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財政收入分析范文第1篇

關鍵詞：財政收入；稅收；國內生產總值；就業人數

中圖分類號：D9

文獻標識碼：A

doi：10.19311/ki.16723198.2016.27.068

1問題的提出

財政收入是一國政府實現政府職能的基本保障，主要有資源配置、收入再分配和宏觀經濟調控三大職能。為了研究影響中國財政收入增長的主要原因，預測中國財政收入未來的增長趨勢，需建立計量經濟學模型。

2文獻回顧

財政政策作為國家宏觀調控手段的一支，對國家經濟的發展起著推動或抑制的作用。對于財政收入影響因素，王小平基于1994-2011年29個省際面板數據的分析在《地方財政收入差異的影響因素及應對策略》中揭示了人均GDP對人均財政收入差異有正向作用。紀躍芝、鄧波、王繼新在《影響財政收入增長的相關因素分析》中，研究了第一產業增加值、第二產業增加值、第三產業增加值以及居民消費對財政收入增長的影響。符合我國當前國情的財政政策到底是什么，是我們所關心并亟待解決的問題。因此，研究分析近年來影響財政收入的因素，對幫助國家做出正確的經濟決策提供了有效的理論基礎。

3數據來源與實證分析方法

3.1變量設置

通過對財政學理論和實際經濟生活的學習和研究，選擇“財政收入”，作為被解釋變量Y；選擇稅收、國內生產總值以及就業人數為模型的解釋變量X1、X2、X3。本文數據以《中國統計年鑒1995-2014》和中國國家統計局網站為數據源，數據均為中國官方給出，來源真實可靠。

3.2模型構建

通過變量的試算篩選，最終確定以下變量建立回歸模型。

被解釋變量：財政收入，解釋變量；X1：稅收；X2：國內生產總值；X3：就業人數。

3.3數據來源

（1）本文數據處理以及分析操作均借助Eviews8.0軟件。

（2）數據來源均來自《中國統計年鑒1995-2014》和中國國家統計局網站。

4實證結果分析

4.1實證分析過程

由表中數據可得模型估計的結果為：

Log（y1）=-3.563884+0.911336log（x11）+0151785log（x21）+0.243140log（x31）

（-1.705620）（21.08214）（3.170006）（1.371209）

R2=0.999964F=149221.4D.W=3.174106

4.2實證分析結果與解釋

要對建立的初始模型進行包括經濟意義檢驗、計量經濟學檢驗的兩級檢驗。

4.2.1經濟意義檢驗

（1）稅收與財政收入的關系是正向，稅收增加1%，財政收入增加0.91%，說明稅收是財政收入的主要來源。

（2）國內生產總值與財政收入的關系是正向的，國內生產總值增加1%，財政收入增肌0.15%，符合經濟現象。

（3）就業人數與財政收入的關系也是正向的，就業人數增加1%，財政收入增加0.24%，符合現實。

4.2.2模型的統計推斷檢驗

（1）T檢驗：在5%的顯著性水平下，自由度n-k-1=16的T統計量的臨界值為t0.025（16）=21199，初始模型中只有X3未通過檢驗，表明模型存在一定偏誤。

（2）F檢驗：方程F檢驗結果F=34910.00，在5%的顯著性水平下，得臨界值為F0.05（3，16）=3.344，結果顯示在95%的置信水平下，模型總體線性關系成立。

（3）R2=0.999964，表明模型擬合較好，中國財政收入變化的99.99%可以由其他3個變量來解釋。

4.2.3模型的計量經濟學檢驗

（1）異方差檢驗――Glejser檢驗。

用eviews作異方差的Glejser檢驗如下：

得出R-squared=0.324705，可看出，nR2=64941，由檢驗知，在=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ2（9）=16.9190，nR2

（2）序列相關檢驗―拉格朗日乘數檢驗。

一階自相關拉格朗日乘數檢驗Included observations：20R-squared=0.431105

一階自相關檢驗：LM=20*0.431105=8.6221，該值大于顯著性水平為5%，自由度為1的χ2分布的臨界值χ20.05（1）=3.84，由此判斷原模型存在1階序列相關性。

二階序列相關拉格朗日乘數檢驗Included observations：20R-squared=0.619692。

進行廣義差分得出新模型：

Log（）=-5.014569+0.945294log（x21）+0432204+0.956029AR（1）

（-0.454220）（5.813107）（0.413244）（26.45672）

R2=0.999432F=8795.158D.W=1.470556

AR（1）前的參數值即為隨機干擾項的1階序列相關系數。在5%的顯著性水平下，DW=1.470556>du=1.4，則經過廣義差分變換后的模型已經不具有序列相關性。

