收入证明模板范例，收入证明模板

收入证明模板范例篇1

　　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：

　　--------------------------------------------------------------------------------

　　员工工作及收入证明

　　________________：

　　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。

收入证明模板范例篇2

　　关键词：金融发展；居民收入；协整检验；面板数据模型；江苏省

　　中图分类号：F830 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）25-0079-04

　　金融是现代经济的核心，解决区域经济发展、居民收入增长等问题离不开金融的支持。中国“十二五”规划中提出要加快多层次金融体系建设，要以科学发展观为指引，以经济发展方式转变为目标。目的就是为了进一步发挥金融对经济增长的支持力度。自改革开放以来，江苏省苏南、苏中和苏北三大区域的金融发展对居民收入增长的影响一直都是备受关注的。由于江苏三大区域的经济发展本身就存在较大的差异性，三大区域的金融发展对其居民收入增长的影响区别性较大，因此从面板数据的角度对江苏省苏南、苏中、苏北三大区域的金融发展与居民收入的关系进行分析，探究其区域差别，希望能够为江苏省加大金融发展力度、增加居民收入提供有益的帮助。

　　一、文献综述

　　对于金融发展与居民收入增长之间的关系，国内外对此所做的研究都已不在少数。其中，基于农村层面的对金融发展与居民收入增长的关系所做的研究是较多的，如王少平、欧阳志刚（2007），谭永生（2012），尽管这些研究并没有得到一致的结论，但都得出了农村金融发展确实对农民收入具有重要影响的结论。还有非常值得关注的角度即中国典型的“二元结构特征”。还有从宏观的角度研究中国金融发展与居民收入的关系的，如李晓羽（2006）。笔者发现，国内现有的研究大部分都是基于全国层面，即基于整体层面来研究分析金融发展与居民收入之间的相关关系的，而基于区域层面的研究分析较少，即不同区域之间的平衡性差异等作为研究因素的较少。从方法论的角度看，大都是用协整方法、格兰杰因果关系等来研究金融发展与居民收入增加之间的关系，相关研究并不能体现出区域的差别性对金融发展与居民收入的影响。鉴于此，本研究首先将江苏省分成苏南、苏中、苏北三个大区域，然后采用面板数据的研究方法，对这三大区域的金融发展与居民收入之间的关系进行了全面又相互的分析与比较，希望能得到更符合各区域实情的研究结论。

　　二、面板数据模型简介

　　面板数据，即Panel Data，也叫“平行数据”，是指在时间序列上取多个截面，在这些截面上同时选取样本观测值所构成的样本数据。

　　其有时间序列和截面两个维度，当这类数据按两个维度排列时，是排在一个平面上，与只有一个维度的数据排在一条线上有着明显的不同，整个表格像是一个面板，所以把panel data译作“面板数据”。但是，如果从其内在含义上讲，把panel data译为“时间序列—截面数据”更能揭示这类数据的本质上的特点。

　　面板数据分析方法是一种比较新的统计方法。它是最近几十年才发展起来的。面板数据比其他一般数据具有很多方面的优势，如，时间序列分析容易受多重共线性的影响，而面板数据可以较好地克服；面板数据较一般数据提供的信息、变化更多；另外，面板数据还具有更高的自由度和估计效率等。

　　（一）面板单位根检验方法

　　面板数据的单位根检验是当前最前沿的领域之一。面板数据单位根的检验方法与其他时间序列数据单位根检验的方法不同。面板数据的单位根根据限制的不同可以分为两类，即假设面板数据中各截面序列具有相同的单位根过程和具有不同单位根过程。

　　面板单位根检验方法中通常使用的有五种检验方法，其中检验含有相同单位根的检验方法有：LLC检验、Breitung检验、Hadri检验；检验含有不同单位根的检验方法有：IPS检验和Fisher检验

　　（二）面板数据协整关系

　　协整关系，是一种存在于经济变量之间的长期均衡（静态）关系。协整关系的存在，从经济意义的角度说，表现为系统内某一变量的变化影响到其他变量的变化，其具体表现为协整系统短时间内受到一次冲击偏离均衡位置后能在长期内自动恢复到均衡位置。

　　面板数据的协整检验的方法主要有两种，即Pedroni （1999，2004）和Kao （1999）提出的Pedroni检验和Kao检验，这两种检验方法的原假设均为不存在协整关系。

