體的擴大，城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)和邊際消費傾向逐漸遞減，并且城鎮(zhèn)居民又擁有較高的儲蓄傾向，稅收負擔抑制效果逐漸變強。城鎮(zhèn)居民由中等收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)變時，消費結(jié)構(gòu)由中低檔轉(zhuǎn)向高檔使得勞務(wù)商品的價格對高收入群體影響較小，稅收負擔對城鎮(zhèn)居民高收入群體的消費抑制作用降低。表6輸出的結(jié)果為對農(nóng)村居民消費的變量的估計。農(nóng)村居民人均收入小于4381元時，宏觀稅負對居民的消費影響為負，彈性系數(shù)為-1.955，當農(nóng)村居民人均可支配收入在4381~8982元時，彈性系數(shù)為-0.244，當農(nóng)村居民人均可支配收入大于8982元時，宏觀稅負對農(nóng)村居民的消費產(chǎn)生的影響變?yōu)檎瑥椥韵禂?shù)為0.368，通過了10%的顯著性檢驗。稅收負擔對農(nóng)村居民消費擠出作用扭轉(zhuǎn)成擠入效應(yīng)，稅收收入的增加使得政府可以將更多的稅收通過轉(zhuǎn)移支付重新分配到農(nóng)村居民手中，居民的收入水平間接增加，從而購買力水平增強，政府的補貼能有效提升農(nóng)村居民的消費。稅收的再分配效應(yīng)從“政府偏向型”轉(zhuǎn)向“居民偏向型”在農(nóng)村居民消費中得到良好的體現(xiàn)。以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量研究農(nóng)村收入對農(nóng)村消費的影響時，不存雙門檻效應(yīng)，只存在單一門檻效應(yīng)，但是也對消費產(chǎn)生較大的負向影響。此外，從表5和表6的控制變量來看，對于城鎮(zhèn)居民而言，城鎮(zhèn)收入差距對居民消費起到促進作用，不難發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)收入差距大的地區(qū)往往經(jīng)濟水平較高，這意味著高的收入預(yù)期與收入水平和低的失業(yè)率，使城鎮(zhèn)居民都具有較高的消費傾向，從而促進城鎮(zhèn)居民的消費。但是對于農(nóng)村居民而言，雖然經(jīng)濟水平較高的地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距大，但是在全國物價水平大體接近的情況下，農(nóng)村與城鎮(zhèn)的收入差距越大，越發(fā)抑制農(nóng)村居民的消費。政府的民生財政支出對居民的消費都產(chǎn)生了促進作用，教育、醫(yī)療和社會保障等“大額剛性支出”間接增加了居民的可支配收入并能有效降低居民的儲蓄傾向，進而釋放居民預(yù)期消費。高等教育人數(shù)的增加對與城鎮(zhèn)和農(nóng)村而言都起到了負向的抑制作用，原因在于畢業(yè)生剛剛步入社會，工資水平普遍較低，社會壓力競爭大，即使有較強的消費傾向，但沒有太大的消費能力。在對外開放程度方面，外需低迷，貿(mào)易摩擦不斷，依賴出口貿(mào)易的企業(yè)利潤持續(xù)下降，影響了企業(yè)的經(jīng)營，也間接抑制了居民消費。城鎮(zhèn)化的提高有利于城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費，并且擁有較高的系數(shù)，城鎮(zhèn)化有利于城鎮(zhèn)資源的有效配置及勞動生產(chǎn)水平的提高，并且可以為農(nóng)村居民創(chuàng)造出比農(nóng)業(yè)就業(yè)崗位更高增長率的工資收入，所以城鎮(zhèn)化對城鎮(zhèn)農(nóng)村居民消費產(chǎn)生顯著的促進作用。