（3）模型設定偏誤檢驗-拉姆齊檢驗。

結論：F=117180.2，在5%的顯著性水平下，得臨界值為F0.05（3，16）=3.344，結果顯示在95%的置信水平下，原假設式無模型設定偏誤。

由此表明，模型具有較好的性質，通過了包括經濟意義檢驗、統計推斷檢驗、計量經濟學檢驗，模型符合現實經濟理論和計量經濟學的相關假設，可以較好的提供經濟信息。

5結論與政策建議

5.1結論

（1）從模型的估計到檢驗，到得出最后的模型，可以看出財政收入主要取決于稅收。X1的系數為財政收入的稅收彈性，即稅收增加1%，財政收入將增加091%，稅收對財政收入的影響是巨大的。

（2）從經濟意義上面分析，財政收入與國內生產總值、就業人數的關系均為正向，有一定關系，且經過計量經濟分析通過了檢驗，符合經濟現象。

5.2政策建議

5.2.1加強稅收管理，保證稅收的穩定增長

稅收作為財政收入的主要來源，是國家實現職能的關鍵保障。稅務部門要加強稅收的監管，避免偷稅，漏稅等犯罪行為的發生，保證稅收作為政府履行公共服務和社會再分配職能的地位。依法征稅，依法治稅，是未來相關部門需要不斷改進的。

5.2.2加強稅費改革，推動稅制改革不斷向前發展

稅收作為國家宏觀調控的重要工具之一，具有自動穩定器的功能，對經濟運行起到調節作用。進行稅費改革，不僅僅要求政府在合理的范圍內完善稅收的各個環節，還要求政府必須以人民的根本利益為出發點，不斷通過稅費來縮小社會貧富差距，促進社會公平發展。

5.2.3積極促進就業，帶動經濟發展

促進就業作為改善民生，促進經濟發展的手段之一，對拉動經濟增長，擴大人民收入進而推動財政收入的提高有著很大的影響。因此積極促進就業，不僅有利于緩和當前略為低迷不振的經濟境況，促進國內生產總值的提高，同樣對未來預期的財政收入增加也有積極影響。

參考文獻

[1]中國國家統計局網站.中國統計年鑒（1995-2014）[Z].

[2]王小平.地方財政收入差異的影響因素及應對策略[J].財政監督，2014，（13）：6365.

[3]紀躍芝，鄧波，王繼新.影響財政收入增長的相關因素分析[J].統計與決策，2009，（19）.

財政收入分析范文第2篇

關鍵詞：財政收入；結構

一、海南省財政收入現狀分析

（一）財政收入規模分析

1、財政收入規?？焖僭鲩L，增速快于GDP增速。自2003年以來，海南財政收入快速增長，海南從建省到財政收入跨入100億元用了20年，而財政收入從100億元到250億元，只用了5年。2003-2007年，海南財政收入由119.67億元增加到280.23億元，增長2.34倍，同期，海南國內生產總值GDP從713.96億元增長到1229.6億元，增長1.72倍。與GDP的增速相比較，財政收入增速明顯加快，2003-2007年，財政收入年均增長18.68%，高于GDP增速6.98個百分點。

2、財政收入占GDP比重逐步上升，且高于全國平均水平。財政收入占GDP比重，一方面反映了政府對經濟和社會發展調控能力的大小，另一方面反映了政府在經濟總量中提取的財政比例是否得當。2003-2007年，海南財政收入占GDP比重總體上保持不斷上升的趨勢，整體而言，海南財政收入占GDP比重既高于全國平均水平，也超出發展中國家一般水平（在16-20%之間）的高位?？梢钥闯?，由于海南經濟增長質量在不斷提高，從2003年以來海南財政收入占GDP比重呈逐步上升趨勢，比重高于全國的這一比重。