　　虽然这两种协整关系检验方法都是从Engle-Granger检验发展来的，但Kao检验在第一阶段回归中假定截面间有具体的截取和同质性系数。在Kao（1999）的双变量案例中，将模型写为：yit=αi+βxit+eit，其中：yit=yi，t-1+uit，xit=xi，t-1+εit，t=1，…T；i=1，…，N。

　　（三）固定效应模型

　　在面板数据散点图中，如果对于不同的截面或不同的时间序列，模型的截距是不同的，则可以采用在模型中加虚拟变量的方法估计回归参数，称此种模型为固定效应模型。

　　固定效应模型分为三种类型，即个体固定效应模型、时刻固定效应模型和时刻个体固定效应模型。其中时刻个体固定效应模型对本研究采用的数据所进行的分析拟合度较高，而且其不仅能体现出个体的独立变化，还更能体现出数据的时间效应。

　　时刻个体固定效应模型就是对于不同的截面（时刻点）、不同的时间序列（个体）都有不同截距的模型。其模型表示如下：

　　yit = β1 xit +α1+α2D2 +…+αTDT +γ1W1+γ2W2 +…+γN WN+εit，i=1，2，…，N，t = 1，2，…，T

　　其中虚拟变量

　　Dt =1，如果属于第t个截面，t=2，。。。，T。

　　0， 其他 （注意不是从1开始）

　　Wi =1，如果属于第i个截面，t=1，2，。。。，N。

　　0， 其他 （注意是从1开始）

　　εit，i = 1，2，…，N；t = 1，2，…，T，表示随机误差项。yit，xit，（i = 1，2，…，N；t = 1，2，…，T）分别表示被解释变量和解释变量。

　　三、实证分析

　　（一）变量的选取与数据的来源

　　江苏省三大区域金融发展水平的提高并不仅仅是指金融发展规模的扩大和金融效率的提高，我们在研究的过程中，要考虑的也不仅仅是它的规模性，还要考虑的包括其效率性以及度量性，需要综合考虑其契合度及代表性等等。本研究涉及的变量及样本数据主要包括人均居民存、贷款余额和人均居民收入。

　　对此，本研究选取了江苏统计年鉴上2002—2011年江苏省三大区域的各人均居民存、贷款余额以及人均居民收入三个变量进行实证分析。

　　（二）数据的处理与模型的选定

　　对原始数据进行分类处理，为了使时间序列更为平稳，本文将所有的变量取对数以消除可能存在的异方差。本研究观测的是金融发展对居民收入增长的影响，即本文探讨的是人均居民存、贷款对人均居民收入的影响，并且各指标选取的数据均是面板数据，因此选择运用面板数据模型进行分析。

　　（三）使用模型进行面板数据分析

　　1.面板数据的单位根检验

　　面板模型进行回归之前要进行单位根检验，这是避免出现伪回归的前提条件。面板模型的几种检验方法各有优劣，经过试验后本文决定采用LLC检验、IPS检验、ADF- Fisher检验以及PP- Fisher检验这四种单位根检验方法。

　　根据上文所述的检验方法，首先对江苏省三大区域2002—2011年的人均居民收入（rjjmsr）与人均居民存款余额（rjckye）以及人均居民贷款余额（rjdkye）的数据进行水平值单位根检验，发现四个方法的P值几乎都大于0.05，说明检验未通过，结果（见表1）。接着对数据进行一阶差分单位根检验，发现三个指标在四个方法中P值有一半都超过了0.05，说明检验未显著通过，结果（见表1）。继续对数据进行二阶差分然后进行单位根检验，发现二阶差分后三个指标的四个方法的检验值几乎都小于0.05，表示检验通过，结果（见表1）。从该表中可以看出，三个变量的二阶差分值中四大检验方法中大部分P值均小于0.05，说明检验通过，各组数据均存在单位根。综合以上分析可知，变量 rjjmsr、rjckye、rjdkye为二阶单整过程。说明这三组数据均没有出现伪回归现象，数据取对数后平稳性强。

　　2.协整关系分析

　　在以上面板单位根检验通过的基础上，本研究进一步对这三个变量之间的关系进行协整关系检验。对江苏省三大区域2002—2011年的人均居民存、贷款以及人均居民收入的面板数据进行Kao检验，得到结果（见表2）。从该表中可以

　　表2 三大指标协整关系检验结果

　　看出，Kao检验的P值小于0.05，说明检验通过。综合以上分析可知，变量RJCKYE（人均居民存款余额）和RJDKYE9（人均居民贷款余额）与RJJMSR（人均居民收入）均具有长期均衡（静态）关系。

