朱新宇　鄭喜喜　徐瑋

【摘要】本文選取了呼和浩特1990-2012年的數(shù)據(jù)進行了分析，通過建立計量模型，進行檢驗和修正，并最終確定呼和浩特財政收入受第一產業(yè)生產總值、第二產業(yè)生產總值、第三產業(yè)生產總值、固定資產投資額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等的影響。

【關鍵詞】財政收入 生產總值 固定資產投資 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

一、引言

財政收入，作為財政分配的一個方面，它是國家通過一定的形式和渠道集中起來的貨幣資金并實現(xiàn)國家職能的財力保證。包括稅收收入、社會保險基金收入、非稅收收入、債務收入、轉移性收入等，財政收入水平高低是反映一國經濟實力的重要標志。一個地區(qū)的財政收入水平受諸如產業(yè)結構、固定資產投資、居民消費價格指數(shù)等很多因素的影響。2012年呼和浩特市地方財政總預算收入331億元，比去年增加46億元，增長幅度達16%，2013年呼和浩特財政收入將再創(chuàng)新高。為了保證呼和浩特市財政收入能夠平穩(wěn)增長，有必要分析影響呼和浩特市財政收入的因素，找出影響呼和浩特財政收入的主要原因。

二、財政收入的影響因素

通過大量閱讀文獻資料，可以看出影響財政收入的因素很多，但是哪些才是影響財政收入最根本最關鍵的因素值得我們思考。我國很多學者通過建立模型對財政收入的影響因素作了分析，根據(jù)以前的研究成果，可以看出影響財政收入的主要因素有：

（一）經濟發(fā)展水平和生產技術水平

一個國家的社會產品的豐富程度和經濟效益好，說明這個國家經濟發(fā)展水平高，而經濟發(fā)展水平高，社會產品豐富及國民生產總值就多，一般而言，該國的財政收入總額較大，占國民生產總值的比重也較高。經濟發(fā)展水平對財政收入規(guī)模起著基礎性的約束作用。而生產技術水平表示在生產過程中采用先進技術的程度，生產技術水平是制約財政收入規(guī)模的重要因素，內含于經濟發(fā)展水平之中。所以在本文中，筆者將生產技術水平與經濟發(fā)展水平統(tǒng)一歸集于影響財政收入的地區(qū)生產總值上，又為了能夠反映經濟結構對財政收入的影響程度，本文將地區(qū)生產總值分為第一產業(yè)、第二產業(yè)以及第三產業(yè)進行分析以得到產業(yè)結構對財政收入的影響程度。

（二）分配政策和分配體制

制約財政收入規(guī)模的另一個重要因素是政府的分配政策和分配體制。經濟決定財政，財政收入規(guī)模的大小，歸根結底受生產發(fā)展水平的制約。經濟發(fā)展水平是分配的客觀條件，而在客觀條件既定的條件下，還存在通過分配進行調節(jié)的可能性。所以在不同的國家（即使經濟發(fā)展水平是相同的）和一個國家的不同時期，財政收入規(guī)模也是不同的。

（三）價格因素

價格總水平的變動往往和產品比價的比價同時發(fā)生，而產品比價關系變動將以另外一種形式影響財政收入，一是產品比價變動會引起貨幣在企業(yè)，部門和個人等經濟主體之間的轉移，形成國民收入的再分配，而是財政收入在企業(yè)部門個人之間的分布成非均衡狀態(tài)，或者說，各經濟主體上交財政的稅利比例是不同的，這樣，產品比價變化導致財源分布結構改變時，相關企業(yè)，部門和個人上繳的稅收就會有增有減，而增減的綜合結果最終影響財政收入規(guī)模。

三、模型建立與計量檢驗

本文把第一產業(yè)生產總值、第二產業(yè)生產總值、第三產業(yè)生產總值、固定資產投資額、居民消費指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為變量進行研究是基于閱讀大量文獻并結合呼和浩特實際情況選取的。本文所用的數(shù)據(jù)取自《呼和浩特統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間是1990～2012年。文章假設：第一產業(yè)生產總值、第二產業(yè)生產總值、第三產業(yè)生產總值、固定資產投資額、居民消費指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入六個經濟指標對呼和浩特市財政收入不存在影響（H0：βj=0（j=1、2、3、4、5、6））。

為了探討呼和浩特財政收入的影響因素，通過分析數(shù)據(jù)建立如下模型：

lnY=C+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+μ

Y—財政收入

—地區(qū)生產總值中第一產業(yè)總值

—地區(qū)生產總值中第二產業(yè)總值

—地區(qū)生產總值中第三產業(yè)總值

—固定資產投資

—居民消費價格指數(shù)