3、財政收入隨GDP增長不斷增長，但彈性呈波動下降趨勢。財政收入對地區生產總值的彈性系數是地方財政收入增長速度與地區生產總值增長速度的比率，其經濟含義是分析二者是否同步及協調程度，即GDP每增長1%，財政收入增長的百分點。根據測算，2003-2007年，海南財政收入增速總體上快于GDP增速，年均彈性系數為1.63，說明經濟發展較快地促進了財政收入的大幅提高。但從財政收入增長對GDP的彈性看，變化較不穩定，2003年財政收入與GDP彈性系數相比2004年相差1.58個百分點；彈性系數在2004年到達頂點后，一直下滑，到2007年，彈性系數水平基本恢復到2003年的水平。彈性系數波動較大和下降趨勢也制約著財政收入與經濟增長的協調機制長期、穩定的發生作用。

（二）財政收入的項目分析

1、地方非稅收入增長較快，稅收收入占地方財政收入比重低于非稅收入。2003-2007年，海南省地方稅收收入增長較快，由于不斷加強收支兩條線管理力度，非稅收入（含基金收入）的增速更快，比地方稅收收入增速快15.02個百分點。從2003-2007年增長情況來看，除2006年外，其余年份地方稅收收入增速都低于非稅收入增速，2007年增長差距更是達到42.32%，這主要是由于2007年開始土地出讓收入由國庫收繳，引起非稅收入激增。同期，稅收收入占地方財政收入的比重呈下降趨勢，2003-2007年，年均下降3.76個百分點；而非稅收入比重卻從2003年的34.19%上升到2007年的42.28%，年均上升2.49個百分點。

2、分稅種看，主體稅種增長迅速，對地方財政收入貢獻超過60%。2003-2007年，地方財政收入3大主體稅種：增值稅、營業稅和企業所得稅年均增長22.56%；3大主體稅種占地方稅收收入的比重逐年提高，其中，增值稅增長最快，年均增長28.83%，比同期地方稅收收入增長快9.21個百分點；營業稅收入占地方財政收入的比重保持穩定增長，介于25-28%。主體稅種增長主要原因是：從2004年開始，海南在“大企業帶動，大項目拉動”的戰略下，煉油、漿紙、汽車、電力、化工產品、制藥等主導產業增長較快，帶動工業增值稅收入快速增長；建筑、交通運輸、房地產等服務業快速發展，使營業稅保持了高速增長；而企業所得稅在企業經營效益轉好情況下也實現了增長。

3、非稅收入各主要項目實現增長，基金收入尤為突出。非稅收入作為政府財政收入的重要組成部分，是政府參與國民收入分配和再分配的一種重要形式。從非稅收入各項目來看，國有資產經營收益、專項收入和基金收入增長較快，行政性收費收入和罰沒收入占比較大。2003年以來，海南國有經濟布局逐步優化，國有資產管理體制逐步完善，使國有資產的贏利能力進一步增強。2003-2007年，海南國有資產經營收益年均增長26.31%，為財政收入增長提供了更加廣泛的財源基礎。由于三稅強勁增長也帶動了城市教育費附加的大幅增加，促使專項收入增長迅速，2003-2007年，海南專項收入年均增長39.43%。基金收入方面，土地有償使用收入和工業交通部門基金收入增長強勁，帶動基金收入大幅增加。2003-2007年，海南預算內基金收入由5.64億元增長到44.16億元，年均增長55.12%。

（三）財政收入的產業構成分析

1、財政收入主要來源于第二、三產業，第二產業增長迅速。2003年以來，海南三次產業結構不斷優化，從2003年的34.21：24.63：41.16調整到2007年的31.13：29.59：39.28。與產業結構調整相適應，2003-2007年第一產業的稅收收入比重迅速下降，由2003年的0.11%下降到2007年的0.02%；第二、三次產業的稅收分別以44.73%和17.62%的年均增長速度增長。目前，第一產業在GDP中所占的比重逐步減少，第一產業提供稅收的能力逐步下降，雖然在短期內對財政收入增長帶來一定壓力，但隨著農業產業化的發展，將會以增值稅、營業稅等其他稅種成為縣級財政收入的組成部分。隨著“大企業進入，大項目帶動”戰略的實施，產業結構的調整效應，第二產業在海南經濟中逐漸居于十分重要的地位，海南必須推動第二產業走上高級化軌道，才能提高對海南財政收入的貢獻。第三產業稅收平穩增長，但到了2007年增長有所放緩，長期來看，海南應利用獨特的地理優勢，發展第三產業，第三產業稅收增長潛力最大。