　　3.固定效应模型

　　为进一步分析苏南、苏中和苏北三大区域人均居民存、贷款对人均居民收入的影响，同时也为了确保回归结果的稳健性，此处直接采用时刻个体固定效应模型进行估计。

　　根据上文介绍的检验方法，本研究采用Eviews软件对江苏省三大区域2002—2011年的人均居民存、贷款与人均居民收入的面板数据进行时刻个体固定效应模型运行，得到结果（见表3）。从该表中可以看出，P值检验都合格，即无论在苏

　　表3 指标时刻个体固定效应模型运行结果

　　南、苏中还是苏北，人均居民存贷款对当地人均居民收入的效应在统计上均显著为合格。但其中人均存款余额的系数为负，说明人均存款余额对人均居民收入有一定的负向影响，而人均贷款余额的系数为正，说明人均贷款余额对人均居民收入有一定的正向影响。

　　其中，苏南、苏中、苏北三大区域得到的各系数（见表4）。

　　表4 三大区域模型运行所得区域系数

　　根据该表中的系数我们可以看出，苏南地区的系数为正的0.4219，说明苏南地区的人均居民存、贷款对人均居民收入的正向影响较大，苏南地区的经济本身就较为发达，存、贷款中贷款的影响所占比重更大，说明大部分居民都已较懂得运用资金的时间价值，能够较好地运用贷款进行投资活动，增加自己的收入。苏中地区的系数为正的0.0182，说明苏中地区的人均居民存、贷款对人均居民收入的正向影响较小，苏中地区的经济没有苏南地区发达，但较苏北地区而言又较发达，因此存、贷款对苏中地区的影响还是正向的，但苏中地区的居民在利用资金的时间价值的意识上还较为薄弱，因此存款还是相对较多，而贷款的利用率也较低。而对于苏北地区来说，系数为-0.4402，说明苏北地区的人均居民存、贷款对于当地人均居民收入来说有着较大的反向影响，苏北地区本身经济发展水平就较为落后，存款增加资金的利用率就更低，贷款数目也相应减少，在资金的利用率上也就明显落后于苏南、苏中地区，居民投资意识上也有所欠缺，因此人均居民收入的增加就较为缓慢。

　　其中各时间段三大区域变量的系数结果（见表5）。

　　表5 三大区域模型运行所得时刻系数

　　从该表中可以看出，无论苏南、苏中还是苏北，人均居民存贷款对当地人均居民收入的系数是随着时间由负变为正的，由于资金的时间价值等，这类影响力度也越来越大，也就是说，人均居民存、贷款随着时间的变化而增多的确能够大大促进该地区人均居民收入增长，即金融发展的确能够促进当地居民收入增长。

　　本文以江苏省三大区域（苏南、苏中、苏北）金融发展以及居民收入的代表指标的面板数据为基础，对影响三大区域居民收入增长的金融发展这个因素作量化分析，从所得结果中分析各地区金融发展对当地居民收入增长的影响作用。

　　首先，根据实证分析发现，对于苏南与苏中来说居民存、贷款对该地区地区生产总值的产生一定的正向影响；而对于苏北来说，却有一定的负向影响。在经济越发达的地区，地区金融发展的居民存贷款越多，灵活运用资金率（如资金投资率、投资回报率等）也就相应上升，更利于当地居民收入的增加。而苏北地区却相反，经济发展本身就比较落后，人均居民存、贷款增加反而对当地居民收入增长起到了明显的削弱作用，说明要提高经济欠发达地区的经济水平，还是需要居民将个人存贷款灵活运用起来，这样才对当地经济的发展有促进作用。这在一定程度上能够说明，苏南、苏中、苏北这三大区域的金融发展与居民收入增长水平之间确实存在着某种联系。

　　其次，无论苏南、苏中还是苏北，人均居民存贷款对当地人均居民收入的系数是随着时间由负变为正的，由于资金的时间价值等，这类影响力度也越来越大，也就是说，人均居民存、贷款随着时间的变化而增多的确能够促进该地区整个人均居民收入增长，即金融发展能促进当地居民收入增长。

　　最后，本文的实证结果表明，在经济发达的苏南地区与经济较为发达的苏中地区，居民存贷款数目增大对当地地区人均居民收入都有正向的促进作用；相反，对于经济欠发达地区，居民存贷款数目的增大表明当地地区生产总值以及人均地区生产总值反而能起到削弱作用。这与我们的常识以及多年来各经济学家研究的成果是较为一致的。

　　[1] 赵永红。金融发展对农民收入增长影响的实证研究[J]。江苏农业科学，2011，（4）：514-516.

