收入证明模板精选(九篇)
第1篇：收入证明模板范文
兹证明XXX,身份证XXXXX,为本单位员工,目前担任销售主管职务,现平均月收入为人民币(大写)叁千伍百元整,特此证明.
单位名称+公章
日期
招行房贷收入证明模板【2】兹证明________是我公司员工，在________部门任________职务。至今为止，一年以来总收入约为__________元。
特此证明。
本证明仅用于证明我公司员工的工作及在我公司的工资收入，不作为我公司对该员工任何形势的担保文件。
盖 章：
日 期：______年___月___日
招行房贷收入证明模板【3】个人收入证明
兹有我公司(XXXX公司)员工XXX，身份证号码：XXXXXX，在我司工作XX年，任职XX部门XX经理(职位)，年收入为人民币XXXXX元。
特此证明!
XXXX公司(加盖公章)
XXXX年X月X日
招行房贷收入证明模板【4】收 入 证 明
银行：
兹证明 先生(女士)是我单位职工，工作年限 年，在我单位工作 年，职务为，岗位为 ，工作性质为(正式制 ;合同制 ;临时制 ;其他 )，职称为，该员工是否有违规违纪行为(有 ;无 )。
其身份证号码为：
其平均月收入为人民币(大写) 元
填表人签字： 证明单位(盖公章)
单位联系电话：
单位营业执照编号：
单位办公地址：
本单位承诺该职工的收入证明真实。
第2篇：收入证明模板范文
特此证明。
本证明仅用于证明我公司员工的工作及在我公司的工资收入，不作为我公司对该员工任何形势的担保文件。
盖 章：
日 期：______年___月___日
收入证明格式二：兹有我公司(XXXX公司)员工XXX，身份证号码：XXXXXX，在我司工作XX年，任职XX部门XX经理(职位)，年收入为人民币XXXXX元。
特此证明!
XXXX公司(加盖公章)
XXXX年X月X日
收入证明格式三：银行：
兹证明 先生(女士)是我单位职工，工作年限 年，在我单位工作 年，职务为，岗位为 ，工作性质为(正式制 ;合同制 ;临时制 ;其他 )，职称为，该员工是否有违规违纪行为(有 ;无 )。
其身份证号码为：
其平均月收入为人民币(大写) 元
填表人签字： 证明单位(盖公章)
单位联系电话：
单位营业执照编号：
单位办公地址：
本单位承诺该职工的收入证明真实。
本收入证明仅限于该职工办理贷记卡用途，我公司并不对该职工使用贷记卡可能造成的欠款承担任何责任。
填表日期： 年 月
个人收入证明四：兹证明_________为本单位职工，已连续在我单位工作____年，学历为__________毕业，目前在我单位担任________职务。近一年内该职工在我单位平均年/月收入为(税后) _______元，(大写：_______万______仟______佰______拾______元整)。
特此证明
单位名称_______________________________________________
_______年_______月_______日
个人收入证明的内涵 ： 包括工资(一般指年收入总额)、养老保险缴费复印件、自有房产证明、私家车辆证明、大额定期存折复印件、外汇、债券、黄金有价证券帐户、大额人寿养老分红保单等。
注意事项
第一：开收入证明要注意必须的格式。
第3篇：收入证明模板范文
范本一：
兹证明________同志现从事_______________________工作，累计满_____年。
特此证明
单位名称(公章)盖章______________________
经办人：____________________________
范本二：
兹证明______________(先生或女士)，系我单位职工，已在我单位工作_____年，职务_________，月收入为______元人民币，年收入为________元人民币。
特此证明，我单位对本证明的真实性负责。
单位地址：___________________________________________
单位电话：__________________
单位联系人：_____________
单位盖章：_______________________
______年______月______日
范本三：
__________(身份证号：____________________)系我单位员工，自__________年__________月__________日进入我单位并工作至今，现__________担任__________职务。近一年度该员工月均收入__________元人民币。__________年__________月__________日因__________住院治疗，至今没能正常上班，期间没有发给其工资。
本单位保证上述证明真实、有效。
单位地址：___________________
单位主管人员(签字)：____________________
(单位公章)：_______________________
__________年_____月____日
范本四：
兹证明_________先生/女士(身份证号__________________)系我单位员工，自_________年_________月进入我单位并工作至今，目前在本单位_________部门担任_________职务，月均收入约为税后人民币_________元，另有奖金和福利等其他收入约_________元。
公司为其提供宿舍居住，地址为__________________
本公司谨此承诺上述证明是正确、真实的，本公司对该证明的真实性和有效性负责。
单位公章或人事(劳资)部门盖章_________签发人：_________
_________年_________月_________日
范本五：
兹证明_________先生，身份证号码为__________________，系我单位工作人员，自_________年_________月至今一直在我单位工作，在我单位已工作_________年。目前在我单位___________部门担任___________职务;近一年度该员工税后月均收入人民币12000(一万贰千)元(含税后的工资，奖金，津贴，住房，公积金)，股份分红及其他收入)。本单位保证上述证明真实、有效。
本证明仅用于证明我公司员工的工作及在我公司的工资收入，不作为我公司对该员工任何形势的担保文件。
特此证明。
单位公章(或人力资源部门章)_________________
1、单位地址：__________________________
第4篇：收入证明模板范文
一、空间计量理论模型的发展脉络
20世纪80年代之前经济学家在检验经济增长的收敛性时，都运用传统的计量模型进行检验，但经典计量模型无法刻画经济行为的空间效应，空间计量模型的出现弥补了传统模型的这一缺陷。现代经济学中对经济增长收敛性的研究采用空间计量方法已经成为有效的工具，但因各种原因，在国内应用范围还很有限。因此，在总结国内外应用空间计量模型研究收敛性问题之前，有必要归纳空间计量理论模型发展的沿革。
(一)空间效应识别检验自Cliff和d(1973)发现了空间效应之后［8］，Anselin(1988)将空间效应分为两种效应:空间依赖性(又称空间自相关性)和空间异质性［9］。空间依赖性又分为真实空间依赖性和干扰空间依赖性，Anselin和Rey(1991)区别了真实空间依赖性和干扰空间依赖性的不同［10］。为了区分这些空间效应，需要运用空间统计指标进行识别检验。空间统计指标最著名也最常用的有:ManI指数(Man，1950)、GearyC指数、Getis指数(d和Getis，1995)。Cliff和d首先提出采用ManI指数，利用普通最小二乘法(OLS)的残差对模型进行空间相关性检验;Hdijk等完善了ManI统计量的性质和功效，将该统计量用于对各种模型残差的估计值进行检验;Burridge(1980)和Anselin(1988c)提出运用极大似然方法(maximumlikeli-hood)构造检验统计量进行空间相关性检验，如似然比LR(likelihoodratio)和拉格朗日系数LM(la-grangemultiplier)统计量。针对不同模型的检验，Anselin和Kelejian(1997)运用两阶段最小二乘(twostageleastsquares)估计残差的ManI指数。由于空间统计指标只能对空间效应进行识别，而不能对空间效应的收敛、发散趋势做出准确估计，因此，还需要进一步建立空间计量模型进行估计和检验。
