序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇差異管理論文范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

如何實現消費者體驗的差異化呢？設計師必須掌握大量的信息，具備精湛的行業知識，擁有不斷創新的能力。中國家具行業缺的就是這種由信息知識和創新思想組合出來的創造力。本文以銦琦誠的產品差異化策略為例，對差異化策略加以具體說明。

差異化的起點

家具業發展的原動力在于產品的設計，所以，原創產品對于優秀公司有著非常重要的意義，銦琦誠的原創性選擇了從兩個方面來區分于其他家具企業：產品風格設計和技術難度的優勢保持。特色的產品可以讓消費者有更多的選擇，滿足不同客戶的需求，這樣自然也就跳出了價格戰的泥潭;技術含量方面主要突出了銦琦誠的特色，以工藝性的產品，通過實用性的展示，以達到差異性的效果。

獨特的產品風格

營銷界內有一名詞叫差異化營銷，引用到家具設計之中就是差異化設計，引用到產品研發之中，就是產品的差異化策略。產品向多元化、差異化方向發展。獨特的外觀，是標新立異的基礎，公司產品的開發帶有強烈銦琦誠特色，并不斷延續和發展。款式不斷更新，特色一直保持，各類家具的整體配套性做得恰如其分，銦琦誠在軟體家具領域不斷創造適合自己的天空。

可持續發展的優勢：核心技術的差異化

沙發中木材的裝飾是銦琦誠產品的一大獨特亮點，但木材的變形和開裂是很多公司不能徹底解決的問題。銦琦誠為了避免此類問題，在硬件設備和工藝流程方面做出了很大的努力，現在木材的處理工藝是已經完全能夠滿足南北氣候的差異以及客戶的獨特要求。

銦琦誠的產品特色還體現在沙發扶手的木裝飾上，大量采用雕刻的手法對沙發進行獨特的裝飾。手工雕刻是提升木材及沙發品質、增加產品附加值、提高產品價格的重要環節。銦琦誠擁有多名具有十年以上雕刻經驗的技術工人。雕刻讓沙發在造型上具有豐富的內涵，經過精雕細刻的打造，最終用凝固的語言表達出對生活的理解，對獨特設計的態度，產品由此變成了藝術品。

油漆對于木材來說，相當于衣服對于人的作用，所謂“人靠衣裝，家具靠涂裝”。油漆工藝的好壞直接影響木材的表現效果。銦琦誠通過兩個方面來做好木材的“衣服”：一是物的方面，二是人的方面。物的一方包括無塵噴房、恒溫烘干房等，為生產高品質的產品提供了必要的條件。產品的好壞最重要的還是人的作用，所以油漆技工的水平起著決定性作用，公司對于人員的培養和穩定作了很大的努力。人員的穩定保障了油漆質量的穩定，最終的表現就是銦琦誠產品質量的穩定。

差異化的品質保證：質量年活動

篇(2)

論文關鍵詞：外商直接投資，環境庫茲涅茨假說，污染天堂假說

 

一、引言

隨著經濟發展，全球環境的承載壓力越來越大。經濟學家也密切關注環境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環境質量隨著經濟的增長呈現出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。

環境竟次理論是指不同國家或地區間對待環境政策強度和實施環境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環境標準而使本國的工業失去競爭優勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環境標準和次優的環境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經濟競爭時更低的環境標準，從而加劇全球環境惡化。

“污染天堂假說”認為在一國單方提高環境標準的情況下，國內企業和環境標準低的外國企業相比失去其競爭優勢，從而使高環境標準國家的企業將生產轉向低環境標準國家。若在實行不同環境政策強度和環境標準的國家間存在自由貿易，實行低環境政策強度和低環境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業所承受的環境成本相對要低。在該國進行生產時，其產品價格就會比在母國生產出同樣產品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產方面具有更大的優勢。這種由成本差異所產生的“拉力”會吸引國外的企業到該國安家落戶。

Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業運用的生產和污染消除技術通常比東道國本地的企業更先進和更有利于改善環境。如果這些企業能夠替代部分東道國同行業低效生產的企業, 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發現中國的FDI存量與環境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現出 “污染避難所”效應 [3]。

二、變量選取及模型構建

（一）東部和中部的FDI區域分布

改革開放以來，中國吸收外商直接投資數量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區,主要集中于東部地區項目管理論文，東部地區主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。

圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區域分布（億美元）

圖2中國東部十一省（市）2003～2008年FDI區域分布（億美元）

圖3中國中部八省2003～2008年FDI區域分布（億美元）

（二）變量選取

考慮統計口徑一致和數據的連續性，選取工業廢氣排放總量（億標立方米）、工業廢水排放總量（萬噸）、工業固體廢物產生量（萬噸）、工業固體廢物排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業二氧化硫排放量（萬噸）為環境污染指標；人均地區生產總值（元）作為經濟增長指標，此外，考慮國際貿易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量，Y表示人均地區生產總值（元），FDI表示外商直接投資（萬美元）。環境污染指標數據根據1986至2009年中國統計年鑒相關數據整理項目管理論文，地區人均生產總值和外商直接投資數據根據1986至2009年省（市）統計年鑒相關數據整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數，LNY、LNFDI分別表示人均地區生產總值和外商直接投資的自然對數。本文中東部十一個省（市）為廣東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數據研究中國東部和中部省（市）FDI的對環境影響的差異。

（三）模型設定形式

由于面板數據模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數估計的有效性。根據截距向量和系數向量中各分量限制要求的不同，面板數據模型可分為無個體影響的不變系數模型、變截距模型和變系數模型三種形式。在面板數據模型估計之前，需要檢驗樣本數據適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：

，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T

其中N表示個體截面成員的個數，T表示每個截面成員的觀察時期總數，參數表示模型的常數項，表示對應于解釋變量的k×1維系數向量，k表示解釋變量個數。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：

H1:個體變量系數相等；H2:截距項和個體變量系數都相等。

如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數混合估計；如果H2被拒絕,則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數。變系數、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3,面板個體數量為N，面板時間跨度為T，根據Wald定理在H2假設條件下構建統計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統計量F1，其中：

～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]

若計算得到的統計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續檢驗假設H1。反之，則認為樣本數據符合無個體影響的不變系數模型。若計算得到的統計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。

三、東部和中部模型回歸結果分析

利用東部十一省（市）和中部八省的相關數據，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩序列。回歸結果見表1-表8

（一）東部和中部地區FDI對工業廢水、工業廢氣影響差異分析

表1 東部地區 LNFS、LNFQ模型參數估計結果

 

 

  LnFS

LnFQ

變量

參數

固定效應

參數

固定效應

α

24.7998(1.8722***)

  49.3840(4.0923*)

 

-3.6806(-1.4613***)

  -13.1905(-3.2263*)

 

0.4188(1.4567***)

  1.3574 (2.9634*)

 

-0.0158(-1.4541***)

  -0.0440 (-2.5825*)

  AR(1)

0.9958(42.3684*)

  0.8089 (24.7612*)

  海南--LNFDI

0.1027(1.2365)

-8.0449

0.1302 (0.9513)

-3.7321

河北--LNFDI

-0.0088(-0.1280)

3.8736

0.0835 (1.1098)

0.0014

上海--LNFDI

0.0259(1.0531)

-15.5458

-0.1318(-0.9580)

1.1533

浙江--LNFDI

-0.0384(-0.5847)

10.5687

0.0745 (1.3692)

-0.4913

遼寧--LNFDI

-0.0835(-1.6476***)

-5.4319

0.0426(0.3272)