3結(jié)論與建議

一、引言

2011年1月28日，上海、重慶兩市成為我國首批房產(chǎn)稅試點城市，其試點的目的不僅是希望取得穩(wěn)定的地方財政收入和調(diào)節(jié)居民收入分配，還希望通過房產(chǎn)稅來進一步限制房地產(chǎn)市場的投資炒作、抑制住房消費兩極分化。房產(chǎn)稅是國家調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場和社會經(jīng)濟分配的一個重要的手段，并且在國外大部分國家，房產(chǎn)稅已經(jīng)成為地方財政收入的重要來源，對地方發(fā)展起到了舉足輕重的作用。當前我國房產(chǎn)稅仍處于試點階段，社會各界都非常關(guān)心之后的房產(chǎn)稅立法問題，2018年和2019年兩會期間，總理在政府工作報告中指出要“推進房產(chǎn)稅立法”。因此，對試點成果的研究也能為房產(chǎn)稅在全國廣泛實施提供參照依據(jù)。在我國居民消費率較低的背景下，分析和檢驗房產(chǎn)稅改革是否有利于改善居民生活福利，從居民消費的角度對房產(chǎn)稅試點進行評估，有利于完善我國房產(chǎn)稅制度的設(shè)計、降低改革風(fēng)險。目前，國內(nèi)外研究房產(chǎn)稅對居民消費影響的成果相對較少，學(xué)者主要研究了稅負水平對居民消費水平的影響（譚韻，2009；李菊香，2015；李普亮，2013）、房產(chǎn)稅實施對房價的影響（劉甲炎、范子英，2013；劉玥、曾新喻，2017），或者基于消費理論對房價與消費的關(guān)系進行相關(guān)研究（嚴金海、豐雷，2012；徐小鷹，2012），但是對于房產(chǎn)稅實施是否會影響居民消費，學(xué)者們研究較少，且缺乏實證檢驗。

二、房產(chǎn)稅對居民消費的理論分析

稅收是政府調(diào)控宏觀經(jīng)濟的重要手段之一，從居民消費的角度來看，政府征收房產(chǎn)稅可以直接或間接地影響居民消費水平。（一）收入效應(yīng)。收入效應(yīng)是指由商品價格變動所引起的實際收入水平變動，進而由實際收入水平變動所引起的商品需求量的變動。稅收的收入效應(yīng)指政府征稅降低了居民的實際可支配收入，進而降低居民的實際收入水平。政府對居民住房征收房產(chǎn)稅后，對于住房者而言，繳納房產(chǎn)稅降低了實際收入水平，造成納稅主體的消費能力下降，同時，商品價格并沒有因此改變，也就產(chǎn)生了收入效應(yīng)。同時，對于租房者而言，房產(chǎn)稅的征收可能會使出租人將房產(chǎn)稅轉(zhuǎn)嫁給租房者，減少了租房者的可支配收入，同樣產(chǎn)生了收入效應(yīng)。（二）流動性約束效應(yīng)。流動性約束理論認為，存在流動性約束的消費低于不存在流動性約束的情形。此約束主要來自于金融市場，普通消費者較難從金融機構(gòu)獲得貸款以緩解自身的流動性不足，能不能獲得貸款申請對于居民消費會產(chǎn)生一定的影響。對于租房者而言，由于收入水平的限制，不僅貸款難以獲取，而且還要面臨房產(chǎn)稅轉(zhuǎn)嫁到房租的風(fēng)險，會受到較大的流動性約束效應(yīng)。對于房產(chǎn)稅的納稅主體而言，這類群體普遍收入水平中等以上并且具有穩(wěn)定的收入，更容易從金融機構(gòu)獲得貸款，所受的流動性約束較小。（三）財富再分配效應(yīng)。我國房價的持續(xù)高速上漲引發(fā)了財富再分配效應(yīng)，使得財富向高收入者傾斜。根據(jù)邊際消費遞減規(guī)律，財富的升值對于消費而言作用不明顯。而對于租房者，要面臨房產(chǎn)稅納稅主體將房產(chǎn)稅轉(zhuǎn)嫁到租房者身上的風(fēng)險。在租房者每期收入不變的情況下，租房者只有減少對其他商品的開支來縮緊預(yù)算。根據(jù)以往經(jīng)驗，一個國家消費需求主要來源于中低層消費，那么房產(chǎn)稅的增收不利于我國消費需求的提高。