—城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

μ—隨機擾動項

β1、β2、β3、β4、β5、β6表示待定系數(shù)

利用stata8.0軟件，用OLS法回歸可得如下結果：

（一）經濟檢驗

從上述回歸結果可以得知：在假定其他變量不變的情況下，呼和浩特市第一產業(yè)生產總值、第二產業(yè)生產總值、第三產業(yè)生產總值、固定資產投資額、居民消費指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的相應變動對呼和浩特市財政收入的影響具有初步的經濟意義，同時可知其模型分析與經驗判斷相一致。

（二）統(tǒng)計檢驗

1.擬合優(yōu)度檢驗。從回歸結果中我們可以得出，擬合優(yōu)度=0.9974，修正擬合優(yōu)度=0.9964，表明解釋變量對被解釋變量的解釋是基本符合經濟事實的，解釋變量能夠很好地解釋被解釋變量。

2.方程的顯著性檢驗（F檢驗）。針對上文假設H0：βj=0（j=1、2、3、4、5、6）給定顯著性水平α=0.05，自由度為5并查表得到F臨界值。

由于本文模型中F=1011.04大于臨界值，應拒絕原假設H0：βj=0（j=1、2、3、4、5、6），說明該回歸方程顯著，即呼和浩特市第一產業(yè)生產總值、第二產業(yè)生產總值、第三產業(yè)生產總值、固定資產投資額、居民消費指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等變量聯(lián)合起來對被解釋變量呼和浩特財政收入有顯著影響。

3.變量的顯著性檢驗（t檢驗）。由表中數(shù)據(jù)可得對應t統(tǒng)計量分別-2.83、1.21、4.40、-3.02、-0.72、1.75，其中的t統(tǒng)計量絕對值大于臨界值的都應當拒絕原假設，t統(tǒng)計量絕對值小于臨界值的應該接受原假設，也就是說第一產業(yè)生產總值、第二產業(yè)生產總值、第三產業(yè)生產總值、固定資產投資額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入分別對被解釋變量呼和浩特財政收入有顯著的影響，而居民消費價格指數(shù)對被解釋變量淮南財政收入沒有顯著的影響。

（三）多重共線檢驗

由回歸結果我們可以看出，的值很高，但有變量X5在統(tǒng)計上是非顯著的，模型存在多重共線性，下面我們根據(jù)求各解釋變量的相關系數(shù)對模型進行多重共線性檢驗：

從相關性分析可知，模型中存在嚴重的共線性問題，但兩兩相關可能是存在多重共線性的充分但非必要條件。為了進一步分析是否存在多重共線性，下面將每個X變量都對其余X變量進行回歸，即輔助回歸：

應用克萊因的經驗法則，我們看到X5的值低于總體值，再次表明模型存在共線性。由于X5變量（居民消費價格指數(shù)）對被解釋變量呼和浩特市財政收入沒有顯著的影響，存在多重共線性。因此去掉這一變量，重新回歸分析得到：

lnY=C+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β6lnX6+μ

從新模型的整體效果來看，F(xiàn)值和t值都非常顯著，而且各個變量的t統(tǒng)計值也表明各個變量對呼和浩特市財政收入都有顯著影響，因此模型可修正為：

（四）異方差檢驗

對新模型（2）運用懷特檢驗法進行異方差檢驗，得到檢驗結果chi<2>=22.03，查表可知在0.05的顯著水平下n=22.94>chi<2>（22）=22.03，說明新模型不存在異方差。

（五）自相關檢驗

對模型進行D-W檢驗，由于計量樣本容量為23，在有，五個解釋變量的條件下，給定顯著性水平為0.05，查DW統(tǒng)計表可知，dl=0.698，du=1.673。

因為此模型DW值為1.776593，即du=1.673

（六）結果分析

從模型可以看出，在財政收入的總變差中，有99.7%是可由第一產業(yè)生產總值（X1）、第二產業(yè)生產總值（X2）、第三產業(yè)生產總值（X3）、固定資產投資額（X4）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X6）共同做出解釋的，剩下的不可解釋的0.3%是受這三個因素外的其他因素所影響，而在這5個因素中，由彈性系數(shù)（偏回歸系數(shù)，分別為0.32，0.3，0.77，0.33，0.67）知，財政收入受第三產業(yè)及城鎮(zhèn)居民可支配收入因素影響最大，因此回歸方程具有經濟意義。