　　[2] 靳贞来。城乡居民收入差距变动及其影响因素的实证研究——以安徽省为例[D]。南京：南京农业大学，2006：6.

　　[3] 王丽爱。中国金融发展与城乡居民收入差距关系的实证研究[D]。南京：南京农业大学，2008：6.

　　[4] 杨俊，李晓羽，张宗益。中国金融发展水平与居民收入分配的实证分析[J]。经济科学，2006，（2）：23-33.

收入证明模板范例篇3

　　根据市人才分类认定协调小组对经营管理类人才“年工资性收入”的界定，该申请人上年度（或最近连续12个月）在我公司税前工资性收入（扣除单位缴纳的“五险一金”后）为人民币 元，并依法缴纳个人所得税。

　　本公司及经办人郑重承诺，以上证明情况属实，愿意接受相关部门核查，如有不实愿意纳入诚信记录并承担相应责任。

　　经办人（签名）：

收入证明模板范例篇4

　　总经理收入证明模板【1】兹证明____身份证号( )为本公司职员，在本公司____岗位工作，并已经在本公司任职____年____月，年收入为______元；此证明只作为员工申办信用卡专用，不做其他用途。特此证明。

　　附注：单位全称：公司

　　电话总机：

　　地址：

　　公司签章：

　　年 月 日

　　总经理收入证明模板【2】致xx银行：

　　兹证明 xxx 先生是我单位职工。

　　职务为 xxxx

　　工作性质为 (正式制)。

　　身份证号码为：xxxxxxxxxxx

　　其平均月收入为人民币(大写)xxxxxxxxx(￥xxxxxxxx元)

　　年收入为人民币xxxxxxxx(￥xxxxxx元)

　　填表人签字： 证明单位(盖公章)

　　日期： 年 月 日

　　单位联系电话： xxxxxx

　　单位名称：xxxxxxx

收入证明模板范例篇5

　　关键词：创业板 流动性 收益率 影响

　　一、引言

　　流动性是衡量市场运行质量的重要指标之一，本文以我国创业板市场为研究对象，对创业板市场股票流动性对收益率的影响进行实证研究。研究的内容主要有：1、我国创业板股票流动性的变动对收益率是否有影响，即创业板市场是否存在流动性溢价现象？2、如果流动性溢价现象存在，那么股票流动性对收益率的影响有多大？

　　二、变量的定义和样本的选取

　　流动性一词最早出现于凯恩斯1936年发表的《就业、利息和货币通论》中，他对流动性做的定义为：如果一种资产能比另一种资产用更小的成本进行买入或卖出交易，那么这种资产就具有流动性。股票所具有的一个最基本的特征是收益性，它是股票可以为持有人带来收益的特性。股票收益性的高低由收益率决定，股票的收益率是指投资者投资于股票所获得的收益总额与原始投资额的比率。资产流动性的高低是否影响资产的价格一直是资本市场理论研究的热点问题，也是投资者决策的重要理论依据之一。一个流动性好的市场能够增强市场参与者的信心，并且能够抵御外部冲击的影响，从而降低系统风险。市场流动性的增加不仅能保证金融市场的正常运行，也会促进资源的有效配置和经济增长。创业板市场的企业具有科技含量高、盈利能力强、收入增长快的特点。它在开拓中小企业的融资渠道、规范中小企业的经营运作和促进高新技术企业发展等方面发挥了重要作用。因此，提高创业板的市场股票流动性对我国金融市场具有重要的意义。

　　本文的被解释变量是收益率，公式为（Pt为t日股票的收盘价）。解释变量为换手率是成交量股数除以总流通股数。控制变量有公司规模=Ln（R*Tt），流通股比=T1/Tt，净资产收益率=净资产/总资产，其中R为公司税后利润，E为净资产，T1为流通股数量，Tt为总股本。

　　由于创业板设立的时间较短，为保证样本数据的完整性和分析结果的准确性，本文选择2010年12月31日之前在创业板上市的股票，保证了所选股票至少有两年的交易记录。样本中剔除了交易数据缺失超过一个月的17只股票，样本期间为2009年11月2日至2012年10月31日，除去周末和节假日共计739个交易日。数据的描述统计和回归分析均采用eviews分析软件。数据来源于国泰安数据库和新浪财经网。