三、研究設(shè)計

（一）變量選取。被解釋變量：本文研究房產(chǎn)稅試點對收入的影響，故選取城鎮(zhèn)居民消費支出（cons）作為被解釋變量。解釋變量：根據(jù)雙重差分模型，解釋變量為政策虛擬變量和時間虛擬變量?？刂谱兞浚河绊懴M的因素有很多，國內(nèi)學(xué)者也有豐富的研究成果，本文參考前人研究（李春風(fēng)，2013；雷瀟雨，2014；肖淳丹，2016），并結(jié)合絕對收入假說、相對收入假說等傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論，選取城鎮(zhèn)人均可支配收入（inco）、儲蓄率（save）、住房均價（hp）、城鎮(zhèn)化率（urba）、第三產(chǎn)業(yè)比重（sGDP）五個變量作為控制變量。（二）模型設(shè)定。根據(jù)以上討論，本文將雙重差分模型作為計量方程評估房產(chǎn)稅試點對居民消費影響的政策效果，根據(jù)理論分析和吳亞雯（2016）等前人研究成果，選取了五個控制變量建立了本文所用的基本模型：lncons=β0+β1Di+β2Dt+β3DiDt+β4lninco+β5lnsave+β6lnhp+β7urba+β8sGDP+εit（三）數(shù)據(jù)來源。本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各市統(tǒng)計年鑒、中國城市統(tǒng)計年鑒以及安居客房地產(chǎn)租售信息網(wǎng)。整理了滬渝兩市2004年到2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)。為了符合數(shù)據(jù)可比性，本文對居民消費支出（cons）、人均可支配收入（inco）、儲蓄率（save）、住房均價（hp）以2003年為基期，利用各年公布的CPI數(shù)據(jù)進行平減，從而得到實際的相關(guān)數(shù)據(jù)。

摘要:現(xiàn)代服務(wù)行業(yè)是我國首批被納入“營改增”稅制改革的行業(yè)之一，研究其受稅制改革的影響對促進我國其他行業(yè)稅務(wù)改革具有重要的借鑒作用。關(guān)于“營改增”對企業(yè)財務(wù)績效影響的研究，目前學(xué)者對于“營改增”對交通運輸業(yè)的財務(wù)績效的影響分析較多，而幾乎很少有人專門對部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)進行實證研究，本文的研究具有非常現(xiàn)實的意義。

關(guān)鍵詞:現(xiàn)代服務(wù)業(yè)；營改增；財務(wù)績效

一、引言

現(xiàn)新的市場環(huán)境下，我國傳統(tǒng)稅收制度已經(jīng)逐漸顯現(xiàn)出一些問題。2016年5月1日，隨著建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和生活服務(wù)業(yè)納入“營改增”的范圍，我國完成了自2012年以來的營業(yè)稅向增值稅過渡的歷程。“營改增”政策的目的是減輕企業(yè)稅負，提高經(jīng)濟活力?！盃I改增”政策減輕了我國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)的稅負，并且稅負下降程度越大，改善現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)的財務(wù)績效的作用越強，而且企業(yè)原材料等成本的投入比率與企業(yè)財務(wù)績效成正相關(guān)關(guān)系。同時，“營改增”政策的實施時間越長，稅負變動率與原材料投入比率對于企業(yè)財務(wù)績效的促進作用越強。現(xiàn)代服務(wù)業(yè)是我國商業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要載體，它的繁榮勢必會帶動其他產(chǎn)業(yè)，并且作為“營改增”試點的先鋒，其效果也可以作為研究稅各的合理性進行檢驗。

二、研究假設(shè)

現(xiàn)代服務(wù)業(yè)在“營改增”之前適用5%的營業(yè)稅率，“營改增”之后增值稅率為6%，但從稅率方面看，稅率有所提高。但由于此行業(yè)會涉及很多外包企業(yè),信息技術(shù)服務(wù)企業(yè)接受外包服務(wù)和購進固定資產(chǎn)等業(yè)務(wù)都會取得增值稅專用發(fā)票,由此產(chǎn)生的進項稅可抵扣，從而降低稅負。企業(yè)稅收負擔的最終變化情況,取決于稅率上升帶來的增稅效應(yīng)和實現(xiàn)進項抵扣帶來的減稅效應(yīng)兩者疊加在一起所產(chǎn)生的凈效應(yīng)?！盃I改增”會通過影響企業(yè)的稅負來影響企業(yè)的財務(wù)績效。

一、信貸配給及其西方經(jīng)濟學(xué)家對此的理論研究

信貸配給是信貸市場存在的一種典型現(xiàn)象,信貸配給理論是新凱恩斯主義理論的重要組成部分,被認為“或許可與凱恩斯主義的有效需求原理相提并論”(傅殷才,1993)?，F(xiàn)代信貸配給理論評述信貸配給是指貸款人基于風(fēng)險與利潤的考查不是完全依靠利率機制而往往附加各種貸款條件,通過配給的方式來實現(xiàn)信貸交易的達成。它表現(xiàn)為兩種情況:（1）在對借款人信用評級基礎(chǔ)上,一部分申請人可以得到貸款而另一部分則被拒絕,即使是后者愿意支付更高的利率也得不到貸款；（2）借款申請人的借款要求只能得到部分的滿足。新古典經(jīng)濟學(xué)理論認為,信貸市場僅僅是利率機制在起作用,利率靈活的變動能夠自動地調(diào)節(jié)信貸市場的供求關(guān)系,使信貸市場趨于均衡,而信貸配給僅是由于外部振動所引起的一種暫時的非均衡現(xiàn)象。下面我們介紹兩種對信貸配給有不同看法的理論，用來說明我國信貸配給的雙重特點。