(二)空间计量模型设定代际划分1．第一代:截面数据空间计量模型。最初考虑到空间依赖性即空间自相关性的影响，Anselin(1988，1996)将模型设定为截面数据空间滞后模型(spatiallagmodel)和截面数据空间误差模型(spatialerrmodel)，并形成了第一代空间计量模型———截面数据空间计量模型。简单来说，空间滞后模型是对因变量的自相关模型，空间误差模型是对空间误差项因变量的自相关模型，这两类截面数据空间计量模型的基本形式如下。基于这两类模型，Haining(1978)提出了空间移动平均模型(spatialmovingaveragemodel);Brsma和Ketellapper(1979)提出了双重参数模型(biparametricmodel);Burridge(1980)提出了空间杜宾模型(spatialdurbinmodel)。随着空间异质性问题的出现，Casetti(1972，1986)提出将空间异质性考虑到模型中估计，Foster和Gr(1986)采用适应性过滤方法对模型中的空间异质性进行处理，但这一时期还没有有效的空间计量模型来处理这类问题。Case(1992)，McMillen(1992，1995)等提出了空间概率模型(spatialprobilitymodel)，用于研究现实经济中经常遇到的非线性问题。Brunsdonetal．(1988)提出的地理加权回归模型(geograph-icalweightedregressionmodel)，是这一时期空间异质性研究最重要的进展，他将空间位置的变化考虑进模型中。但截面数据空间计量模型在检验经济增长收敛时忽略了个体异质性、遗漏变量等缺陷，而面板数据空间计量模型就弥补了截面数据空间计量模型的不足，能在考虑空间异质性的基础上更合理的考察空间相关性。2．第二代:面板数据空间计量模型。2003年，Elhst首次将空间计量模型的应用从截面数据扩展为面板数据并分析了估计方法，开启了对空间面板数据模型研究和应用的新时代。模型(4)中，个体效应αi是固定效应项或随机效应项。对于以上模型，在θ为0的前提下，当λ为0时，上述模型都简化为空间滞后模型;当ρ为0时，模型都简化为空间误差模型。在θ为0的前提下，当λ为0时，模型都简化为空间杜宾模型;当ρ为0时，模型都简化为空间杜宾误差模型。早期主要是对静态空间面板数据模型(staticspatialpaneldatamodel)的应用研究(Baltagi和Li，2006)。随着动态模型的发展，空间静态面板数据模型又扩展为空间动态面板数据模型(dynamicspatialpaneldatamodel)。后来，Elhst和Zeilstra(2007)、Lee和Yu(2010)对空间面板数据模型设定和估计方法进行了丰富，Baltagietal．(2003，2007)、Kapetanios和Pesaran(2007)、Pesaranetal．(2008)对空间面板数据模型检验方法进行了研究和改进。后续又有众多学者对空间面板数据模型的基础理论进行了研究，这里不再赘述。
(三)空间计量模型估计方法演变引入空间效应后，估计传统经典计量模型的普通最小二乘法已经不再适用。d(1975)最早将极大似然估计法ML应用于空间计量模型，使得极大似然法成为20世纪70年代至80年代的主流估计方法［12］。随后，相关学者陆续对极大似然法进行了扩展，如Hepple(1976)和Anselin(1980，1988c)，Boddson和Peeters(1975)，Cook和Pocock(1983)。同时，Anselin(1980)运用工具变量法IV(instrumentalvariables)，Hepple(1979)运用贝叶斯方法BM(bayesianmethods)对空间计量模型进行估计。后来，Kelejian和Prucha(1998，1999)、Con-ley(1999)推导并证明了广义矩估计法GMM(gen-eralizedmethodofmoments)以及一般矩估计法MM(methodofmoments)。21世纪以来，空间计量估计方法研究得到了扩展。有对空间计量模型估计方法渐进性质的研究，以及对各种估计方法的比较研究(Kelejian和Prucha，2002，2004，2007b;Lee，2002，2003，2004;rews，2005);有考虑空间相关性和异质性的广义矩估计研究(Kelejian和Prucha，2010b;Arraizetal，2010);有基于核估计的异方差自相关一致性(HAC)估计方法研究(Kelejian和Prucha，2007a)等。针对空间面板数据模型的估计方法主要有极大似然估计法(Anselinetal．，2008)、可行广义最小二乘法(Anselin，2008;Moscone和Tosetti，2009)、工具变量法(Anselin，2008;Baltagi和Liu，2011)、广义矩估计法。其中，空间固定效应模型估计的关键在于去除固定效应项，去除之后即可采用混合模型的估计方法，主要有去均值法(Elhst，2003;Druska和Hrace，2004)和正交转换法(Lee和Yu，2010a)，正交转换法因弥补了去均值法的缺陷成为目前处理固定效应最为有效的转换方法。
二、空间计量模型检验经济增长收敛的实证综述
根据上文所述，空间计量模型经历了从截面数据模型到面板数据模型的发展过程。在检验经济增长的收敛性上，以前的研究通常把面板数据回归包括在截面数据回归中，这混淆了面板数据和截面数据的本质区别，而随着面板数据空间计量模型的优势日益突出，有必要将面板数据空间计量模型对经济增长收敛的检验单独分离出来进行研究。
(一)基于截面数据空间计量模型的经济增长收敛检验最早将空间效应引入计量模型来研究区域经济增长收敛的是Rey和Montouri(1999)［13］。Gar-rett等(2007)对最初的截面数据空间计量模型做了扩展，并对美国各州收入增长实证分析发现，各州存在空间依赖性且东北和南部各州空间依赖性最强［14］。Fischer等(2006)运用截面数据空间滞后模型和空间误差模型对泛欧地区1995－2000年的人均地区生产总值进行实证，得出存在俱乐部收敛且收敛速度为每年2．4%［15］。Ertur，Gallo，Lesage(2007)提出了贝叶斯空间自回归局部线性估计方法来解决截面数据所引起的异质性问题，运用此方法对欧洲138个地区的经济收敛做了检验，实证发现全局不存在β收敛，西班牙和葡萄牙的31个地区和法国南部一些地区存在β收敛［16］。有学者对美国3000多个县进行了β收敛研究，如Young等(2009)发现美国各县存在绝对β收敛，但不存在σ收敛。［17］;Higgins等(2009)得出各县均存在条件β收敛［18］。Yildirim等(2009)通过改进的地理加权回归模型对土耳其各个省区的收敛进行了检验［19］。Seya，Hajime等(2012)运用贝叶斯空间杜宾模型实证分析了日本市级收入水平［20］。国内采用截面数据模型检验经济增长收敛的研究起步较晚，但发展迅速，成果显著。在省区层面上，吴玉鸣(2004)最早运用截面数据空间滞后模型、空间误差模型对中国各省域实际人均GDP数据的实证分析得出:东部地带和西部地带省域间分别存在σ收敛，中国经济整体存在着两俱乐部收敛;改革开放前，各省域之间存在绝对β收敛;改革开放后，各省域之间不存在绝对β收敛，但在引入地区虚拟变量后存在条件β收敛，明确了初始水平的重要性［21］。而林光平等(2005，2006)则实证得出两点不同之处:1978－1983年期间中国地区间存在绝对β收敛;1992年至90年代末，省区间经济不存在σ收敛［22］。张晓旭等(2008)对中国30个省份人均GDP增长率进行实证分析得出，空间自回归模型和广义空间模型不能合理地解释各省区的经济增长，而空间误差自回归模型较为合理地解释了中国各省区的经济增长，这说明地理位置因素在改变各省区经济增长的收敛趋势中并不起决定性作用［23］。后来，还有很多学者(刘生龙，2009;史修松，2011;李新光和胡日东，2014)对我国省区经济增长收敛进行了研究，一致的结论为我国经济增长存在条件β收敛，东部地区收敛趋势明显。在市县层面上，张学良(2009)对长三角132个县市的实际人均GDP数据进行实证分析，得出县市间的经济增长存在绝对β收敛，但经济收敛的速度会逐渐下降，且在统计上显著［24］。胡艳君(2011)又从16市和59县两个区域层次上对长三角进行实证分析，得出不论考察人均GDP还是人均收入，长期内长三角都不存在σ收敛;16市表现出绝对β收敛，而59县不存在绝对β收敛［25］。洪国志等(2010)对1990－2007年中国240个地级以上城市的人均GDP进行实证，结果表明中国城市间存在绝对β收敛，且收敛速度比传统经典计量模型要快很多，这说明空间效应对城市经济增长收敛速度具有重要影响［26］。