0.1718

廣東--LNFDI

-0.0392(-0.3555)

6.3472

-0.0459 (-0.3756)

0.9825

北京--LNFDI

0.0135(0.3381)

-21.1233

-0.0295(-0.4951)

-0.8745

天津--LNFDI

-0.0078(-0.1072)

-5.6961

-0.0204(-0.1636)

-1.0105

江蘇--LNFDI

-0.0415(-0.7790)

7.6127

-0.1504(-2.2292**)

2.7120

福建--LNFDI

-0.0955(-0.7093)

12.4942

-0.0186 (-0.2712)

-0.2444

山東--LNFDI

-0.0727(-2.1787*)

11.0165

0.0366 (0.7316)

0.3737

R2

0.9996

0.9985

F

21721.19

5607.094

D-W

篇(3)

論文關鍵詞：VEC模型，脈沖響應方差分解

改革開放三十年來，以財政支出為主要載體的社會經濟建設活動，帶來了我國前所未有的經濟持續高速增長。1978—2007年期間，國家財政支出從1122.09億元增加到49781.35億元；GDP總量從3645.2億元增加到249529.9億元，年均增長率超過9%；人均GDP由381元增加到18934元，增加了近50倍[1]。但是，截至到2008年，城鄉居民收入比例也擴大到3.36：1，絕對差距首次超過1萬元。以城鄉居民收入差距拉大為代表的社會不公平問題已成為制約我國經濟持續增長不容忽視的問題。可見，在財政支出所具有的資源配置、收入分配和穩定經濟增長的三大職能中，收入分配職能并沒有得到良好的發揮和體現。那么，財政支出結構的變動對經濟增長和社會公平會產生什么樣的影響？在協調經濟增長與社會公平問題上，財政支出應怎樣安排呢？這不但是發達國家財務管理論文，也是轉軌國家和發展中國家經常爭論不休的問題。因此，本文試圖借助于向量誤差修正模型，系統地研究財政支出結構對經濟增長與社會公平[2]的動態影響機制。

一、文獻述評與理論分析

（一）文獻述評

從亞當·斯密開始，經濟學研究都強調經濟效率，而不太注意收入分配差距。只要經濟增長符合帕累托效率，就沒有壞處，哈耶克認為這就是經濟學研究的基本命題核心期刊。受其影響，西方學者們大多重視財政支出與經濟增長關系的研究，加之二戰后世界各國政府普遍把經濟增長列為財政支出的首要目標，使得這種研究趨勢更是盛極一時，而對于財政支出結構與社會公平關系的研究則明顯滯后。

對于國內研究而言，目前已有的關于財政支出結構對經濟增長與社會公平的影響研究還比較少。學者們大多側重于財政支出總量與經濟增長關系的研究，或者是財政支出結構與社會公平關系的研究，鮮有把經濟增長和社會公平作為一個整體來研究其與財政支出結構之間的關系。而且，在劃分財政支出結構的分類標準上大家還未達成共識，再加上對社會公平系數的界定和研究方法的不同，最終導致實證分析結論存在差異。寇鐵軍、金雙華（2002）以基尼系數為社會公平指標，將財政支出劃分為公共福利支出和非福利支出，利用簡單回歸分析得出我國財政支出對社會公平問題重視不夠的結論。孫文祥、張志超（2004）以城鎮對農村居民的人均收入差額與農村居民人均收入的比值作為社會不公平指數，構造了六個模型方程分別研究財政支出結構與經濟增長，財政支出結構與社會公平的問題，得出地方財政支出具有顯著促進經濟增長的作用，中央財政支出可以明顯改善社會公平程度，不同的財政支出項目對經濟增長和社會公平的貢獻具有顯著差異的結論。王莉、冉光和（2007）利用基尼數據等指標進行回歸分析，得出財政支出結構對城鄉居民之間收入差距呈負效應的結論。劉成奎、王朝才（2008）以城鄉居民收入差為社會公平指標，分析不同財政支出項目對城鎮、農村居民收入的影響。冉光和、潘輝（2009）對全國居民、城鄉居民以及東中西居民三個樣本進行公共支出與收入分配關系的VAR模型實證研究，得出公共支出對居民收入分配起到了負面影響結論。

綜上所述財務管理論文，國內外關于財政支出結構對經濟增長和社會公平的影響研究基本上是圍繞財政支出結構與經濟增長，或者是財政支出結構與社會公平進行單一靜態研究。然而，追求經濟效率和社會公平是政府安排財政支出所面臨的永恒主題。只考慮財政支出結構與經濟增長的關系而忽視社會公平的問題，或者離開經濟增長而單一的研究財政支出結構與社會公平的關系，得出的結論都可能有失偏頗。這是分析財政支出結構對經濟增長與社會公平影響不可或缺的研究思路。基于此，本文將在前人研究的基礎上，采用向量誤差修正模型、脈沖響應函數等動態分析方法系統考查財政支出結構變動對經濟增長和社會公平動態影響。

（二）理論分析

財政支出結構是指各類財政支出占總支出的比重。按照經濟性質不同，財政支出結構可以分為政府投資性支出、政府消費性支出和政府轉移性支出三種。三種支出在財政總支出中所占比重的變動，直接反映了財政支出職能的調整。一般而言，投資性支出和消費性支出直接影響社會資源的配置，促進經濟增長。具體地說，從需求方面講，投資性和消費性支出與私人支出無異，直接構成社會總需求的一部分，通過乘數效應拉動經濟增長；從供給方面講，投資性支出會影響生產函數而間接拉動經濟增長，如基礎設施建設等支出會形成社會物質資本，從而解決制約經濟增長的瓶頸因素；科學、教育以及衛生等領域支出會形成人力資本，從而提高勞動者生產率，改善社會生產技術，促進經濟持續增長核心期刊。相反，轉移性支出具有兩面性，它不僅能促進經濟增長，也能熨平收入分配不均。具體地說，從需求方面講，轉移性支出直接增加居民可支配收入，擴大了社會總需求。同時財務管理論文，當社會收入分配差距拉大時，轉移性支出能夠縮小甚至彌補收入分配不均的缺口，穩定社會公平秩序。從供給方面講，轉移性支出也是一種典型公共品，具有很強的外部性特征。

因此，在財政支出結構上，投資性支出和消費性支出比重越大，表明財政的資源配置職能較強；轉移性支出比重越大，表明財政的收入分配職能較強。

二、變量選取與研究方法

（一）變量選取

本文選取1978—2006年社會公平指標、經濟增長指標以及財政支出結構指標共同構建VEC計量模型進行分析。各變量均為年度變量，并用GDP平減指數扣除物價因素的影響。由于中國統計年鑒中沒有GDP平減指數，這里借鑒司春林（2002）的做法，用公式進行換算，GDPiindex表示第i年的GDP指數，GDP1978index表示1978年GDP指數（1978年=100），GDPi表示第i年的名義GDP值，GDP1978表示1978年名義GDP值。需要指出，我國預算外支出結構不具有明顯特征，波動性較大，所以我們暫不考慮財政預算外支出，所有數據均來源于《中國統計年鑒2008》以及國研網教育版宏觀經濟年度統計數據庫。

（1）社會公平指標上我們選取全國居民收入基尼系數衡量。首先，選擇上梯形面積法計算城鎮居民和農村居民的基尼系數，具體計算公式為，Mi表示某一收入水平組家庭累計百分比，Qi表示某一收入水平組收入數累計百分比。其次，按照R.Msunarum公式計算全國居民收入基尼系數，具體計算公式為，G1G2分別表示農村居民和城鎮居民收入分配的基尼系數財務管理論文，P1P2分別表示農村居民和城鎮居民占總人口的比重，u1u2分別表示農村居民和城鎮居民的人均收入，u表示全體居民的人均收入，G表示全國居民收入的基尼系數。