　　三、回归分析

　　（一）模型的假设

　　本文拟建立的模型是：

　　1、股票收益率与流动性因素的单因素回归模型：

　　（3-1）

　　2、股票收益率与流动性因素及其他控制变量因素的多因素回归模型：

　　（3-2）

　　其中，为股票i在t+1天的收益率，为截距，为待估参数，为股票i在t日的流动性因素，等为控制变量，为随机误差项。

　　（二）模型的平稳性检验

　　在对模型的形式进行估计时，设定正确的模型形式是保证估计结果准确的关键。这需要在回归分析之前进行模型的平稳性检验。本文采用三种形式的平稳性检验法：Levin， Lin & Chu t，ADF - Fisher Chi-square和Im， Pesaran and Shin W-stat。单位根检验结果显示，在这三种检验下各个变量的估计值均不为零而P值均为0，因此拒绝原假设，变量不存在单位根，模型是平稳的。

　　（三）模型的估计结果

　　通过对模型检验统计量的计算发现，在5%的检验水平下，模型3-1的F1为9.72，F2为14.72，而临界值F1、F2分别为1.12和1.15，F检验统计量明显大于临界值，因此本文应建立变系数回归模型。

　　对模型的分析采用广义最小二乘法以减少异方差的影响。回归结果显示，模型3-1和3-2中ARS的系数分别为-0.040904和-0.044511.模型3-2中SIZE的系数为0.012962，T的系数为-0.01589，ROE的系数为0.00303.两个模型的R2虽然较低均不足0.5，但是模型的F值分别为203.757和106.403，表明两个模型都通过了F检验说明模型的整体拟合优度很高，D。W检验值接近2，说明残差无序列相关，因此模型的效果很好。

　　四、实证结果分析

　　（一）换手率系数的估计值的均值为负，且统计上显著，这表明股票收益率是换手率的减函数，换手率每提高1个百分点，每日的收益率平均下降约为0.040904个百分点。在加入其它解释变量后的模型3-2中，换手率系数的估计值的均值也为负，且统计上显著。所以，换手率是影响股票收益率的主要因素，换手率与收益率成反比比，我国创业板市场存在流动性溢价现象。

　　（二）模型3-2中公司规模的系数均值为正，说明创业板市场上的大企业的收益率比小企业要高，这与主板市场上存在的规模效应不同，可能的原因是创业板市场中的大企业在资产总额、人员数量和产品生产能力等方面都要比主板市场中的大企业小，而这些企业均是新兴企业，其投资风险较大。但是与这些公司规模相对较大的企业相比，创业板中公司规模相对较小的企业的投资风险更大，因此会使得投资者更青睐于创业板中的大企业。

　　流通股比系数的均值为负，且统计上显著。流通股比反映的是流通股占总股本的比重，在总股本数量相同的情况下，流通股比较高的股票在市场中的流通股的数量就较大，根据供求理论，在股票的供给大于需求的情况下就会出现收益率下降的情况。

　　净资产收益率系数的均值为正，且统计上显著，表明净资产收益率的提高能够提高股票的收益率。这是因为净资产收益率是衡量公司盈利能力的重要指标，该指标越高，说明公司利用自有资本投资所带来的回报越高，这样的公司具有较好的发展前景，因此投资者购买这类公司的股票能够获得较高的收益。

　　（三）通过对两模型对比发现，在加入其它解释变量之后，换手率与收益率的R2明显提高，说明影响收益率的因素除了流动性以外还有公司规模、流通股比和净资产收益率。

　　参考文献：

　　[1]单树峰。流动性成本与股票定价――中国股票市场实证研究[J]。当代财经， 2004（02）

　　[2]王春峰，韩冬，蒋祥林。流动性与股票回报：基于上海股市的实证研究[J]。 经济管理，2002

　　[3]黄琳，缪超。浅谈我国创业板市场的发展[J]。商业文化（上半月）， 2011（05）

　　[4]陈瀚，邓攀。证券市场流动性的测度方法研究[J]。中国证券期货， 2011（07）

　　[5]李一红，吴世农。中国股市流动性溢价的实证研究[J]。管理评论，2003（15）：34-42

　　[6]佟孟华， 刘丽巍， 蔡玲玲。流动性对股票价格波动影响的实证分析[J]。当代经济研究， 2009（12）