(二)基于面板数据空间计量模型的经济增长收敛检验国外在面板数据空间计量模型的理论研究方面日渐深入，但实证应用还不是很多。如Been-stock和Felsenstein(2007)运用空间向量自回归模型实证分析了以色列1987－2004年9个地区的人均收入、人口、房屋价格和房屋存量数据，并做了脉冲响应和误差修正，得到了理想的结果［27］。Mohl和Hagen(2010)运用空间面板数据模型对欧盟数据实证分析得出，空间溢出效应对欧盟地区经济增长的收敛趋势具有重要影响［28］。Craigwell等(2011)利用空间面板模型对加共体国家1980－2010年的人均GDP数据做了各种收敛检验，结果表明人均GDP的增长和空间分布之间没有明显的相互关系，也不存在β收敛和σ收敛现象，而在准货币联盟框架内发现东加勒比国家组织存在着俱乐部收敛现象［29］。随着国外学者对面板数据空间计量模型的理论研究日趋成熟，国内有学者较早运用这种模型检验经济增长的收敛性。自2006年以来，面板数据空间计量模型在国内逐渐成为研究经济增长收敛的主流实证模型。在省区层面上，何江等(2006)运用混合OLS方法估计固定效应的空间滞后模型，对1985－2004年中国31个省区的空间面板数据进行实证分析，得出条件β收敛非常可靠，但收敛速度明显减慢［30］。后来，陈芳(2011)分别对中国省区(1978－2009)、城市(1990－2009)和县域经济(2000－2009)的实际人均GDP等数据进行实证研究和比较分析，得出省区间经济增长存在条件β收敛，但不存在σ收敛和绝对β收敛;城市和县域经济不存在σ收敛，但存在绝对β收敛和条件β收敛［31］。张(2011)运用空间面板数据模型对1978－2009年中国西部12个省市区的经济差距与增长收敛进行实证分析，发现西部地区各省区之间经济增长不存在绝对β收敛，但存在显著的条件β收敛［32］。在县市层面上，苏良军等(2007)运用面板数据空间滞后模型对2000－2005年长三角75个县级以上地区、2002－2005年珠三角19个县级以上地区进行实证对比发现，这两个地区都表现出很强的条件β收敛，珠三角地区呈现出更强的经济增长收敛性［33］。龙志和等(2012)运用空间面板数据模型和普通面板模型对2000－2008年中国1271个县进行实证对比，发现考虑空间相关性后，中国县域经济增长既存在绝对β收敛，又存在条件β收敛，且收敛速度都有了显著提高［34］。孙向伟(2014)采用空间面板数据模型，对1993－2011年219个中国地级及以上城市(不包括县级市)的人均GDP进行实证分析，结果表明:全国层面的经济增长表现为收敛的态势，除了东北地区表现出不显著的扩散效应，东部、中部、西北部、西南部都表现出收敛的态势［35］。
(三)空间计量模型检验经济增长收敛的实证研究评述通过分析以上空间计量模型检验经济增长收敛的实证研究成果，现对经济收敛实证研究的特征总结如下:从跨国间经济增长收敛的实证研究来看，在世界范围内，各个国家经济体间一般不会存在绝对β收敛，但有可能存在条件β收敛，初始经济水平相近的国家经济体间还会形成俱乐部收敛现象，比如欧盟的国家就形成了俱乐部收敛，不过收敛速度比较缓慢。从省区间经济增长收敛的实证研究来看，发达国家如美国、西欧和日本各州县地区都存在绝对β收敛，其收入增长之间都存在着很强的全局和局部空间自相关，而发展中国家如泰国、菲律宾、中国各个省区间一般不存在绝对β收敛，但是若在经济收敛模型中加入相关经济变量如物质资本积累和效率改善，则结果会存在着条件β收敛。改革开放后，中国的经济增长在整体上呈发散的现状，且存在着东部地区和西部地区“两俱乐部趋同”。21世纪以来，中国省区之间再次呈现σ收敛趋势。从市县经济增长收敛的实证研究现状来看，近年来，有关经济增长收敛的研究多集中在地级和县市，中国地级及以上城市存在着稳健的σ收敛和绝对β收敛，长三角经济区存在着绝对β收敛，但长期内不存在σ收敛，珠三角经济区存在着条件β收敛。对比跨国间和国家内部区域间的实证研究发现，国家内部的区域经济增长实证研究更容易得到收敛的结果。这是因为在跨国研究中，国家之间的经济结构差异较大，数据统计口径差异也较大，一些客观因素增加了实证分析的难度。而一国内区域间的经济结构特征差异相对较小，数据的统计口径也较为一致，更有利于经济增长收敛性的实证分析。对比发达国家和发展中国家的区域实证研究发现，发达国家的区域收敛性比发展中国家的区域收敛性更明显。这是因为，发达国家的各区域具有更为相似的经济结构特征，而发展中国家的区域间存在较为明显的结构性差异。对比省区间和市县的实证研究发现，市县的数据比省区间的分析数据更微观，对一个经济区的经济调查能力也越强，分析得出的相关结论也更细化。但研究市县经济增长收敛的缺点是相关数据种类较少，数据不好获得且缺失严重，而研究省区的相关数据非常丰富，为经济增长收敛研究提供了便利。从经济增长收敛检验的空间计量估计方法来看，其发展从一般的OLS估计到极大似然估计、矩估计，再到贝叶斯估计等，使得对模型的估计结果更为准确;数据类型从截面数据扩展为面板数据，使得相关的信息更加丰富，分析得出的结果也更加符合真实情况;空间计量分析中的空间滞后模型、空间误差模型是进行经济增长收敛研究的有力工具，后来发展到空间杜宾模型、空间自回归误差自回归模型，再到混合空间面板模型、个体效应空间面板模型、空间面板杜宾模型、空间面板自回归误差自回归模型，使得对经济增长收敛的分析结果更加准确可靠。最近，与动态面板数据相结合的空间动态面板数据模型因能更好的解释经济增长的收敛性而成为了研究的热点模型。
三、结论与展望
第5篇：收入证明模板范文
关键词 股票市场；行业板块；波动；实证分析
作者简介吴 灿（1988—），女，东华理工大学经济与管理学院2011级企业管理硕士。（江西南昌 330013）
一、引言
通过对国外学者对股市波动理论的研究，可将研究成果分为两个理论派别：经典金融经济理论和行为金融理论。经典金融经济理论以有效市场理论为代表并针对在不同的有效市场中，证券价格对信息会出现不同的反应做出了微观解释；行为金融理论则建立在投资者心态分析理论的基础之上。综观国内外各文献资料，从中我们可以发现对股市波动进行分析的工具，所采用的模型最主要的是ARCH模型族。该模型族包括了ARCH模型、GARCH模型、非对称的ARCH模型和成分ARCH模型。
本文将主要从实证方面对中国股市行业板块波动进行研究，进一步系统深入地研究中国股票市场行业板块的特性，从而深层次地正确认识中国股市行业板块的波动特点。这对中国股市行业具有一定的理论意义和实践指导意义。
二、中国股市行业板块波动性实证分析
（一）数据选取和处理
本文选取沪深300指数以及沪深300行业分类指数的周收盘价为研究变量，以2005.1.7-2012.12.30为时间段，数据均来自分析软件，用Eviews6.0及SPSS17.0软件进行分析。为了减少在实证过程中产生的舍入误差，本文选取对数收益率来进行分析考察，Rt=lnPt-lnPt-1。沪深300的10个行业分别为：300能源指数（ny）、300原材料指数（cl）、300工业指数（gy）、300可选消费指数（kx）、300主要消费指数（xf）、300医药卫生指数（yy）、300金融地产指数（jr）、300信息技术指数（xx）、300电信业务指数（dx）、300公用事业指数（gy）。实证分析中将采用各行简写名称。沪深300指数用hs表示。
（二）股市波动性分析-GARCH模型构建
金融理论中的大多数模型都假设投资者应该为承担额外的风险而获得更高的收益，处理这一问题的方法之一就是设定金融资产的收益可部分地由其风险决定。因此，可将金融资产收益率的条件方差引入到GARCH模型的均值方程当中，形式之一如下：
rt+μt+δσt+ut
σ2t=αo+∑αju2t-i+∑βjσ2t-j
上式的模型即为GARCH-M模型，在本文的实证分析将用到GARCH模型的估计。
（三）实证结果分析
1.描述性统计分析。在观察一组时间序列时，需先进行描述性分析。对各组行业指数进行统计分析，结果见表1。
对正态分布而言，偏度S=0，呈对称分布。若样本序列的S>0，则呈右偏分布；否则成左偏分布。正态分布的峰度K=3，若样本序列的峰度>3，则序列分布的尾部比正态分布的尾部厚，分布呈现出“高瘦”形状，即“尖峰”；若K
平均振幅可以用来分析行业指数的波动程度。行业平均振幅排序：300金融指数>300能源指数>300电信指数>300材料指数>300信息指数>300医药指数>300可选指数>300消费指数>300工业指数>沪深300指数>300公用指数。从行业平均振幅的排序中我们可以看到，信息行业和能源行业的波动幅度最大，公用行业的波动幅度最小。在行业板块的波动中，信息行业的波动比较剧烈，而工业行业和公用行业的波动相对平稳。
2.GARCH波动检验。在前面已经讲述GARCH模型的理论和方式，在此就将各个行业指数和沪深300指数收益估计的结果直接表示如下