2、財政收入與行業經濟的增長總體協調，但行業的貢獻不平衡。由于不同行業適用不同的稅種和征稅方式，不同行業對財政收入的貢獻率也有所不同。一是經濟附加值相對較高的工業穩步增長。2003-2007年，第二產業中采礦業、制造業、電力、燃氣及水的生產和供應、建筑業的年均增長率分別為31.34%、57.87%、23.09%和22.32%；4個行業占稅收收入平均比重達到48.79%，基本占到半壁江山，其中制造業的增長率和占比是各行業中最大的。二是第三產業各行業創稅能力不斷增強。第三產業中，增長最快的是房地產業，2003-2007年年均增長達到52.32%，是增長僅次于制造業的行業；金融業、信息傳輸業、計算機服務和軟件業和租賃商務服務業作為服務業的新興行業，也保持較快的增長勢頭，平均分別增長36.68%、22.6%和13.54%；批發零售業作為傳統行業，占比最大，占到稅收收入比重的19.58%。可以看出，主導行業稅收收入對財政收入的貢獻逐漸加大，增長也較快。如何協調資源、生態、財政收入3者的可持續發展應引起重視，同時，如何利用建設國際旅游島的契機加快第三產業各行業的升級，保證各服務性行業稅收繼續快速增長也應關注。

（四）財政收入的所有制構成分析

2003-2007年海南省所有制稅收結構變化的數據呈“公降私升”和“內降外升”趨勢。一是非國有經濟的比重增大。2003年以來，海南非國有經濟部門稅收從53.31億元增加到2007年的185.04億元，年均增長36.84%，比各類企業平均稅收增速快8.25個百分點。非國有經濟部門稅收收入占全部稅收收入比重從2003年的69.54%上升到2007年的90.29%，提高了20.75個百分點。2003年以來，海南國有經濟的經濟效益提高，尤其是規模以上工業企業的效益較好，帶動了整個國有經濟財政收入的增長，但國有企業稅收占全部稅收的比重呈下降趨勢，主要原因是由于近年來我國國有企業改組、轉制的步伐加快，在股份制企業、涉外企業等稅收收入高速增長的同時，國有企業稅收相對緩慢，印證了稅收對所有制結構調整的適應。二是港澳臺和外商投資企業稅收收入增長迅速。2003-2007年，海南引進外資規模不斷擴大，港澳臺和外商投資企業提供的稅收收入從2003年的6.27億元增加到2007年的81.33億元，增長了近13倍，尤其是占全部稅收收入的比重從2003年的8.18%提高到2007年的39.69%，成為稅收的重要來源。三是股份公司稅收收入大幅增長。2003年以來，海南股份公司提供的稅收收入增長較快，從2003年的33.63億增長到2007年的83.31億元，年均增長33.42%，比各類企業稅收平均增速快4.83個百分點，占全部稅收收入的比重從2003年的43.89%上升到2007年的40.65%，比重略有下降。

二、海南省財政收入分析結果

（一）海南財政收入的快速增長，主要來源于海南經濟發展和稅源增加

從海南財政收入的發展規模來看，海南財政收入隨著GDP增長而快速增長，且增速快于GDP增速，財政收入占GDP的比重呈逐步上升趨勢。2003-2007年，海南財政收入對GDP的彈性平均為1.63，大于1但呈下降趨勢，說明財政收入與經濟增長有一定的不協調。1965-1990年西方主要工業國家稅收彈性系數平均為1.4，按照我國學者的研究結果，認為彈性在0.8-1.2區間比較理想。由于海南省正處于工業化發展初期階段，目前的彈性略顯偏高。

海南財政收入的增長與GDP的產業構成及其變化趨勢有直接關系。第二、三產業是財政收入的最主要來源，石油化工、汽車、漿紙、房地產和旅游等主導行業稅收收入對財政收入貢獻加大，并帶來主體稅種的大幅增長。同時海南非公有制經濟加快發展，多元化格局正在形成，非公有制經濟提供稅收收入比重大幅上升，港澳臺和外商投資企業、股份公司等提供的稅收收入增長迅速，為財政收入做出了重要的貢獻。

（二）從地方財政收入來看，非稅收入的增長速度快于稅收收入的增長幅度

2003-2007年，地方稅收收入增長較快，占地方財政收入比重卻呈下降趨勢，主要因為地方稅收收入增速低于非稅收入增長。雖然非稅收入規模及占地方財政收入比重呈快速增長趨勢，但由于非稅收入大都列收列支，真正能夠增加可用財力的部分并不多，如果通過增加非稅收入來擴大地方財政收入，可能會出現財政收入大幅增長，而可用財力并未同步增加的狀態，如果通過一定措施將非稅收入納入稅收收入，將會起到擴大財力規模的效果。隨著海南經濟進一步壯大，“收支兩條線”改革力度的加大，非稅收入征收將逐步規范，長期來看，非稅收入的規模將縮小，稅收收入占財政收入比重會不斷提高。