（2）經濟增長指標上我們選取國內生產總值增長率衡量。根據當年國內生產總值增長率=（當年國內生產總值指數-100）/100公式計算而得，其中以上年國內生產總值指數為100。

（3）財政支出結構指標上我們分別選取財政投資性支出、消費性支出以及轉移性支出各自占財政總支出的比重來衡量。依據官方統計數據，財政投資性支出包括基本建設支出、挖潛改造資金和科技三項費用、支農支出以及科教文衛支出等；財政消費性支出包括增撥企業流動資金、地質勘探費、工業交通等部門事業費、國防支出以及行政管理費等；財政轉移性支出包括社會保障支出和政策性補貼支出等。

表1 變量定義表

變量名

變量解釋

變量名

變量解釋

Gini

全國居民基尼系數

GDP

國內生產總值增長率

GIV

財政投資支出占財政支出比重

GCS

財政消費支出占財政支出比重

GTR

財政轉移支出占財政支出比重

（二）研究方法

為了避免模型出現偽回歸現象，本文首先利用ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩性，對非平穩變量進行處理，使之成為平穩時間序列。如果變量是單整的，借鑒Engle和Granger（1987）提出的協整理論進行Johansen協整檢驗，以確定財政支出結構與經濟增長、社會公平之間的長期穩定關系。進步利用Granger因果關系檢驗揭示變量之間因果關系，在此基礎上，建立向量誤差修正（VEC）模型，用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程，更加全面認識變量之間穩定的長期均衡關系和動態的短期關系；構造向量自回歸（VAR）模型，確定不同財政支出對經濟增長和社會公平的動態影響程度核心期刊。根據研究需要，構造出分析財政支出結構影響經濟增長和社會公平的計量模型1和模型2。同時，為了避免模型回歸分析中可能存在異方差和多重共線性問題，對變量數據取自然對數。其中，i是滯后階數，n是樣本個數，是擾動向量。

模型1：

模型2：

三、實證檢驗結果與分析

（一）單位根檢驗與協整檢驗

利用Dickey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列相關的ADF單位根檢驗法，滯后長度根據SIC法則自動選擇，檢驗變量的平穩性，對于非平穩性的變量進行差分處理使之成為平穩時間序列。表2的ADF檢驗結果顯示，樣本期間內僅有財政投資性支出和轉移性支出是非平穩時間序列財務管理論文，但是它們的一次差分都是平穩的時間序列，即這兩個序列都是一階單整I（1）。

表2 ADF檢驗結果

變量名

檢驗類型（c，t，k）

ADF檢驗值

伴隨概率p值

結論

lnGini

（c，t，0）

-2.0240*

0.0430

平穩

lnGDP

（c，t，3）

-3.9201*

0.0263

平穩

lnGIV

（c，t，0）

-3.2130

0.1023

非平穩

D（lnGIV）

（0，0，0）

-4.7690**

0.0000

平穩

lnGCS

（c，0，2）

-3.4119*

0.0198

平穩

lnGTR

（c，0，3）

-2.3022

0.1790

非平穩

D（lnGTR）

（0，0，2）

-3.2291**

0.0024

平穩

注：（1）檢驗類型（c，t，k）表示ADF方程中的截距、時間趨勢項和滯后階數；（2）*、**分別表示在5%、1%的顯著水平下拒絕原假設；（3）D表示對變量進行一次差分。

由于上述兩個變量都是一階平穩序列，其它變量都是水平平穩序列，因此，我們可以利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協整關系。如果它們之間具有協整關系，則表示雖然在短期內它們具有各自的變動規律，但在長期內卻存在著共同的變化趨勢。根據AIC、SC信息準則以及似然比LR統計量確定最優滯后階數值為2。

表3 協整檢驗結果

原假設

特征根

Trace 統計量

Max-Eigen 統計量

None

0.8595

131.22**

51.02**

At most 1

0.7939

80.20**

41.06**

At most 2

0.6003

39.13

23.84*

注：**表示在1%顯著水平下拒絕原假設；趨勢假設：時間序列有均值和線性趨勢項，協積方程只有截距項。

（二）VEC模型估計

表3的協整檢驗結果顯示，跡檢驗和最大特征根檢驗存在沖突財務管理論文，前者認為有2個協整關系存在，后者認為有3個協整關系存在。對于這樣的情況，檢驗估計得到的協整向量，并將選擇建立在協整關系的解釋能力上。同時，運用向量誤差修正模型，我們得到協整方程和誤差修正方程（見表4）。

表4協整方程和誤差修正方程

協整方程

模型1

LnGini=-1.70LnGIV+9.37LnGCS-0.19LnGTR+12.98

(5.40**) (-1.73) (2.63*)

模型2

LnGDP=2.47LnGIV-26.81LnGCS+1.38LnGTR-25.01

(-6.25**) (2.91*) (-3.58*)

誤差修正方程

模型1

DLnGinit=-0.30ecmt-1+0.10ecmt-2+0.34DLnGinit-1+0.24DLnGinit-2-1.45DLnGDPt-1+0.46DLnGDPt-2

(-2.75*) (1.74) (1.05) (0.73) (-2.55*) (0.71)

+0.26DLnGIVt-1+0.35DLnGIVt-2+0.27DLnGCSt-1-0.44DLnGCSt-2-0.19DLnGTRt-1+0.11DLnGTRt-2+0.11

(2.74*) (0.76) (2.91*) (-1.36) (-1.07) (2.56*)

模型2

DLnGDPt=-0.02ecmt-1-0.003ecmt-2+0.07DLnGinit-1-0.16DLnGinit-2+0.39DLnGDPt-1-0.41DLnGDPt-2

(1.27) (-3.13*) (0.59) (-2.38*) (2.15*) (-2.71*)

+0.17DLnGIVt-1+0.05DLnGIVt-2-0.08DLnGCSt-1-0.08DLnGCSt-2-0.05DLnGTRt-1-0.03DLnGTRt-2+0.10

(2.30*) (0.32) (-2.78*) (-0.65) (-2.82*) (-1.04)

注：**、*表示在1%、5%顯著水平下拒絕原假設。

需要指出，括號內數字為T檢驗值，基尼系數取對數為負數，所以模型1協整方程表明長期中財政投資性支出和轉移性支出與社會公平成正相關，且投資性支出貢獻度相對較大；財政消費性支出與社會公平無顯著關系。誤差修正方程表明社會公平變動偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度很慢。經濟增長率、財政投資性支出、消費性支出的一期滯后差分值和轉移性支出的二期滯后差分值對短期社會公平調整都有顯著影響。模型2協整方程表明財政支出對經濟增長都有顯著影響，消費性支出貢獻度相對較大。誤差修正方程表明經濟增長偏離長期均衡關系時，其負反饋修正機制產生效果，但修正速度更慢核心期刊。社會公平、財政支出以及前期經濟增長都對本期經濟增長的變動有顯著影響。

（三）因果檢驗

Granger（1988）指出，如果變量之間存在協整關系，那么也一定存在某種形式的Granger因果關系，或單向的，或雙向的。協整分析得出的經驗方程只能表示變量之間存在相關關系或至少一個方向的因果關系，要想揭示變量之間的因果關系，還需通過Granger因果關系檢驗。