20世紀70年代初期，麥金農(nóng)和肖通過發(fā)展中國家的金融壓抑和金融深化模型（以下簡稱M-S模型），說明了發(fā)展中國家存在的嚴重金融抑制是制約儲蓄積累和經(jīng)濟發(fā)展主要障礙，概括地說，M-S模型明確了凱恩斯主義低利率刺激投資的政策模式在發(fā)展中國家的不適用性：即有管理的低利率必然會要求在有管理的信貸市場上進行信貸配給（CreditRationing）,而信貸配給將使低效率的投資獲得廉價的貸款，從而阻礙了經(jīng)濟增長。

麥金農(nóng)和肖的理論認為，金融體系在國家控制下以配給的方式供應(yīng)信貸，能獲得信貸的多為享有特權(quán)的國營企業(yè)以及與官方金融機構(gòu)有特殊關(guān)系的私營企業(yè)，而大多數(shù)的中小企業(yè)得不到金融機構(gòu)的信貸支持，金融機構(gòu)出現(xiàn)大量存貸差。但這些借款者的投資并不總是獲得較好的效益。因此，信貸配給政策可能擠掉一些高效益投資項目，從而導(dǎo)致資金使用效率下降。

而對信貸配給現(xiàn)象作出更深入研究是斯蒂格利茨和韋茲。1981年，以斯蒂格利茨和魏斯為代表的新凱恩斯主義經(jīng)濟學(xué)家從不完全信息市場的角度提出了“金融約束論”。他們認為金融深化論的假定前提為瓦爾拉均衡的市場條件，這在現(xiàn)實中難以成立。在斯蒂格利茨和魏斯的理論（以下簡稱S-W模型）中，論證了由于信貸市場上借款人在項目的風(fēng)險收益水平及資金實際使用方面掌握著比銀行更多的信息,因此,信貸市場上的信息必然是不對稱的,由此而產(chǎn)生的“人為”的風(fēng)險——逆向選擇和道德風(fēng)險也就使得銀行業(yè)無法完成對自身信貸資產(chǎn)的全部有效控制,信貸風(fēng)險由此產(chǎn)生。信貸配給的出現(xiàn),與利率的刺激效應(yīng)和逆向效應(yīng)有關(guān)。從信息不完全發(fā)生時期看,事前信息不完全是信貸交易發(fā)生前銀行缺乏辨別顧客風(fēng)險狀況的充分信息,這時,如果銀行在基礎(chǔ)利率上增添“風(fēng)險補償費”使利率上浮,風(fēng)險較大的借款人愿意接受貸款而不可能拖欠,比較安全的借款人往往放棄借款申請,這就是“逆向效應(yīng)”；事后的信息不完全是由于監(jiān)督成本高昂使得銀行難以獲得信貸資金實際使用情況的充分信息,接受較高利率的顧客在獲得貸款后,必然追逐高風(fēng)險項目,這就是“刺激效應(yīng)”(即道德風(fēng)險效應(yīng))。由于利率雙重效應(yīng)的存在,貸款利率的上升將促使信貸資產(chǎn)風(fēng)險的增加和配置效率惡化。因此,銀行應(yīng)采用非價格手段來配給資金:當信貸市場上出現(xiàn)信貸需求大于信貸供給時,銀行會把利率定在市場均衡利率水平之下,鼓勵那些資信度高、只愿意以低利率借款的顧客借款,限制那些資信度低、愿意以高利率借款的借款者,以實現(xiàn)銀行利潤最大化,改善信貸資金配置效率。

由于逆向選擇和道德風(fēng)險的存在，借貸市場上均衡信貸配給可以實現(xiàn)。S-W模型強調(diào)了由于市場微觀主體的逆向選擇作用，存在著比瓦爾拉均衡更穩(wěn)定的信貸配給均衡，它使得銀行在信貸市場上可以通過利率的甄別機制（ScreeningDevices）來選擇貸款對象（避免高風(fēng)險），實現(xiàn)利潤最大化。