（三）海南財政收入與經濟發展還存在一些不協調因素

海南的財政收入與經濟發展之間仍存在不協調的因素。主要包括以下方面：第一，經濟增長方式還沒有根本轉變，基本上還是粗放經營模式，產品質量和生產效率有待提高。第二，企業自主創新能力不強，高新技術企業所占比重不大，地區特色和產品特色還不夠明顯，高附加值產品還不多，產品的市場競爭力有待加強，引資質量有待提高。第三，縣域經濟、農村經濟和民營經濟發展不夠快，尚未形成具有海南特色的“人無我有，人有我優，人優我特”的縣域經濟、農村經濟和民營經濟發展模式。第四，產業結構有待優化，市場化程度有待提高。海南經濟結構不合理，第一產業中產業化程度不高，第二產業發展后勁還不足，依賴少數大企業程度重，第三產業的產業提升還不夠，需要加快調整，促進其協調發展。

三、政策建議

（一）理性看待財政收入與GDP的關系，促進財政收入與經濟的和諧增長

衡量財政收入增長是否正常，關鍵是看財政收入增長與其對應的經濟稅源增長是否協調。由于經濟增長、物價上漲、GDP與稅收收入的結構差異、累進稅率制度、加強稅收征管和外貿進出口對GDP與稅收收入增長的影響差異等因素對財政收入的高速增長產生影響，所以，只要財政收入增長結構與其對應的經濟稅源增長結構是協調的，財政收入增長快于或慢于GDP增長也是正常的。我們必須保持財政收入占GDP一定的比重，取得財政收入與經濟增長的雙贏，增強海南的財政實力。

（二）調整優化產業結構，保證財政收入可持續增長

1、鞏固和加強農業基礎地位，發展縣域經濟。要創新發展思路，努力提高農業集約化和現代化的水平，推進優勢農產品生產經營的規模。積極發展標準化農業、訂單農業，引導農民參與產業化經營，走市場化、集約化、專業化生產的路子。農業產業化的發展，必然會改變目前第一產業對經濟增長和財政收入貢獻低的現狀，今后將通過增值稅、營業稅等形式成為財政收入增長的穩定財源。同時按照因地制宜、分類指導、突出特色的原則，根據各縣在歷史傳統、地域特性、資源稟賦等方面的差異，準確定位，主攻特色經濟，挖掘縣域優勢，培育縣域經濟自主增長能力。

2、轉變經濟增長方式，走新型工業化道路。以特色資源開發為重點，實現重大工業項目建設新突破；加快發展具有高成長性的新興產業和高新技術產業，加強與國內外大企業集團的合作，加強產業配套，拓寬產業帶，推進產業升級；推動單一主導型結構向多元主導型結構轉變，資源導向型向市場導向型轉變；把增強自主創新能力作為戰略基點，提升工業的整體素質，不斷提高所創稅收收入的能力。

3、加快發展第三產業，推動產業升級。培育和發展教育、科技、物流、會展、金融保險等生產型服務業以及衛生、體育、旅游等休閑型服務業等，提高產業間的關聯程度，促進產業結構從低水平向高水平發展；充分發揮海南的比較優勢，尋求自己的生存和發展空間；積極推進國際旅游島的建設，搞好售后服務、品牌營銷、供應鏈管理，打造現代服務業。

（三）深化政府非稅收入改革，增加可用財力

按照完善公共財政體系的要求，深化政府非稅收入管理改革。一方面，進一步清理收費基金項目，嚴格新增項目審批，控制收費基金規模，進一步減輕企業和社會負擔。另一方面，拓展管理范圍，切實加強國有資源有償使用收入、國有資本經營收益、以政府名義接受的捐贈收入等非稅收入的管理，增強政府調控經濟運行的能力。同時，進一步加快建立規范的政府非稅收入管理體系，明確財政部門作為政府非稅收入的征收管理部門，逐步將非稅收入納入財政管理，實施集中支付，統一調度財政性資金。