表5Granger因果檢驗結果

Null Hypothesis

Obs

F-Statistic

Prob

結論

LnGini does not Granger Cause LnGDP

26

3.72906

0.0291

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGini

1.85800

0.1710

接受原假設

LnGIV does not Granger Cause LnGDP

26

2.77932

0.0692

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGIV

3.96284

0.0238

拒絕原假設

LnGCS does not Granger Cause LnGDP

26

0.07063

0.9749

接受原假設

LnGDP does not Granger Cause LGCS

0.70548

0.5605

接受原假設

LnGTR does not Granger Cause LnGDP

26

3.05082

0.0537

拒絕原假設

LnGDP does not Granger Cause LnGTR

2.39282

0.1004

接受原假設

LnGIV does not Granger Cause LnGini

26

2.96578

0.0581

拒絕原假設

LnGini does not Granger Cause LnGIV

0.37126

0.7746

接受原假設

LnGCS does not Granger Cause LnGini

26

0.54046

0.6604

接受原假設

LnGini does not Granger Cause LnGCS

0.96788

0.4283

接受原假設

LnGTR does not Granger Cause LnGini

26

2.33310

0.0815

拒絕原假設

LnGini does not Granger Cause LnGTR

0.23638

0.8699

接受原假設

表5檢驗結果與ECM模型基本一致，在Granger因果關系上，我們取10%置信度水平可得到如下結論：（1）社會公平是經濟增長的Granger原因，經濟增長不是社會公平的Granger原因。這表明我國社會公平問題比較復雜，經濟增長導致收入分配不均可能不是社會公平的決定性原因，可能還有人力資本和制度等原因。（2）財政投資性支出與經濟增長互為Granger因果，這符合凱恩斯乘數-加速原理。（3）財政投資性支出與轉移性支出既是經濟增長的Granger原因財務管理論文，又是社會公平的Granger原因。這表明除了擴大社會有效需求，財政投資性支出為私人創造了平等的受教育和醫療保健等起點公平條件，轉移性支出為私人脫貧致富的最終實現創造了結果公平條件。

（四）脈沖響應和方差分解

Johansen協整檢驗、向量誤差修正機制以及Granger因果關系檢驗僅能說明變量之間的長期或短期關系，而我們更關心系統沖擊對各個內生變量變化的貢獻度和各個變量對沖擊響應的方向、時滯效應以及穩定過程。為此，我們可以通過脈沖響應比較各種財政支出對社會公平和經濟增長的影響強度和方式，通過方差分解來進步評價不同財政支出對社會公平和經濟增長的貢獻度。

表6VAR模型平穩性檢驗

Root

Modulus

Root

Modulus

0.996398

0.996398

0.603642 - 0.570974i

0.830900

-0.864283

0.864283

0.603642 + 0.570974i

0.830900

-0.087091 - 0.859657i

0.864058

0.149442 - 0.727316i

0.742510

-0.087091 + 0.859657i

0.864058

0.149442 + 0.727316i

0.742510

0.691905 - 0.508023i

0.858382

-0.670197

0.670197

0.691905 + 0.508023i

0.858382

-0.600645

0.600645

0.798529 - 0.261842i

0.840363

-0.155832

0.155832

0.798529 + 0.261842i

0.840363

如果被估計VAR模型所有根的模倒數小于1，則其是穩定的。若模型不穩定，此時模型并不具有可逆性，脈沖響應函數的標準誤差是無效的。在考察變量響應之前，先檢驗VAR過程的穩定性，如表6所有根的模均小于1，可以肯定VAR過程是平穩的、可逆的。

圖1 基尼系數對一個標準差新息的響應 圖2 經濟增長率對一個標準差新息的響應

（1）由圖1可以看出，財政投資性支出標準差擾動對基尼系數前十期產生正向影響，第六期達到最大值0.018494，從第十一期起轉為負向影響，之后逐漸收斂，表明財政投資性支出對我國社會公平的影響具有一定滯后影響；財政轉移性支出標準差擾動對基尼系數產生負向影響，之后逐漸減弱，雖然其后過程有細微波動，但在整個沖擊響應階段保持微弱的負向影響，表明財政轉移性支出對我國長期社會公平有一定促進作用；而財政消費性支出對基尼系數的影響不穩定，波動較大，后期逐漸收斂。

（2）由圖2可以看出，財政投資性支出標準差擾動對經濟增長率交替產生正負影響，最終維持在-0.001410影響水平上，這表明財政投資性支出對我國經濟增長先表現出引致效應，隨后產生擠出效應；財政消費性支出和轉移性支出的標準差擾動對經濟增長率產生正向影響財務管理論文，其后過程雖有波動，但在整個沖擊響應階段對經濟增長率保持正向影響，這表明財政消費性支出和轉移性支出對我國經濟增長具有穩定的引致效應，不存在擠出效應。

圖3 基尼系數方差分解圖4 經濟增長率方差分解

（3）由圖3可以看出，財政消費性支出和經濟增長對基尼系數的影響很小，基尼系數預測方差主要受其自身、財政投資性支出和轉移性支出的影響，整個期間自身影響逐漸減弱最終鎖定43%，不同的是財政投資性支出和轉移性支出的影響都是逐漸增加，最終分別穩定在33%和13%。

（4）由圖4可以看出，經濟增長受其自身影響最大，除此之外基尼系數對其影響逐漸減弱至12.5%，財政投資性支出和消費性支出對其影響迅速增加至9%和13%，而整個期間財政轉移性支出對其影響基本穩定在3%。

四、研究結論與政策建議

經濟增長和社會公平是構建和諧社會可持續發展的重要基石。在社會公平與經濟增長日益沖突的背景下，本文從財政投資性支出、消費性支出和轉移性支出三方面對我國經濟增長和社會公平的影響進行了動態分析，最終研究結果表明：

（1）長期中社會公平有利于經濟持續增長，經濟增長對社會公平的影響不顯著核心期刊。但是，短期中經濟增長和財政支出對社會公平具有顯著影響。

（2）財政支出分別與經濟增長和社會公平存在協整關系。經濟增長和社會公平在發展變化中都存在著明顯的路徑依賴效應，反向誤差修正速度很慢，都需要不同財政支出的變動進行調整。

（3）在財政支出結構上，財政消費性支出對經濟增長具有顯著影響，財政轉移性支出對社會公平具有顯著影響，而財政投資性支出具有兩面性，基礎設施等物質資本投資對經濟增長的拉動作用顯著，科教文衛等人力資本投資對社會機會公平和結果公平創造了條件。

因此，從本文的研究結果和我國社會發展的現狀來看，根據不同時期既定政策目標和社會環境，政府應該適時調整投資性支出、消費性支出和轉移性支出在財政支出中所占比重。具體而言財務管理論文，可以從以下幾方面做起：

第一，在財政支出以促進經濟增長為首要目標的情況下，可以考慮增加財政消費性支出的同時，增加財政投資性支出。短期內，農村基礎設施、鐵路和公路等基本建設方面的投資性支出可以帶動經濟快速增長；長期內，科學、教育、文化和衛生等民生領域投資性支出可以緩解社會不公平壓力，這對我國經濟和社會的可持續發展具有重要意義。

第二，在財政支出以緩解社會不公平程度為首要目標的情況下，可以考慮適度提高財政轉移性支出比重的同時，適當增加民生領域財政投資性支出。不過，應特別注意不能簡單指望調整這類開支比重就能夠自動地實現改善社會公平的目標。因為，在我國社會公平是一個復雜的問題，不單單是收入分配不均的問題，制度結構與變遷所帶來的不公平更是關鍵之所在。