可以看出，各行业指数收益率的参数估计值都大于0，保证了条件方差的非负数要求，符合GARCH模型参数的要求。ARCH项系数和GARCH项的系数估计值α、η都为正数，而且γ=α+η均小于1，满足了GARCH模型参数约束条件。
系数α表示的是外部情况变动对股市波动的影响，α越小，则外部冲击对股市波动的影响不显著。系数β则表示股市自身波动的记忆性对股市波动产生的影响，η越小，表明波动性的持续性越短。γ=α+η，则从整体上刻画了外部冲击对股市波动的集聚性和持续性。一般情况下，两者之和越接近1，影响越是长久。估计结果显示，沪深300指数和各行业指数的γ都小于1且非常接近1，因而表示前期的冲击对后面的条件方差的影响是持久的，这表明了沪深300指数与行业指数的波动的特征——波动集聚性和持续性是显著的。金融业作为在市场中相当活跃的板块，呈现出高的集聚性和记忆的长久性是毋庸置疑的。
三、结论
通过对行业指数和沪深300指数收益率的实证分析统计，可以得到以下结论：
1.对样本数据进行描述性统计分析，发现各行业指数和沪深300指数波动不服从正态分布，而表现出“尖峰厚尾、非对称分布”的特点。除了300消费指数形状朝右偏，其余行业指数形状均往左偏。这与金融时间序列的一般性特征是相符的。各行业板块的振幅有着明显的差别，金融能源波动幅度最大，公用行业的波动幅度最小，这与行业本身的特点有关。其他行业的波幅相较不大，表明行业之间的波幅状况比较类似。这从一个角度暗示了中国股票市场中行业板块与大盘波动的一致性。
2.对行业指数收益率进行建模验证之前，必须保证行业指数收益率序列的平稳性。通过运用ADF检验，发现各组变量均为平稳性序列，表明收益率序列中各行业指数的均值、方差和自协方差不随时间的改变而发生改变，并且序列的各阶自协方差与其自身的滞后阶数有关。
3.沪深300指数与行业指数的收益率序列表现出强烈的波动集聚性和持续性。我们通过GARCH模型对收益率数据的建模，进一步地揭示验证了各行业收益率序列和沪深300指数序列表现出的波动集聚性和持续性，表明了各行业板块波动的记忆性是长远的。
四、对策建议
本文对中国股市行业板块进行定性和定量研究，分析了行业板块的特性和传导机制，对投资者、上市公司和政策制定者有一定的借鉴意义。
对投资者而言，在投资过程中需多关注行业消息，通过对行业信息的解读，判断行业板块的趋势；同时依据行业板块间的影响关系，进而调整投资结构，保证收益率。对上市公司来说，需考察行业的生命周期，进而调整公司的投融资时机。上市公司可根据中国股票市场行业板块波动的情况适时进行投融资行为。当行业波动处于上涨时期时，上市公司应该大力促进融资行为，扩张规模；当行业波动处于下降阶段时，上市公司应该选取策略，努力让公司平稳度过此阶段。
对宏观政策制定者来说，由于政策的支持与否对行业发展有着很深的影响，因而可以利用行业波动的传导机制了解股市波动情况，进而出台相关政策措施来稳定股市的发展，保证中国股市的健康发展。
第6篇：收入证明模板范文
收入分配不平等是社会各界长期以来关注的研究热点问题之一，特别是有关教育不平等与收入分配不平等的研究，以及经济增长与收入分配不平等的研究。首先，教育不平等与收入分配不平等的研究。Schulm(1960)、Becker(1975)和Mincer(1974)认为平均受教育程度的提高对收入不平等的影响可能是正向的，也可能是负向的。Knight和Sabot(1983)强调，在二元经济中由于教育存在“结构效应”和“工资压缩效应”，因此教育对收入分配的效应在理论上也是不确定的。Chiswick(1971)、Winegarden(1979)、Park(1996)研究表明收入不平等与教育不平等正相关。Becker和Chiswick(1966)、TinbeWm(1972)研究发现平均受教育程度与收入分配不平等负相关。Ram和Londono(1990)、Gregofio和Lee(2002)研究发现平均受教育程度与收入不平等之间存在倒U型关系，Ram还实证表明约在平教育年限为7年时达到“倒u型”的拐点。国内关于教育不平等与收入不平等问题的研究文献也非常多。赖德胜(1997)、白雪梅(2oo4)、杜鹏(2oo5)、杨俊和李雪松(2007)研究发现教育扩展与收入分配不平等程度之间存在库兹涅茨倒u型关系，陈钊、陆铭、金煜(2004)的实证表明我国各省的教育发展差距是造成收人不平等的主要原因，陈钊和陆铭(2005)实证得出收入分配与教育的关系随时间不是线性的，杨俊、黄潇和李晓羽(2008)实证发现教育不平等与收入分配差距并非简单的线性关系。其次，经济增长与收入分配不平等的研究。2O世纪50年代Kuznets(1955)提出了著名的“倒u型”假说，即收人分配差距会随着经济增长先增加后下降。
随后Ahluwalia(1976)、Higgin和Wil-liamson(1999)、Clark、Xu和Zou(2003)等学者们发现经济增长与收入分配不平等之间存在倒u型曲线效应。然而Fishlow(1995)、Milanovik(1994)，Ram(1997)以及Deininger和Squire(1998)等学者的研究表明经济增长与收人分配不平等之间没有显著的相关性。Forbes(2000)分析得出经济增长与收入分配不平等呈正相关关系。Barro(2ooo)研究表明，若以全部国家为样本，经济增长与收人分配不平等不存在显著的相关关系，但在区分穷国和富国后却发现，穷国收入不平等会阻碍经济增长，而富国收入不平等则会促进经济增长。Panizza(2002)的研究表明经济增长与收入分配不平等有一定的负相关关系，但这种关系并不稳健。国内关于经济增长与收人不平等问题的研究文献也非常丰富。尹恒、龚六堂、邹恒甫(2005)研究表明，经济增长与收入分配不平等存在着一定程度的库兹涅茨“倒u型”关系。曾宪明(2003)认为经济增长与收人分配不平等并没有必然的联系，不能简单地认为它们之间存在正相关或负相关关系。刘霖、秦宛顺(2005)研究表明，经济增长与收入分配不平等存在正相关关系。
陆铭、陈钊、万广华(2005)实证验证了收入分配不平等通过投资和教育对经济增长呈现出负的影响。杨俊、张宗益和李晓羽()研究表明，．2005经济增长与收入分配不平等存在较为显著的负相关关系。上述实证研究方法丰富和发展了收入分配不平等理论，但是通过以上文献的评论发现，现有的研究都是把收入不平等、经济增长以及教育不平等分开研究，而从上面分析可知经济增长与教育不平等对收入不平等都有着重要影响，因此，本研究把这三者统一到一个框架内分析它们的相互关系，克服同类研究中片面分析某一方面的弊端。而且，国内外大多学者基本上只考察教育不平等以及经济增长与收入不平等的静态收入分配效应，而没有深入分析我国三者之间的动态影响。另外，现有即使是证实了“倒U型”存在的研究，但是鲜有提出门槛值。基于上述分析，本研究试图采用面板平滑转移模型从教育不平等与经济增长两个层次上实证分析二者对收入不平等的非线性效应，并估算我国教育年限和经济的增长门槛值，为我国缩小收入分配差距政策提供有益参考和建议。
二、研究模型与数据描述
(一)面板平滑转移模型简介自从Tong(1978)提出门槛回归模型(Thresh—oldAuto—regression，简称TAR)后，这种非线性时间序列模型得到了广泛的应用。而后Tiao和Tsay(1994)、Potter(1995)、Martems，Kofman和Vorst(1998)也利用此方法分析横截面资料或面板资料。该模型是利用门限变量(Thresholdvariable)来决定不同的分界点，进而利用门限变量的观察值估计出适合的门槛值，这可以有效避免主观判定分界点法所造成的偏误。而后Andr6sGonzalez、TimoTerasvirta和DickvanDijk(2004)又提出了面板平滑转移模型，又进～步提高了实证研究的科学性。其面板平滑转移模型可以表示为：y矗=++l’xag(qa；．y，c)+(1)其中Y是被解释变量，是不可观测时不变回归变量，是含有时变外生变量的k维向量，q是可观测的转换变量，u是误差项。g是关于q的连续跳跃型函数，按照Granger和Terasvirta(1993)，Ter~lsvirta(1994)以及Jansen和Terasvirta(1996)的定义，具体可表示为：g(q；，c)=(1+exp(一yn(q一)))～，JIy>0，cIs⋯sc(2)其中c=(c一，C)’是含有位置参数的m维向量，决定模型动态变化发生的不同位置或门限。是转换函数的斜率，表示从一个状态转移到另一个状态的速度。m可以确定状态的个数，常用的情形为m=l和m=2。分别对应着两种和三种极端状态。更为一般的面板平滑转移模型形式是：y=i+／30''''x+∑岛(gU)；，cJ)+(3)g的方程形式仍然是(2)式，如果m=1，对不同的g而言转换变量q都相同，y，一∞√=1，⋯，r，则(3)式就退化为Hansen(1999)r+1门槛回归模型。因此，面板平滑转移模型是面板门限模型的进步拓展。Y=p+一+卢l’g血+⋯+。mx．qm+“’(4)(-)模型设定与数据变量描述结合(1)式设定最终估计模型为：=f+lE+卢02Lnx+(13lIE+／3l2Lnxn)g(A；y，c)+a(5)其中为地区收入基尼系数，为地区人均GDP，E为地区教育年限，A为转换变量，采用2001—2008年我国大陆地区31个省(直辖市、自治区)的面板数据，数据主要来源2001—2008各年的《中国人口统计年鉴》，以及《新中国60年统计资料汇编》。扎用GDP平减指数(1978年=100)折算后的各省实际人均GDP来表示。其中各个计算公式如下：1．收入基尼系数测算。这里在蔡唠、万广华(2OO6)所提出的全国收人基尼系数的算法上进行稍微的变动。