一是由第一產業(yè)生產總值的彈性系數(shù)-0.32可以看出，第一產業(yè)生產總值每增加一單位，財政收入相應地減少0.32單位，這是由于在我國第一產業(yè)一般包括種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)在內的農業(yè)，而我國從2006年開始全面開始免征農業(yè)稅，并且經常性的給予農業(yè)補貼保障農民的生活水平，縮小貧富差距，所以第一產業(yè)與財政收入是此消彼長，呈現(xiàn)負相關性，符合經濟學意義。

二是對于第二、第三產業(yè)對財政收入的影響因素，通過模型可以看出二者與財政收入之間是同向變動的，并且第三產業(yè)的帶動作用明顯大于第二產業(yè)，即第三產業(yè)生產總值每增加一個單位，使得呼和浩特市財政收入增加0.77單位，同時，也可以間接得出第二、第三產業(yè)對第一產業(yè)也有一定得支持促進作用。

三是而固定資產的投資作為拉動經濟增長的三駕馬車之一，在不斷優(yōu)化經濟產業(yè)結構、改善生產布局、促進經濟發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。從模型中可以得出，固定資產每投資一單位，影響財政收入增加0.33單位，而呼和浩特市全社會固定資產投資主要集中在房地產投資和城市基礎設施改造方面，以投資來完善基礎設施建設，從而拉動經濟增長，進而實現(xiàn)財政收入穩(wěn)步增長。

四是城鎮(zhèn)居民可支配收入是衡量人民生活水平的重要指標，能夠體現(xiàn)一個地區(qū)經濟發(fā)展水平，只有一個地區(qū)經濟發(fā)展水平提高了，財政收入也會隨之上漲，進而居民可支配收入才能提高，模型中也顯示出了城鎮(zhèn)居民可支配收入對財政收入的影響程度僅低于第三產業(yè)生產總值對財政收入的影響，可見提高居民收入在財政收入分配中的比重顯得至關重要。

五是呼和浩特市居民消費價格總指數(shù)對財政收入的影響不顯著，通過多重共線性檢驗剔除了居民消費價格指數(shù)，這并不是說明價格變動不會影響財政收入，而是因為雖然隨著價格總水平的上升而使得財政收入同比例地增長，但此時的財政收入表現(xiàn)為“虛增”，也就是說實際上財政收入并沒有增長所致，在現(xiàn)實經濟生活中，價格變動對財政收入的影響可能會出現(xiàn)各種不同的情況。

（七）增加財政收入的對策

為了提高財政收入，首先應該提高第三產業(yè)發(fā)展，要采取分類指導和突出重點的原則，以城市和專業(yè)市場為載體，堅持產業(yè)轉換序列的多元化模式，同時也要堅持依靠科技進步大力發(fā)展第三產業(yè)；其次，要加大固定資產投資力度，靠財政收入的提高反刺激固定資產的投資，從而實現(xiàn)投資與財政收入的良性循環(huán)；最后，要以經濟建設為中心，大力發(fā)展生產力，調整國民收入分配格局，提高居民收入在國民收入分配中的比重，提高勞動報酬在初次分配中的比重。加強宏觀調控，充分發(fā)揮稅收等杠桿對收入分配的調節(jié)作用。完善社會保障制度，提高中低收入者的收入水平；拓寬農民增收的渠道，提高農民收入。加強收入分配調節(jié)，防止收入差距過大，提高人民生活水平。同時要積極落實各項招商引資政策，重點支持服務業(yè)發(fā)展，及時落實國家和自治區(qū)各項企業(yè)扶持政策，并加大了政府投資力度，有效拉動了首府經濟平穩(wěn)快速增長。與此同時，呼和浩特市還重點加大了對保障性住房、農村民生工程和農村基礎設施、水利設施、醫(yī)療衛(wèi)生及教育文化基礎設施、重點基礎設施建設的支持力度，促進首府社會經濟和諧穩(wěn)定發(fā)展。

參考文獻

[1]徐曉慧，張瑜.我國地方財政收入影響因素的實證分析[J].經濟視角，2013，（5）.

[2]李保仁.計量經濟學[M].北京：機械工業(yè)出版社，2008.

[3]陳建華.衡陽市財政收入的影響因素研究[J].價值工程，2010.

[4]檀學燕.影響我國稅收收入增長的經濟因素與趨勢預測[J].中央財經大學學報，2008.11.

[5]彭惟.北京市財政收入主要影響因素的計量分析[J].時代金融，2012（8）.

[6]秦義.呼和浩特市統(tǒng)計年鑒[Z]呼和浩特：呼和浩特統(tǒng)計局1990-2012.

作者簡介：朱新宇（1988-），女，內蒙古人，學歷：碩士在讀，現(xiàn)供職于內蒙古農業(yè)大學，研究方向：戰(zhàn)略管理。