第三，財政支出不能片面地把經濟增長和社會公平對立起來，而應有所重點有所兼顧。一定程度的社會不公平才能促進經濟持續增長，進而維持社會整體公平以及高質量的公平。

參考文獻

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篇(4)

肖海林，1962年5月出生，湖北省仙桃市人。中央財經大學商學院教授、博士生導師、中國企業戰略研究中心主任。中央財經大學成功申報工商管理一級學科為北京市重點學科、國家“211工程”第三期重點建設學科和博士學位授權學科的學術帶頭人。中國市場學會、中國企業管理研究會和中國高等院校市場學研究會常務理事。首批北京市宣傳文化系統“四個一批”人才，2010年獲中國管理學最高獎――復旦管理學杰出貢獻獎專家提名，2012年受邀為海爾集團具有全球性影響的重大顛覆性管理創新“人單合一雙贏”管理模式提供專業咨詢。

1984年和1987年分別在中國農業大學獲學士和碩士學位，曾在中國科學院院士、北京市人大常委會副主任蔡旭教授指導下從事學位論文研究。2003年在中南財經政法大學獲企業管理專業管理學博士學位，是該校1986年獲博士學位授予權以來首位提前一年畢業博士和2004年獲湖北省優秀博士學位論文獎的兩位博士之一。2005年在上海交通大學管理科學與工程博士后流動站全優出站，同年9月按高于知名學者的人才引進政策調入中央財經大學工作至今。1987年至2002年先后在湖北省科委、武漢經濟技術開發區管委會、武漢經濟技術開發區發展總公司等單位工作，從事戰略情報研究、外資引進與管理、企業管理等工作，擔任過四家企業董事長、總經理等職務。

二、研究領域

2001年進入學界以來，一直致力于戰略管理、市場營銷、顛覆性創新管理、企業持續發展、管理理論、中小企業社會責任、跨國資本與中國傳媒市場等研究。先后主持過國家自然科學基金、國家社會科學基金、北京市社科規劃、北京市自然科學基金、中國博士后科學基金、上海市知識產權軟科學研究等國家級和省部級縱向科研項目，同時主持和參與各類企業委托項目近40項。

三、研究成果

在學界首次提出并論證：企業管理的主題是企業持續發展而不再是成本導向的效率的觀點；企業持續發展的三維特征論；企業持續發展的LCT模型；三個基本維度全面管理的統一與共生論以及由此衍生出的三葉草型企業模型、三葉草型管理模型、三葉草型控制模型、三只眼型企業家模型等觀點；長青企業的特殊性質論與三種資本構成及其繆爾達爾循環論；現代企業粘性管理論；企業最優產權安排的邏輯轉變論、競爭力導向論及動態變化論；超級競爭下最優業務組合戰略的邏輯轉變論、企業業務組合的乘除效應論以及應當是歸核化、專業化和多元化的統一與共生而孰優孰劣之爭是偽命題的觀點；以核心能力、產業平臺、制度平臺和市場權力為核心要素的持續競爭優勢四面體成長管理論；創新行為對宏觀經濟整體發展與微觀企業個體發展的價值差異論；現代企業要發展思維不要生存思維的心智轉變論；不連續技術創新的風險特征、風險結構和風險核對表；中國傳媒市場境外資本的分布與行為特征等。

四、主要論著

1、企業可持續發展：理論基礎、生成機制和管理框架，中國財政經濟出版社，2003年。

2、企業管理范式轉型研究，人民出版社，2009年。

3、不連續技術創新產品的消費者感知風險與購買意向――基于市場化初期3G手機的實證研究，載于《中國管理思想與實踐》，中國財政經濟出版社，2012年。

4、企業戰略管理：理論、要徑和工具，中國人民大學出版社，2013年。

5、破了定律企業必敗――中國十大失敗企業的反思，中國經濟時報，2002年7月5日。

6、企業可持續競爭優勢四面體結構模型及成長管理，中國工業經濟，2003年第7期。

7、企業增長、企業發展與企業可持續發展，中南財經政法大學學報，2004年第4期。

8、企業持續發展的生成機理模型――基于海爾案例的分析，管理世界，2004年第8期。

9、長青企業――經濟學視角的分析，學術月刊，2004年第11期。

10、韋爾奇時代GE的產業平臺戰略，經濟管理，2004年第13期。

11、以競爭力為導向的企業所有權安排，學術月刊，2006年第9期。

12、企業管理：主題演進與范式流變，經濟理論與經濟管理，2006年第11期。

13、超級競爭條件下企業整體管理的基本維度與共生型控制模式：一個描述性案例研究，管理世界，2006年第12期。

14、管理心智的十大轉變，企業管理，2008年第7期。

篇(5)

論文關鍵詞：360度績效評價，雷達圖，應用

 

360 度績效評價 (360-degreefeedback) 又稱多評價者評估(multi- later assessment)多源反饋系統(multi- source feedback MSF)或全方位評價(full circle appraisal)，它是由被考評者的上級、同事、下級和(或) 客戶(包括內部客戶和外部客戶) 以及被考評者本人分別擔任考評者，從多個角度對被考評者進行360 度的全方位考評，再通過一定的反饋程序，促進被考評者完善自己的工作行為并提高工作績效。在國內，360 度績效評價也被稱為360 度績效反饋評價、全方位反饋評價或者多源反饋評價等。

近十幾年來，以360 度績效評價為核心的績效管理體系開始風靡全球。在《財富》雜志評選出的排名在前1000 位的企業中，有近90 %已將360 度績效考評方法用于人力資源管理和開發，如IBM、摩托羅拉、諾基亞、福特、迪斯尼、美國聯邦銀行等。我國許多著名企業也引入了這種績效評價工具，如聯想、金蝶軟件等。

360度績效評價之所以得到如此深受國內外企業青睞，主要歸功于其是通過對一個個體可從多個角度評價，有效的規避單一主體評價結果受制于評價的偏見和武斷的影響，能夠得出更有效和更可靠的結果管理論文，即有較高的可信度和效率。360度績效考評從多角度評價的理念，決定了在應用需要中對多維度的變量進行數據處理，由此，對多個變量進行綜合處理的多元統計分析方法就顯得尤為重要。

多元統計分析方法多種多樣。主成分分析法、因子分析法、判別分析法、聚類分析法、典型相關分析法、主坐標分析法等都先后被人們應用于各類的綜合評價活動中。這些方法的種種優點不再贅述,，但總體給使用者的感覺是技術性太強而形象化不夠,，本文擬從可視化的角度對多元統計分析方法在綜合評價中的應用進行探討。

一、雷達圖法概述

1．多變量的可視化

圖形是直觀了解、認識數據的一種可視化手段，如果能將評價中的數據直接顯示在一個平面上，便可一目了然地看出所分析變量間的數量關系。由于在綜合評價中涉及的指標往往很多，多變量數據的維數通常都大于三，而觀測三維以上數據又存在一定困難， 若有一種方法可以把高維數據投影到二維空間去，并且在投影過程中不會過多地損失原有數據的信息，就可以使用通常的方法在平面上畫出這些高維數據圖形來。

多變量的可視化一直是人們關注的熱點，從研究成果看主要分為兩類：一類是使高維空間的點與平面上某種圖形對應，這種圖形能反應高維數據的某些特點或數據間的關系；另一類是對多變量數據降維處理，在盡可能多地保留原始信息的原則下，將數據的維數降為二維或一維，然后再在平面上表示，主成分分析法、因子分析法就屬于此類方法。