[(尺一1)P}(1一P)]／[(R一1)}P+1](6)其中P为城市人口与全省人口比，为城市居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入比。其中城市居民人均可支配收入用各城市居民人均可支配收入指数(1978=lOO)进行了折算，而农村居民人均纯收入用各地区农村居民人均纯收入指数(1978=100)进行了折算。2．平均教育年限测算。教育不平等一般是用相对指标教育基尼系数与绝对指标平均教育年限来衡量，在此采用后一种指标。按照我国通常的教育年限将其划分为不识字或识字很少、小学、初中、高中以及大专及以上的教育年限分别定为1、6、9、12、16即yl=1，y2=6，=9，y4=12，y5=16，贝0平均受教育年限的计算公式如下：E=I木ratiol+6ratio2+9木ratio3+12$ratio4+16ratio5(7)其中ratiol，ratio2，ratio3，ratio4,ratio5分别代表不识字或识字很少、小学、初中、高中以及大专及以上的学生数占6岁及以上人口数的比例。根据Granger和Tergisvirta(1993)以及Terasvirta(1994)的做法来确定位置参数个数，即先将m=3代入面板平滑转移模型，并在=0处的一阶泰勒级数展开式中，然后分别检验H：p，=O，H02：132=0I133=0和H03：p1=0I132=133=0，如果三个检验中H02最显著则选择m=2，否则选择m=1。表2结果显示，在三个检验中，不论是标准的F检验还是稳健的F检验，H∞的显著性相对最强，因此，接受m：1，即存在两种状态的平滑转移。(三)实证结果与分析首先，对面板数据模型进行Hausman检验，结果显示卡方统计量为14．7l，概率值为0．0006．，即在1％显著水平拒绝原假设，说明模型更适合固定效应。这就满足Gonz~ez等(2004)提出的面板平滑转移模型估计前提要求。下面分别以教育年限和经济增长作为转换变量，实证研究教育不平等以及经济增长对收入差距的非线性影响。表1结果显示，不论是标准的F检验还是稳健的F检验，F值都显著拒绝了线性模型的原假设，这说明面板数据具有明确的异质性，用面板平滑转移模型能够很好捕捉到教育不平等以及经济增长对收入差距之间的非线性特征。
显著性水平选择标准可以随着位置参数个数增加而越来越低，这样可以避免过于庞大的模型。因此，这里选择0．001的显著性水平。表3结果显示。教育年限为转换变量的标准检验指出两种状态的转移模型未能完全捕捉到回归方程中省份数据之间的异质性，与之相反，稳健检验则说明没有证据支持任何异质性在模型中的存在。这可能是由于标准检验在小样本下可能忽视模型截面异方差性而存在检验不可信的问题。因此，在此接受两种状态的转换是合理的结论。表4估计结果显示，教育年限在位置参数估计量7．7294两侧对收入差距的影响存在明显区别。当教育年限小于7．7294时，教育年限的产出弹性为一0．0342，这说明教育年限对收入差距产生正面效应，即增加教育年限有利于收入差距的缩小。这可能主要是义务教育具有很大的溢出效应，由此主要由财政负担大部分的成本费用，且只要多受一年的教育，所带来的教育回报率是相对很大的，而且义务教育的机会成本相对来说是很小的。这印证了Knight和Sabot(1983)强调出的教育的扩展会导致高学历劳动力的供给的相对增加而产生工资压缩效应，从而会减少教育的未来收益，从而降低收入不平等水平。
以及Becker和Chiswick(1966)，Chiswick(1971)，Winegarden(1979)，Gregofio和k(2002)等学者研究表明收入不平等与教育不平等正相关的结论。经济增长的产出弹性为0．063，即经济增长和收入差距之间存在正的相关关系，经济的不断增长，拉大了社会的贫富差距。当教育年限大于7．7294时，就会出现另一番估计结果：教育年限的产出弹性为0．0491，这说明教育年限对收入差距产生负面效应，增加教育年限会拉大收入差距。这可能是随着教育年限的增加，教育费用的增加，教育机会成本的相应提高，导致我国特有的城乡二元结构下以农村为主的学生在完成义务教育后，进一步深造的概率很小。因此，教育不平等程度降低所带来的好处首先被相对优势阶层所获取，弱势阶层却很难得到，从而加大了收入分配差距。这印证了Knight和Sabot(1983)强调出的教育的扩展会导致高学历群体规模相对扩大而产生结构效应，贫富差距不断扩大，从而会加大收入分配不平等水平。以及Psacharo—poulos(1977)，Park(1996)等学者通过分析得出教育不平等与收入差距显著负相关的结论。经济增长的产出弹性为一0．0599，即经济增长和收人差距之间存在负的相关关系，经济的不断增长会缩小社会的贫富差距。经济增长在位置参数5．2444两侧对经济增长表现出截然不同的两种状态。当经济增长小于5．2A．A．4．时，经济增长的产出弹性为0．068，即经济增长和收入差距之间存在正的相关关系，经济的不断增长，拉大了社会的贫富差距。这可能是由于我国发展初期先让一些地方先优先发展起来的战略所导致的，优先扶持一些地方的基础产业发展，导致随着财政支出的增加，国家优先经济发达地方的基础设施的完善，而这就不可必免的拉大了发达与不发达地区的收入差距。
这印证了Forbes(2000)等学者使用跨国的面板数据进行经验分析得出收入分配不平等与经济增长呈正相关关系的结论。而教育年限的产出弹性为一0．0416，这说明人均ODP教育年限对收入差距产生正面效应。当经济增长大于5．2A,4n．．时，经济增长的产出弹性为一0．0708，即经济增长和收入差距之间存在负的相关关系，经济的不断增长，缩小了社会的贫富差距。这可能是经济增长到一定的程度，发达地区的经济辐射效应，落后地区的后发优势，以及国家的宏观调控等因素导致各地区的经济水平不断提高，人民收入水平也不断的提高，发达与落后地区收入水平逐渐趋同。这印证了Panizza(2002)等学者研究得到的两者间有一定的负相关关系结论。而教育年限的产出弹性为O0561，这说明教育年限对收入差距产生负面效应。上述估计说明我国教育年限以及经济增长都对收入差距具有非线性影响。而图1逻辑斯蒂平滑转换函数曲线进步证实了这种推论，经济增长和教育年限均在最优值两侧对经济增长的影响是不对称的，并且教育年限在两种状态下的转换速度相对更快些。另外，教育年限与经济增长对收入分配差距所起的作用是一种此消彼长的关系。而且，由于存在这样的关系，政府更应该针对我国目前的公共教育支出低于世界水平的现状，加大对公共教育投入，使其增长率高于GDP增长率，在一定程度上有效的解决我国的收入分配差距。
第7篇：收入证明模板范文
【关键词】翻模；翻升；水垫塘；边墙；溪洛渡水电站；混凝土施工
1.工程概况
溪洛渡水电站位于四川省雷波县与云南省永善县交界处，主体工程由混凝土双曲拱坝、泄洪建筑物及引水发电建筑物等组成。混凝土双曲拱坝坝顶高程610.0m，最大坝高285.5m，坝顶中心线弧长698.09m。溪洛渡水电站共安装有18台700MW机组，总装机容量为12600MW，是一座以发电为主，兼有防洪、拦沙和改善下游航运条件等综合效益的巨大工程。
水垫塘位于坝后，其中心线与拱坝中心线平行并向左岸偏移5.0m，采用复式梯形断面，底宽60.00m，底板顶高程340.00m，边墙坡度在高程360.00m下部为1：1.2，高程360.00m至高程386.00m之间为1：1.0，高程386.00m以上边坡为1：0.75，在高程360.00m和386.00m处设有5.0m宽的马道。水垫塘顶混凝土衬砌高程从上游到下游逐渐从413.00m过渡到412.00m，坝0+89.0m上游的水垫塘属于大坝标段，大坝标段水垫塘由于受大坝固结灌浆及预应力锚索施工的影响，混凝土施工相对滞后，与大坝相接部位水垫塘平面尺寸不规则，使混凝土施工难度加大，而左右岸边墙施工更是该混凝土施工中的重点和难点。为保证水垫塘混凝土施工进度，需要考虑边墙混凝土连续浇筑方案，当前施工技术中，滑模、拖模、翻模都能实现混凝土的连续浇筑，在水垫塘边墙规则平面尺寸部位施工中已采用了拖模施工技术，为解决上游不规则平面尺寸部位的施工，考虑使用翻模施工技术，即在混凝土浇筑的过程中，同时进行模板的装拆，实现混凝土的连续浇筑，。本工程通过对组合钢模的安装工艺进行改进，成功实施了翻模施工技术，实践证明采用该翻模施工技术，混凝土质量优良，施工进度得到保证，取得了良好的效果。