雷達圖就是一種多變量可視圖形，也稱星形圖，它屬于第一類可視化方法。

2． 雷達圖

雷達圖早期多應用于經濟財務領域，如財務報表的分析，后因其簡潔、精確、可操作性強等特點而倍受關注， 是一種能夠用定量指標較好地反映出定性問題的模型工具。

雷達圖中，每個數據都有一個獨立的單一數值軸，坐標軸呈輻射狀分布在中心點周圍， 把同一數據序列的值在不同坐標軸上的點用折線連接起來所形成的多邊形就是雷達圖管理論文，用來比較若干個數據序列指標的總體情況中國期刊全文數據庫。

3． 評價的基本思想

利用雷達圖進行綜合評價的基本思想是：

首先，確定需要分析的對象和分析的目的，選擇分析的各個評價對象的評價指標，這些評價指標與分析的對象密切相關，必要而且充分地支持分析目的。

然后，以評價值的最大值為半徑畫圓, 并以評價指標數N 等分圓周, 從圓心出發畫N 條坐標軸，每條坐標軸表示一個評價指標；

最后，在每根放射線上標注出等距離的刻度，研究每一個指標可能的水平等級，以明確的數字區分水平等級。將每個測評指標的評分結果標注在相應的坐標軸上，并把各軸上的點連接構成最終的雷達圖。

為了使評價結果更具綜合性和客觀性，在繪制雷達圖時，首先將各評價指標的數據進行標準化處理，以消除定量評價結果在各評價指標間的數量差異。運用雷達圖解釋分析結果，重點關注那些差距最大的領域。

二、360度績效評價中雷達圖的應用

一般常見的360度績效評價的應用是對于不同的評價者賦予不同的權重，然后加權求和得出最終綜合評價分值。這樣的評價雖然能綜合反應一個員工的績效但無法反應導致員工總體評分波動的原因，不利于進行績效診斷。

基于工作績效的多維性，不同評價主體觀察到的是績效的不同維度，對于同一個員工的績效評價的結果必然會因評價主體不同而不同。績效評價的結果不是評判員工的優劣，而是為了提高績效。評價結果中全面反映員工績效結果必然有利于這一目的的實現。利用可視化效果好的多元統計方法成了解決這一問題的必然選擇。

在360度評價中，以不同評價主體為不同維度繪制出雷達圖，可以直觀的反映出不同評價主體對同一客體的評價結果，形成不同類別的“臉譜化”的評價結果。具體繪制過程包括一下步驟：

1．確定三個同心圓。中圓的圓周表示評價主體評價結果的中值；外圓的圓周表示評價結果的最大值；內圓的圓周表示評價結果的最小值。

2．劃分評價指標軸。用評價指標體系對圓周(360 度) 作N 等分，N等與選擇的評價主體的類型，得到N 個坐標軸，每個坐標軸代表該體系的第N 個評價主體的評價結果。

3．將不同評價主體的評分進行標準化處理。利用公式：

Xi=(xi-xmin)/(xmax- xmin)

來計算每一個指標的標準化數據。

其中： Xi 為第i 個評價主體標準化后的數據； xi表示第i 個評價主體的實際評價結果， xmin表示同一評價主體評價結果的最小值管理論文， xmax 表示同一評價主體評價結果的最大值。

經過上式處理后，統計數據被規范到[0， 1]之間。

4．將不同評價主體的評價結果標在圖中適當位置，并連接各點成為一個多邊形或曲邊多邊形。

具體如下圖：

從以上四個雷達圖可以看出： 員工A的評價結果幾乎在各評價主體的評價值都是最大值，評價結果所構成的多邊形向外明顯擴張，說明該員工工作績效突出；員工B的自我評價績效結果突出，但其他主體評價均低于平均水平；員工C的多個主體評價均高于平均水平，但下級評價結果低于平均水平；員工D 各評價主體評價均低于中值，評分結果構成的多邊形向圓心明顯收縮，說明該員工各方面的績效水平較低。

雷達圖不僅綜合反映評價對象的好壞，更直接表現了其在單個指標上的優劣。如圖1 中的員工C，雷達圖屬于擴張型， 但它在下級的績效評價值靠近圓心，說明它在這方面具有很明顯的劣勢，可能在工作方式、下屬培養等方面存在問題。管理人員可以通過雷達圖直觀地看出員工那些方面較好， 那些方面較差, 并制定出相應的措施以提升自主創新能力。

利用各績效指標評價值所連接成的多邊形，雷達圖實現了各員工間的橫向比較，通過對多個維度的評價結果描述和比較， 直觀地表征了被評價者的績效水平。雷達圖還可以利用多邊形的相似性對評價對象進行主觀聚類。本例選取的4 名員工都是具有代表性的數據，可以不同類型的雷達圖對不同員工進行“臉譜化”。然后根據不同類型的“臉譜”采用不同的管理手段，有針對性的改善組織績效。

對于雷達圖在360度績效評價中的應用還可以進一步細化的不同主體的評價指標，每個坐標軸代表一個指標，多邊形的每個頂點代表不同指標的評價值。如下圖，使評價結果更加清晰明了。

三、雷達圖在360度績效評價中的應用價值

1．描述直觀、形象。

雷達圖為多因素評價方法,適合于在二維平面上直觀、形象地反映多個指標的變動規律中國期刊全文數據庫。通過疊加不同形狀的雷達圖,可以直接判斷出績效評價結果的整體分布情況及優劣態勢。

2．便于績效反饋。

一個有效的績效管理體系必然具有通過持續不斷的績效反饋不斷的提高績效的功能。而此項功能的實現依賴績效反饋的有效性。在績效反饋中利用可視化的雷達圖，一方面可以改善被評價者對評價結果的理解；另一方面可以使績效反饋面談更有針對性，均可有利于提高績效反饋的有效性。

3．有利于人力資源開發。

績效管理作為人力資源管理的一個功能模塊，其評價結果可作為其他功能模塊開展工作的依據。在360度績效評價中管理論文，不同的評價主體觀察到的是同一評價客體的不同方面績效，通過雷達圖可以直觀的看出員工那些方面的績效低下，需要進一步的培訓開發。

4．提高了管理措施的針對性。

利用雷達圖對360度績效評價結果進行處理，將員工的評價結果“臉譜化”。不同“臉譜”代表了不同績效類型的員工，通過對雷達圖“臉譜”的聚類，可將員工分成不同類型，便于針對性的管理。

5．易于推廣。

將雷達圖應用到360度績效評價中，使績效評價走向簡明、直觀、快速。具有重大的價值。雷達圖為找出影響員工工作績效的關鍵因素提供了簡明直觀的依據，便于績效管理工作的進行，其推廣應用必然受到專業人士的歡迎。

四、結論

本文在多元統計分析的基礎上，從可視化角度出發，將雷達圖法引入到360度全方位績效評價之中， 建立評價模型，并給出了不同評價主體評價數據的標準化方法。通過把圖形引入績效評價其中，使得評價更具說服力。雷達圖能夠非常直觀地反映評價對象在各個不同績效維度上的相對優劣勢，是360度全方位績效評價中分析問題的非常好的輔助工具。

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Radar graphin the 360-degree Performance Evaluation Research

篇(6)

[論文摘要]本文從介紹管理會計在我國的應用現狀入手，剖析影響管理會計在我國應用的因素，最后對其在我國今后的發展作了進一步的思考。

我國會計界對財務會計，尤其是對財務準則體系的建立與完善以及與國際會計準則接軌進行了多方面的探討與研究，但是卻缺乏對于管理會計的重視。

一、管理會計在我國的應用現狀

20世紀初，伴隨著泰勒的科學管理理論的產生而產生了管理會計。隨著全球經濟的發展和企業管理水平的提高，管理會計得以在國外大中型企業中迅速的推廣與應用。管理會計是提供價值增值，為企業規劃設計、計量和管理財務與非財務信息系統的持續改進過程，通過此過程指導管理行動、激勵行為、支持和創造達到組織戰略、戰術和經營目標所必須的文化價值。隨著我國經濟發展以及會計體制改革，會計學界的理論研究主要集中在財務會計領域，造成了管理會計的理論相對滯后，并且其在實踐中也遇到了許多需要不斷改進的問題。

二、影響管理會計在我國應用的因素

（一）我國社會制度及管理體制的特殊性

我國目前仍處于由計劃經濟向市場經濟的過渡時期，社會主義市場體系還很不完善。轉軌經濟的基本特征首先表現為政府對于企業經營的過度干預①。政府對于企業的干預通常出于政治目的。正是這種特殊性造成了我國管理會計的應用環境與西方發達國家的差異，但是目前我國的管理會計仍舊處于對外國理論的介紹與引入階段，所以使得一些先進的管理會計理念在我國“水土不服”。

（二）沒有形成規范、健全的管理會計基本理論體系

對于管理會計的研究，無論是中國還是西方，都是偏重于方法而忽略理論結構，偏重于具體問題的分析而忽略了整體性。但是理論體系作為任何學科的基礎，它的全面與系統是其獨立存在并推廣應用的關鍵。長期以來，西方國家對于管理會計的理論研究并不注重體系的研究，而我國管理會計仍處于對西方理論的翻譯和介紹階段，并且和企業管理實踐相脫離。所以，我們重復別人的多、開創性少，專題研究多、理論體系研究少，使我們在管理會計研究上難有更大作為②。

（三）學術界缺乏興趣，實務界缺乏重視

近些年來，我國會計學界的主要研究領域都集中在財務會計方向，例如對環境會計、人力資源會計的研究，對于管理會計的研究還在圍繞量本利分析、預測、決策、績效評價、激勵機制而展開。同時，對于管理會計在我國的應用經驗缺乏系統的總結和理論的提升。雖然管理會計引入我國已有近三十年的歷史，但是迄今仍未在實務界得到全面的推廣與應用。這主要表現在：企業領導或財務負責人觀念陳舊，只重視事后的算帳、報帳工作，不重視管理會計③；企業會計人員掌握管理會計知識有限，相當一部分會計人員不了解管理會計，管理會計在我國沒有引起多數企業的重視④；管理會計的一些方法，如短期經營決策、量本利分析以及責任會計等在企業中得到了一定的運用，但從總體來講，管理會計在我國企業中應用有限⑤。

三、對于管理會計在我國的未來發展的思考

（一）加快建立管理會計協會

在以英、美為代表的西方主要發達國家均早已設置了管理會計協會，其目的是為了促進和建立管理會計科學并且提供一個管理會計的專業組織。

1．建立管理會計協會可以加強會計學術界之間的交流，有利于具有中國特色的管理會計理論的研究和體系的構架。同時，未來管理會計會向多學科、綜合性方向發展，管理會計學界可以依托協會進行與其他相關學科的交流活動。

2．管理會計協會的建立可以加強學術界與實務界之間的交流，從而從根本上改變目前我國管理會計理論與實踐相脫離的局面。學術界可對實務界中的典型案例進行具體分析、深入調查研究，從而將西方管理會計理論與我國實際相結合，形成符合我國國情的管理會計理論。實務界可以將在應用過程中遇到的具體問題與學術界相互溝通，找到合適的解決辦法，并可以將學術界的最新理論成果在幫助指導下迅速的投入生產實踐。

（二）加強管理會計教育

理論界要針對高等教育的各個階段與管理會計理論的最新發展編寫與之相適應的教材，經濟院校不僅要把管理會計作為專業主干課設置在會計學專業的教學計劃中，還要在其他相關專業中開設這門課程，力爭讓更多的學生了解并掌握管理會計理論。只有讓企業領導對于管理會計具備一定的基本認識，使其意識到管理會計在企業未來生存發展中所起到的重要作用，他們才會在今后的工作共關注管理會計在預測、決策、規劃、控制中所發揮的作用，才會真正的將管理會計理論應用于企業的自身實踐。

總之，隨著我國改革的深化以及經濟的發展，管理會計必然會得到越來越多的重視，其理論和方法必將得到完善。通過廣大會計人員和教學、科研工作者的共同努力，“以我為主，博采眾長，融合提煉，自成一家”⑥，相信未來管理會計在我國一定會有良好的發展前景。

注釋

①Roland，G，TransitionandEconomicsMassachusettsInstituteofTechnology，2000

②潘飛等：《論管理會計理論體系在我國的發展和展望》，《上海會計》，1999年11期。

③孟凡利等：《管理會計應用：現狀、問題與應有的改進》，《會計研究》，1997年第4期。

④暨南大學會計系管理會計課題組：《中國管理會計透視與展望》，《會計研究》，1995年第11期。

⑤何建平：《管理會計在企業中的運用透視》，《會計研究》，1997年6期。

⑥原國家經委副主任袁寶華于1983年1月召開的“學習外國管理經驗的座談會”上提出的學習外國管理經驗的16字方針。見1983年1月22日的《經濟參改》。

參考文獻

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[2]余緒纓。《管理會計學科建設的方向及其相關理論的新認識》，《財會通訊》(綜合版)，2007年02期

[3]潘飛，徐健兒，張麗萍。《論管理會計理論體系在我國的發展和展望》，《上海會計》，1999年11期

[4]孟焰。《面向21世紀的中國管理會計》，《會計研究》，1999年10期。

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篇(7)

論文關鍵詞：非學歷教育培訓，市場準入，發展路徑

 

在世界經濟頻繁波動的現代經濟當中，教育培訓，特別是中國的教育培訓市場卻處于相對穩定的地位，甚至在經濟衰退侵襲很多行業的時候，中國的教育培訓業卻出現了勃勃的成長生機。究其原因，一是因為中國的教育行業的特殊屬性，使得其與經濟波動的周期有錯時效應，各層人士對教育的需要是剛性需求。而且教育投資還是一項終身投資。二是因為教育培訓業的反經濟周期性。金融危機帶來產業結構大調整，新興產業以及新技術需要新的知識技能，危機還使得一些行業發展速度減緩，勞動力市場上求人倍率繼續下降，失去工作和準備就業的人需要重新調整自己的知識技能來增加就業籌碼，以便經濟復蘇后，找到新的工作機會，因此人們參加教育培訓就變得十分緊迫和必要；三是教育培訓行業不僅具有經濟功能，還具有政治、社會和育人功能，政府在嚴峻的經濟和就業危機形勢下教育管理論文，對教育培訓只能重視、不可輕視，必然通過加大投入和頒布各項支持性措施來促進教育培訓行業的發展。但是，面對巨大市場，中國的教育培訓行業迅速膨脹和發展的同時，信譽、質量等問題也都暴露無余。為了對教育培訓行業更好的實施監管，在賦予教育培訓市場以足夠的自主發展的空間的同時，做好監督管理的工作，市場準入制度就成為了對其實施有效監管的最重要的一道門檻和保障。