2.翻模的设计
溪洛渡电站大坝标段水垫塘为复式梯形断面，大坝标段水垫塘自上游向下游设有三道横缝，横向将水垫塘分成三个条带，上游与大坝基础相接，受大坝基础体型的影响，上游第一条带各浇筑块平面形状不规则，两岸边墙混凝土面呈现底部宽，顶部窄的情况，使用拖模存在较大的难度，如果分层浇筑，必然影响工期，为此考虑在上游第一条带边墙施工中采用翻模技术。
翻模样架施工是保证混凝土面平整度的关键，在样架施工前，先进行测量放样，根据测量放样结果进行样架施工，样架支撑必须牢固可靠，防止混凝土浇筑过程中发生变形，样架施工完成后，需通过测量复检，保证样架满足结构尺寸控制要求。
组合钢模板翻升是该翻模施工技术的关键，为满足模板翻升需要，考虑对模板系统纵向钢管楞进行分段，分段长度与拉模筋沿坡面方向的布置间距相匹配。该翻模采用P1015和P6015两种规格模板安装，相应拉模筋间距为70cm，纵向钢管楞按70cm分段。为将纵向钢管楞连接起来，形成整体，每段纵向钢管楞之间使用对接套杆连接，使模板系统形成稳定结构。为方便模板的翻升，控制模板的变形，必须合理布置对接套杆的位置，施工中将对接套杆布置在拉模筋下方约10cm的位置。翻模沿高度方向最少安装四个单元模板，每个单元70cm，以满足模板翻身、混凝土浇筑，混凝土待凝等的需要。
模板拆除后，需要对外露混凝土面进行收浆抹面作业，如何安全的进行混凝土面的抹面作业成为了一个需要解决的问题。在混凝土浇筑过程中，模板处于不断循环翻升的运动中，形成固定的作业平台存在较大困难，施工中设计了一种轻便的挂篮，该挂篮重量轻，一人能轻易移动，仅限一人站入其中作业，作业时挂篮挂于水平钢管楞上，施工中根据收浆抹面的需要，灵活移动挂篮，将挂篮挂在适当的位置。
3.混凝土浇筑及翻模施工
大坝标段水垫塘工程量相对较小，施工中未针对该部位混凝土施工布置专门设备，两岸边墙混凝土主要考虑使用搅拌车运输，结合溜管、溜筒入仓。采用溜筒入仓，下料比较均匀，对样架及模板冲击较小，能较方便的控制混凝土浇筑速度，有利于翻模施工技术的成功运用。
在混凝土浇筑过程中，翻模的施工主要分为四个阶段：翻模初次安装、翻模初次翻升、翻模正常翻升、翻模拆除四个阶段。
翻模初次安装：在混凝土开始浇筑前完成，初次模板安装沿坡面高度方向不少于四个单元，每个单元70cm，由一层P1015和一层P6015组合钢模组拼而成，翻模安装的总宽度为2.8m，下部三个单元模板在混凝土浇筑前需要完成拉模筋安装，第四单位模板在初次安装翻模时不安装拉模筋，模板安装完成后，需要对模板进行检查验收，满足设计要求技术要求后才可进行混凝土浇筑。
翻模初次翻升：混凝土浇筑过程中应保持混凝土面均衡上升，尽量避免局部堆料，防止同一浇筑层面混凝土凝期差异而影响翻模正常向上翻升。混凝土浇筑到第二单元模板的顶部，且第一单元模板内混凝土达到初凝时，方可进行翻模的翻升，初次模板的翻升约在覆盖完第一单元模板后4小时（根据气温条件及混凝土理论初凝时间）开始。根据初次模板翻升的情况，可以掌握混凝土实际的初凝时间，为模板的正常上升提供参考。
翻模正常翻升：完成模板的初次翻升后，随着混凝土的继续浇筑，进入翻模的正常翻升阶段，这阶段将混凝土浇筑区域自下而上划分为收浆抹面区、模板待翻区、混凝土待凝区、混凝土浇筑区和浇筑预备区五个区域，各区域的布置见图4中所示。混凝土浇筑过程中，随着翻模的不断翻升，五个区域不断向上循环，实现混凝土面的连续上升。冬季气温较低混凝土初凝时间较长，为保证混凝土浇筑速度，可适当增加翻模的单元数，以延长混凝土待凝区长度，实现混凝土浇筑及模板翻升不间断。
翻模拆除：当模板翻升到混凝土收仓面，进入翻模拆除阶段，翻模拆除阶段的施工与正常翻升的施工基本相同。混凝土继续浇筑到混凝土收仓面，待翻区模板拆除后，不再向上翻升，其它各单元模板根据混凝土初凝情况自下而上逐层拆除。
4.混凝土面收浆
待翻区模板拆除后，混凝土面外露，由于混凝土刚达到初凝，难以保证混凝土面的光洁，且混凝土表面存在模板印迹线、气泡等表面缺陷，为改善混凝土外观质量，在模板拆除后需及时进行收浆抹面。
模板拆除后，利用挂篮上人及时对混凝土面进行收浆抹面，收浆抹面需在混凝土终凝前完成，收浆抹面不少于三遍，第一遍先对混凝土表面存在的缺陷进行修整，将混凝土面抹平，混凝土面修整完后，在混凝土达到终凝前再用铁抹子抹面两遍以上，使混凝土表面光洁平整。
5.结论
翻模施工技术在水垫塘边墙不规则部位施工取得了成功，并在水垫塘边墙其他部位得到了推广应用。采用翻模进行水垫塘边墙坡面混凝土施工具有工艺简单、适应性强、浇筑速度可控、外观质量好、安全可靠等优点，为边坡施工提供了新的思路、为边坡混凝土施工提供了新的方法，对其它类似工程有很好的借鉴作用。
第8篇：收入证明模板范文
关键词:对外贸易;收入弹性;价格弹性
一、研究背景与文献回顾
自2001年底中国加入WTO以来，中国的对外贸易总量在其后连续几年以超过20%的速度增长，与此同时，贸易顺差保持着更快的增长幅度。2006年中国的贸易顺差为1 775亿美元，2007年这一数据达到2 622亿美元，增长幅度接近50%。在出口贸易的高速增长下中国外汇收入持续增加，其他国家却不得不承受“中国制造”的巨额贸易逆差。中国的贸易伙伴为了缓解和扭转日益恶劣的贸易环境，除采取“反倾销”措施对中国企业进行制裁外①，更多地将焦点集中在人民币升值上。人民币汇率在这一段时期也连创新高，冲破1∶7大关。然而与中国的贸易伙伴所预期的相反，在这一时期中国的进出口却没有受到多大影响，出口贸易额继续保持20%的增长速度。进入2008年，肇始于次贷危机的全球金融危机蔓延开来，世界上大多数国家和地区都受到波及，各国和地区经济呈现出不同程度的衰退，受全球需求萎缩的影响，11月份月度进出口总值出现了2001年10月份以来的首次负增长。
中国贸易的发展和近期出现的新变化引起了国际社会的广泛关注，大量学者尝试从不同角度对此进行解读。根据GoldstEin和Khan(1985)提出的不完全替论，汇率和收入是影响一国贸易的两个重要方面，中国的进出口贸易发展与变化可能与汇率变动所造成的价格波动以及各国收入变动密切相关。基于不完全替论，不少学者对中国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行测算。厉以宁(1991)以中国1970-1983年的对外贸易数据进行实证分析后发现，中国的进出口汇率弹性不足，分别只为0.6871和0.0506。陈彪如(1992)、戴祖祥(1997)、张明(2001)等基于不同数据采用不同方法的实证结果也得出了类似的结论。朱真丽(2002)基于不完全替论构建实证模型进行测算，结果表明中国的出口需求价格弹性和收入弹性分别为2.03和1.72，进口需求的价格弹性和收入弹性分别为0.68和0.21，认为国民收入因素对于贸易收支的影响是显著的。殷德生(2004)运用单位根和协整检验的方法建立中国的贸易收支方程、进出口需求方程，使用VAR模型对中国贸易收支进行分解的结果发现，人民币汇率的变动对贸易收支影响很小。曹永福(2005)考虑到了进出口之间的影响，认为价格变动和汇率变动存在着不一致性，从而分别考虑贸易的价格弹性和汇率弹性。通过政策模拟，曹永福(2005)对中国进出口的汇率弹性和价格弹性进行了定量测算，结果显示，出口的汇率弹性为-0.14~0.27，进口的汇率弹性为0.042~0.05，这表明中国进出口商品的汇率弹性都是非常小的，与很多学者的判断是一致的。许统生、涂远芬(2006)利用向量自回归模型及其相关检验估计了中国1994-2005年贸易弹性，研究结果表明，进出口贸易需求关于汇率都是缺乏弹性的，且出口需求关于国外收入和世界价格弹性的值较大，进口的国内收入弹性稍小，因此仅靠人民币汇率的升值很难缩小贸易顺差。