一、中國教育培訓市場的市場準入制度發展現狀

我國教育培訓市場準入制度的發展是近二十年里面才得到有關部門的重視的。我國教育培訓市場準入管理的法律基礎有《中華人民共和國民辦教育促進法》等一系列配套使用管理辦法。全國各省市均出臺有管理辦法。管理辦法主要包括機構設置審批、機構變更審批、機構終止審批、招生簡章審批、招生收費審批、年度審核。整套管理模式與企業管理模式相似，且審批的比重較大。按照《中華人民共和國非學歷教育培訓機構辦學許可證》的通告中所規定，各省、自轄市、自治區均出臺了《關于換發非學歷教育培訓機構辦學許可證的通知》，2010正式啟用新版《中華人民共和國非學歷教育培訓機構辦學許可證》論文開題報告范例。未取得新版辦學許可證者，一律視為無證辦學。無證辦學均視為市場不準入。

教育培訓機構首先向教育行政部門提出設立申請。行政審批通過后頒發教育培訓機構辦學許可證。教育培訓機構進行經營活動前招生簡章和其宣傳廣告必須進行行政審批備案。審批備案后教育培訓機構可以進行正常經營。教育培訓機構應于每一年度結束后接受教育行政部門的年度審核，審核意見由教育行政部門統一公布，審核意見不能通過的機構，在整改后如果審核意見再次不能通過，取消教育培訓機構辦學許可證即市場不準入。

二、中國教育培訓市場市場準入制度存在的問題

（一）教育培訓市場準入標準設置不合理

如果市場準入門檻較低，培訓機構從業范圍重疊，培訓行業機構過度飽和，形成惡性競爭。培訓市場供求關系嚴重失衡必然導致不良競爭甚至惡性競爭，不得不進行價格戰爭，價格過低導致教育服務質量無法保證就是培訓市場混亂的根源。而如果市場準入門檻較高，那些不符合辦學條件無法取得許可證，沒有許可證的學校難以引資改善辦學條件，也無力吸引優秀教師執教，進而造成教學質量無法保證。而隨著公辦教育機構的資源優勢得到充分發揮，非學歷教育培訓機構的辦學條件將更高，更難拿到許可證。如果設的門檻過高，多數學校都達不到要求時，門檻也就沒了存在的必要。

（二）教育培訓市場市場準入類別管理缺位

教育培訓市場不僅完成了數量上的飛躍，而且還漸漸由點及面形成了涵蓋各類教育培訓方向的網絡，如今教育培訓不僅僅是我們熟悉的IT、語言、基礎課程等幾大類，藝術、職業技能、學位資格、嬰兒教育、親子教育等一些新奇的課程變得隨處可見，幾乎所有消費者能想到的培訓項目都已經成為了現實，而傳統的幾大培訓項目的課程針對性也越來越強，劃分的越來越細。而我國的教育培訓市場準入資質標準是針對學校特點設置的教育管理論文，并沒有針對教育培訓機構設置。教育培訓機構具有的教學期短和授課靈活和教學內容市場化以及學生少、對場地要求不高，這些特點并沒有被資質設置所體現。這樣一來就出現了真空的無標準可依的局面。因為沒有具體的資質標準，資質審批中的規范化和法制化就遭到了挑戰。

（三）教育培訓機構資質審核程序過于復雜

教育培訓機構出現問題，投訴者首先會找到資質審批單位。資質審批單位為了躲避相應責任，制定了極其苛刻的資質標準和極其繁雜的審批程序。教育培訓機構為申請資質花費大量的人力、物力和財力。這都在客觀上增加了非學歷教育培訓機構的負擔，忽視了培訓市場培育的過程，不利于非學歷教育培訓機構做大做強，限制了非學歷教育培訓機構發展。

（四）審批部門多，管理部門少

目前，國內不同城市的培訓機構，審批部門都有所差異，有的培訓機構是教育部門審批的，有的是勞動和社會保障部門審批的，還有工商部門審批的，這就導致教育培訓市場的監管缺位，管理混亂。近幾年由于對非學歷教育培訓機構監管嚴格，辦學門檻高，這些教育輔導機構幾乎都達不到辦學所需條件，于是打起擦邊球，都打著“教育咨詢公司”的幌子，私下開展教育培訓。

三、中國教育培訓市場的市場準入制度的設計

（一）市場容量總量設計與控制

市場容量主要是指教育培訓服務的需求量，市場預測有助于教育培訓機構營銷管理者制定正確的營銷決策，有助于教育培訓機構掌握新知識、教育產品、增強教育培訓機構的競爭能力，同時市場容量的測定也是教育培訓機構制定科學計劃的重要依據。教育培訓的市場容量是控制市場中培訓機構數量的重要依據。各個地區可以根據一定時期的教育培訓需求總量，綜合考慮現有的教育培訓機構存量，來確定一定時期之內的教育培訓機構的市場總量規模和準入的進度安排。

（二）市場資質標準科學設定

教育培訓機構資質標準的設定應當適應本市經濟建設和社會發展的需要，符合地區教育事業發展規劃和實際需求，教育培訓機構本身有著很多自己的特點，這些獨有的特點是其生存之道論文開題報告范例。對于不同種類不同規模的教育培訓機構應當有不同的資質標準。第一資質必須有詳細的分類主要應參考以下幾個因素：培訓內容、培訓層次、培訓規模。第二資質必須由教育部門統一發證，由專業評審委員會統一制定資質標準。第三資質必須是動態的必須和市場接軌做到與時俱進。

（三）市場準入的審批程序合理簡化

積極推行并聯審批、全程代辦服務、一表受理、告知承諾、集中年檢、網上協同審批等服務模式。進一步完善聯席審核制度，聯席審核應該實行一次性集中告知、統一受理、集中辦件、承諾辦件、特事特辦、先批后辦。并實行超時默認制、缺席默認制。實行牽頭部門負責制各牽頭部門對協審部門有協調權、監督權，采取有力措施不斷深化行政審批制度改革，在減少審批事項、壓縮審批時限、優化審批流程、簡化審批程序、加強審批制度建設。

（四）完善、明晰市場準入制度的監管主體

《民辦教育促進法規》規定，經營類的非學歷教育培訓機構由工商部門審批，國家應盡快出臺盈利性教育培訓機構管理辦法教育管理論文，制定具體的標準，同時明確教育培訓機構教學業務的監管應由教育部門負責。教育行政部門要組織有關人員定期或不定期對教育培訓機構進行檢查、督導、評估，加強對非學歷教育培訓機構的管理監督。加強與財政、稅務、物價、審計、民政、工商、勞動保障等部門的協作，配合有關部門依法開展管理工作。政府應明確教育培訓市場的主管部門，各司其職，改變“多頭管理，誰都不管”的局面，從嚴規范借教育咨詢公司名義打“擦邊球”從事教育培訓的教育培訓機構。

而對于私人性質的社會教育資源提供的教育培訓服務，應按照市場規律運行，政府只在宏觀調控和政策導向上發揮作用，嚴格規范其發展；政府部門及公立學校舉辦的面向社會的經營性培訓應與政府、學校脫鉤，可以登記注冊成為獨立法人，也可以并入其他培訓機構；對于具有準公共產品性質的培訓服務，應由市場和政府雙邊提供，培訓服務消費者部分付費，政府拿出專項資金補貼，委托部分機構實施，由“政府調控價格”，按市場需求杠桿和公平競爭機制進行管理。同時為吸引更多更好機構加入培訓，促進資源優化配置，政府應同時附以機構稅收減免等優惠政策。

參考文獻：

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