国内的研究主要集中在利用时间序列分析上，但由于时间序列的小样本性质给模型的估计带来了困难，而面板数据的出现可以较好地解决这一问题，得出更优良的估计结果。面板数据可以克服变量间多重共线性的困扰，提供更高的自由度和更高的估计效率，更好地识别和度量单纯的时间序列数据或横截面数据所不能发现的影响因素，构造和检验更加复杂的模型。国外近期的研究主要是利用面板数据展开分析。Irandoust等(2006)运用面板数据分析了瑞典和他的主要贸易伙伴的贸易弹性，基于面板协整方法，Irandoust等(2006)把收入和价格作为影响进出口的两个主要因素，分别建立出口和进口模型，计算出了进出口的收入弹性和价格弹性。结果显示，收入弹性普遍显著为正，而价格弹性(汇率弹性)却表现出明显的国别差异，这也在一定程度上验证了马歇尔—勒纳条件存在的真实性，即汇率改善一国的贸易状况需要一定的条件。Kwack等(2007)分析了包括主要工业化国家以及亚洲一些国家在内的30个国家的面板数据，在他们的研究中，进出口模型除了价格和收入两大因素外，还加入了许多其他的因素，例如语言、两国的距离等。利用贸易额加权平均的方法，Kwack等(2007)计算出口的价格弹性。进一步地，Kwack等(2007)还特别考虑了人民币升值效应，分析人民币升值10%对他的主要贸易伙伴的进出口所带来的影响，认为人民币升值对德国以及一些亚洲国家影响较大，而在实现中美贸易平衡上不起太大作用。
笔者将运用中国与其主要的20个贸易伙伴的面板数据，分别构建进口和出口模型，利用非平稳面板数据的计量方法来分析中国对外贸易的收入弹性和价格弹性。具体框架如下:第一部分为研究背景和文献回顾;第二部分为实证分析，基于不完全替论构建了计量模型后，对变量和数据作了界定和说明，并展开实证检验和分析;最后一部分为结论。
二、进出口贸易的弹性估计
(一)计量模型设定
根据国际经济学的理论，按照GoldstEIn和Khan(1985)提出的不完全替代原理，一国或地区的进出口产品和国内生产的产品不具有完全替代性。一国的出口需求主要与其贸易国的收入，本国出口商品的价格，外国的国内商品价格以及两个国家的汇率有关。一国的进口需求主要与本国的收入，进口国的国内价格以及两个国家的汇率有关系。可以把这些影响变量分成收入因素和价格因素两个方面，采用C-D函数的形式，中国的双边贸易进口需求方程可表示为:
Mi=A×Yd?着1×■?着2×eui(1)
其中Mi为进口额，Yd表示中国的收入，Pd、PXi分别代表中国的国内商品价格和其贸易伙伴i国的出口商品价格，Ei、Ed分别指i国的汇率和中国的汇率。
中国的双边贸易出口需求方程可表示为:
Xi=B×Yi?浊1×■?浊2×eui(2)
其中Xi为进口额，Yi表示贸易伙伴国i的收入，PXd、Pi分别代表中国的出口商品价格、i国的国内商品价格，Ei、Ed分别指i国的汇率和中国的汇率。
令PIMi=■;PEXi=■
对方程(1)，(2)两边分别取对数有:
LnMi=LnA+?着1LnYd+?着2LnPIMi+ui(3)
LnXi=LnB+?浊1LnYi+?浊2LnPEXi+ui(4)
在这里?着1，?浊1分别代表中国进出口贸易的收入弹性，?着2，?浊2分别代表中国进出口贸易的价格弹性。笔者预期?着1、?着2、?浊1>0，?浊2
(二)数据来源及处理
本文数据来源于国际货币基金组织(International Monetary Fund)的3个数据库(DOT、IFS、BOP)以及《中国统计年鉴》。分别选取了1990-2005年中国与其贸易额最大的20个国家和地区(日本、美国、香港、韩国、德国、新加坡、马来西亚、英国、澳大利亚、荷兰、法国、意大利、加拿大、泰国、印度尼西亚、菲律宾、巴西、印度、沙特阿拉伯、西班牙)的进出口年度贸易数据构建面板数据集。
进口需求(Mi)、出口需求(Xi)为进出口贸易额，在这里笔者采用GDP平减指数将其转化为2000年为基期的实际值。本国的收入(Yd)和贸易伙伴国的收入(Yi)也是经过GDP平减指数(2000年为基期)冲减中国和外国的实际GDP。关于进出口相对价格，不少学者采用实际有效汇率来表示。与之不同，考虑到价格和汇率影响到进出口的真实途径，笔者采用Kwack(2007)的做法构建了两个相对价格的指标PIM和PEX。本国国内商品的价格(Pd)和外国国内商品价格(Pi)分别用本国和外国的GDP平减指数(2000年为基期)来表示。鉴于数据的可获得性，本国出口商品的价格指数(PXd)在这里笔者采用戴祖祥(1997)的做法，使用商品零售价格指数来代替。外国出口商品的价格(PXi)使用国际货币基金组织(IMF)提供的出口价格指数来表示。本国汇率(Ed)和外国汇率(Ei)使用IMF提供的各国对美元的直接汇率的年度平均值来表示②。
(三)实证结果与分析
1. 面板单位根检验。随着运用跨国数据研究分析购买力平价、经济增长收敛等相关领域深入发展，面板数据分析越来越得到广泛的应用，关于面板的单位根检验方法也在不断发展。Levin和Lin(1992)首先提出了关于同质面板单位根检验的方法，他们构建了6种不同的模型，相对每个模型构建了相应的检验统计量。在此基础上，考虑了误差过程的自相关性和异方差情况，Levin和Lin(1993)又提出了面板数据新的单位根检验方法检验。其后，Levin、Lin和Chu(2002)，BrEItung(2000)，Im、Pesaran和Shin(2003)又对原有方法进行了改进和拓展。
为了增强检验结果的稳健性，笔者同时采用LLC(2002)、Breitung(2000)、IPS(2003)这3种面板单位根检验方法对相关数据及其差分进行单位根检验，具体检验结果见表1、表2。
综合表1、表2的检验结果可以看出，除出口方程的相对价格变量LnPEX的IPS检验外，其他都不能在10%的显著水平上拒绝进出口方程的水平变量存在单位根。而各变量的一阶差分的单位根检验结果表明，三种检验方法都在10%的显著水平上拒绝有单位根的假设，即所有变量都为一阶单整的非平稳变量。
2. 面板数据的协整检验和模型估计。面板协整理论自Pedroni(1995)提出以后，主要在两个方向展开:一个方向是原假设为非协整，它们使用类似Engle和Granger(1987)平稳回归方程，从协整回归式中得到残差构造统计量并计算其分布进行假设检验;另一个方向是原假设为变量间存在协整关系，McKoskey和Kao(1998)提出了一种基于残差的单方程检验，通过LM方法对原假设协整进行检验。
笔者采用Pedroni(1999)的7个统计量、Kao(1999)的5个统计量和McKoskey和Kao(1998)的LM+统计量来检验进出口模型中的协整关系，具体检验结果见表3。
在表3中，Pedroni(1999)和Kao(1999)的检验方法表明，在进口方程的协整检验中，除面板v统计量外，其他检验都能在5%的水平上拒绝不存在协整关系的原假设。在出口模型中除了Pedroni面板t统计量外，其他检验也都能在5%的显著性水平上拒绝原假设。McKoskey和Kao(1998)的LM检验在100%的可信度上接受进出口模型存在协整关系的原假设。
进出口模型的协整检验支持进出口模型中变量之间存在长期、稳定均衡关系的结论。为了进一步了解进出口模型中各变量直接的协整关系，笔者需要对模型进行参数估计。由于一般的面板数据OLS估计无法消除由于变量的内生性和序列相关带来的偏误，为解决这一问题，Pedroni(2000)提出了面板数据的FMOLS估计量。FMOLS统计量通过对因变量的变形，实现了对内生性的修正，在这里采用Pedroni(2000)的FMOLS方法对进出口模型系数进行估计，具体结果见表4。
三、简要结论
笔者基于不完全替论构建进出口模型，采用1990-2005年中国与其主要的20个贸易伙伴之间的面板数据，运用面板数据的FMOLS方法对中国进出口贸易的收入和价格弹性进行了估计。结果发现:(1)进出口需求方程的价格弹性和收入弹性都和预期值一致，并且都在1%的水平上显著，证明收入和价格(汇率)确实是影响进出口需求的因素。(2)进口需求方程中的价格弹性为0.03，出口需求方程中的价格弹性为-0.65，说明价格(汇率)变化对进出口的影响不大，这一方面与中国的人民币汇率形成机制不够完善、汇率变动不能有效地调节进出口有关，另一方面也和进出口企业对价格的反应不够敏感有关系。(3)进口需求方程的收入弹性为1.40，出口需求方程的收入弹性为4.93。收入弹性明显大于价格弹性，且出口收入弹性大于进口收入弹性。这说明收入相对于价格对进出口影响更为明显，中国的贸易顺差与世界经济发展、各国收入增长所带来的需求扩张是分不开的，是全球经济发展的内生结果，那种认为汇率变动可以轻松解决贸易不平衡的观点是值得商榷的。
注释:
①2007年共有20个国家(地区)对中国发起81起反倾销、反补贴、保障措施和特保调查，涉案金额达36亿美元，相比2006年增长95.1%。
②由于1999年1月欧元区国家正式使用欧元，为保持数据的一致性，笔者将德国、荷兰、法国、意大利、西班牙这5个国家的相关数据转换成欧元表示，转换比例按1999年1月各货币对欧元的兑换比率:1欧元兑换1.955德国马克、1欧元兑换2.203荷兰盾、1欧元兑换6.559法国法郎、1欧元兑换1936.27意大利里拉、1欧元兑换166.386西班牙比塞塔。
参考文献
[1]曹永福.我国贸易弹性的模型实证研究[J].国际贸易问题，2005，(10).
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[8]Breitung， J.， 2005， A parametric approach to the estimation of Cointegration vectors in panel data[J]. Econometric Reviews， 24(2)， 151-173.
第9篇：收入证明模板范文
关键词：建筑工程；模板工程；施工技术要点
1引言
混凝土作为一种建筑材料，被广泛的推广、运用，而进行混凝土施工时，为了进行混凝土的成型则需要用到模板，可以说模板工程是现代建筑混凝土结构形成的基础。为了保证所成型的混凝土具备严密的规格，从而使建筑结构达到质量标准，对于模板的要求可以说非常严格。模板的主要构成及其支架结构必须保证足够的强度、刚度标准，同时要保持一定的稳定性，因为混凝土的重量是非常大的，模板要足够支撑住所浇筑混凝土的重量，保证混凝土构件尺寸的严密性，这就需要模板在混凝土给予其的侧压力的作用下，能够保证不变形，模板各部分之间无裂缝、无空隙，相互位置严密准确，模板内表面光滑平整，此外还要保证混凝土成型后模板便于拆迁，使得混凝土成型过程准确、施工简便。可是，模板坍塌安全事故频繁发生，造成重大的人员伤亡与经济损失。模板施工在施工设计方案、配制模板及施工过程中存在着不少的问题，严重影响模板施工的安全与操作。
2建筑工程模板工程施工中存在的问题
2.1模板编制方案与配制存在问题
在建筑工程中模板编制方案与配制施工技术存在很大的缺陷。在模板工程施工过程中，模板编制方案对模板施工没有提供详细的施工数据说明与技术建议，对模板工程中的施工人员、施工材料、施工技术及施工机器设备等分配部署不合理。模板施工小组的领导安全意识薄弱，模板施工存在安全威胁，这主要是在没有安全保障条件下，无图纸方案而进行的赶工施工。另外，模板在配制过程中出现不少的差错。模板配制出现问题会严重加大模板配制的误差，从而影响施工模板的质量。模板配制人员不按照设计图纸方案进行配制，而是依靠自己的配制经验估摸配制模板，使模板达不到设计施工的要求，浪费施工材料。有的模板配制没有考虑到环境因素直接照搬设计图纸，这样配制好的模板是不稳定的，在建筑工程中适用这种模板进行施工的话容易出现安全事故。
2.2模板工程施工技术不完善
模板施工技术不完善，特别是施工要求，模板工程在施工过程中没有完善过硬的施工技术要求、技术规范与安全操作规范。施工技术在模板所用的混泥土、模板强度等方面存在问题。建筑模板工程施工单位为了控制施工成本使用不达标的混泥土进行模板配制，从而引发混凝土结构等问题。有的建筑模板施工单位在赶工期时制作的模板还没有达到标准的抗压强度，就已被使用在模板施工中，这埋下了很大的安全隐患。模板施工技术中的缝隙连接工作不完善，导致模板不稳定，从而不利于模板施工建设的正常收工。模板施工的操作人员的安全操作意识不强，并且不按照模板技术施工规范操作施工，施工操作人员中以农民工居多，并且他们操作随意，不按照设计要求施工，没有操作技术上岗证，模板搭架、支撑、安装等过程存在安全隐患，影响了模板施工安全。
2.3模板部件施工处理技术比较薄弱
模板施工验收工作不到位模板工程施工比较复杂，并且运行离不开模板每个部件的配合，模板部件存在问题的话会严重影响模板的安全，特别是模板部件存在规格问题。模板中模板部件较多，并且模板施工建设中模板部件存在缝隙及螺纹等问题。模板部件细节处理不好会严重威胁模板的完全。模板缝隙连接施工技术比较薄弱，连接缝隙较大，螺丝方面处理不到位，影响模板运行。模板建设施工验收工作不完善，主要是模板施工搭设、安装、运行及拆除方面的验收。模板施工是否安全建设完成，受施工人员、施工材料、施工环节等的综合影响。模板施工中模板施工人员的操作施工技术达不到要求，施工经验不足，安全事故意识不强，存在个人导致的施工失误，如没有拧紧扣件螺栓，搭错杆件等。模板配制中混凝土不符合标准，抗压强度不够，支架模板的钢管强度不足等，从而发生模板坍塌事故。模板施工小组领导不重视，安全检查工作形式化，没有考虑环境因素对模板的影响，使模板的稳定性降低。
3建筑工程模板工程中施工技术要点
3.1设计合理的模板编制方案，加强模板配制技术
模板编制方案要合理，充分考虑环境因素，并且符合国家行业标准规定，可操作性强。模板编制方案提供详细的施工技术数据说明，合理分配施工人员、施工器具及材料等，做好模板风险分析及审查工作，特别审查模板支架的施工图及节点详图。根据模板设计图来配制模板，考虑施工环境，保障模板混凝土的结构及模板构件的大小尺寸及位置，保证模板的抗压强度与稳定性，保证模板易于混泥土浇筑、拆卸，加密连接模板缝隙，加强模板配制施工技术，使模板配制成功，从而实现模板施工安全。配制模板要细心谨慎，严格遵守安全施工规范及行业规范，基于施工环境完成模板的特别配制。
3.2提高模板施工要求，完善模板施工技术
提高模板施工要求，有利于模板施工的安全，从而保证模板的质量安全。提高模板施工的安全施工技术，完善模板施工技术规范与安全规范。为了防止发生模板安全事故，加强对模板施工安全防范措施，提高施工人员的安全防范意识与安全操作意识。施工操作人员在进入施工场所后佩戴安全帽，做好安全防护措施，正确安全地使用安全操作设备，并且要求操作人员持证上岗，严格处理违背安全操作规范的行为。为了防止发生模板坍塌事故，加强对模板施工材料的审核与检验，还要加强对模板支撑钢管的挑选与检查，模板支架时要注意模板支架的顺序，先放置加垫板，搭设梁部立杆，保持立杆间距，设置剪刀撑，扣紧模板部件，清理、脱刷、拼装模板。加强模板部件的质量、规格检验，保证模板部件抗压性能，提高模板部件的施工缝隙连接技术，仔细处理施工缝隙连接，保证模板质量。
3.3加强模板施工验收工作
在模板施工建设完成后，做好模板施工验收工作。模板施工过程的验收工作非常重要，检查模板混泥土结构与支架模板的钢管材料、刚强度，检查模板螺栓拧紧工作等。模板验收工作能够很好地保证模板质量安全，及时发现模板施工中的问题，从而进行补救。
4总结
总之，模板施工技术是一项十分重要的工作，必须要严格按照图纸及相关规定进行施工，因为，模板工程的施工技术直接影响着模板施工安全，我们只有不断地，提升施工人员的安全操作意识，加强提高模板施工技术，完善模板编制方案设计，完善模板施工要求规范，加强模板施工检查验收工作，从而保证模板施工安全与质量。
参考文献：