（四）創造寬松環境，促進非公有制經濟的發展

1、進一步消除非公有制經濟發展的體制。放寬非公有制經濟的市場準入，使非公有制經濟享有與其他企業同等的投資機會，消除政策歧視，使非公有制經濟擁有與其他企業同等的市場環境，深化金融財稅改革，使非公有制經濟享受與其他企業同等的待遇。

2、加強對非公有制經濟的服務，引導非公有制經濟良性發展。通過政府引導，市場運作，整合現有社會服務資源，提供系統化、專業化、全方位的服務體系；引導非公有企業創新公司治理機制；引導非公有制企業堅持體制創新、科技創新合產品創新，不斷提高競爭力，拓展市場。

（五）擴大對外開放水平，發展區域經濟

財政收入分析范文第3篇

【關鍵詞】財政收入；財政支出；協整關系；誤差修正模型

Analysis of the Co-integration Relationship Between China’s financial income and financial expenditure

ZHENG Ping LIU Xiao-fei GAO Cai-kui ZHAO Jun

（Liaoning Normal University， Institute of mathematics，Dalian Liaoning 116029，China）

【Abstract】This paper depends on the co-integration theory and makes an empirical study on the relationship between China's fiscal revenue and financial expenditure from 1963 to 2012， the results show that there exists long-term stable balanced co-integration relationship and short-term dynamic adjustment between China's financial income and financial expenditure ， and through the establishment of error correction model to explain the mechanism of action.

【Key words】Fiscal revenue； Financial expenditure； Co-integration relation； Error correct model

0 引言

建國以來，通過有計劃地進行大規模經濟建設，我國已成為世界上最具有發展潛力的經濟大國之一，并取得了舉世矚目的成績。但由于我國的經濟環境復雜嚴峻，充滿了不確定性，使得財政政策中存在的問題顯現出來。若財政收入大于支出，結余過多，則意味著財政資金沒有得到有效利用，對經濟建設和社會發展不利。若財政收入小于支出，則意味著財政支出要依靠借債來維持，這種狀況可能會導致社會總需求和總供給不平衡，引發通貨膨脹。所以探求我國財政收入和支出之間的協整關系至關重要，通過他們內在的短期動態調節作用來保證我國的財政收支平衡，使得我國的經濟可以穩定快速的發展。

1 協整與誤差修正模型

在經濟領域中，單獨的時間序列通常都是非平穩的，而這些時間序列的線性組合序列卻可能有不隨時間變化的性質。1987年Engle和Granger就指出兩個或多個非平穩時間序列的線性組合可能是平穩的，并提出了協整理論及其EG兩步法[1-4]。

首先對序列進行單整檢驗，如果序列Yt，通過d次差分成為一個平穩序列，而這個序列差分d-1次時卻不平穩，那么稱序列Yt為d階單整序列，記為Yt～I（d）。檢驗序列平穩性的標準方法就是單位根檢驗，是通過構造檢驗統計量進行假設檢驗來完成的。常用的單位根檢驗方法有DF檢驗和ADF檢驗兩種。DF檢驗的具體模型有如下三種形式：

在上面的誤差修正模型中，差分項反應了短期波動的影響。支出的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期收入波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項的系數大小反應了對偏離長期均衡的調整力度。從系數估計值（-0.42951）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以（-0.42951）的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

3 結論

根據協整檢驗，在1963―2012年間，我國的財政收入和財政支出都具有非平穩性的特征，但它們具有長期穩定的協整關系。我國的財政收入與財政支出具有統計上的高度相關性。財政收入每變動一個單位，財政支出就相應的變動e1.018348，這與我國的實際財政情況相一致。在計劃經濟時期，我國的經濟增長依賴財政支出，政府的宏觀調控支配著國家的經濟增長。改革開放以后，隨著政府職能的完善，國內外經濟的發展，公共開支不斷增加。從誤差修正模型可以看出，短期內我國的財政收入和支出具有動態調節機制，誤差項的存在，能夠保證財政支出與財政收入之間長期均衡關系的自動實現，以便財政赤字始終保持在合理的范圍內。但是，長期以來，我國財政支出的效率比較低，主要是由于財政總量增加的同時，宏觀調控力度不夠，導致投資結構不完善，使得增長的財政收入作用不明顯。所以，在發展我國經濟的同時，更應該遵循財政收入與支出之間的這種內在關系，制定有效的財政措施，在繼續研究如何增加我國財政收入的同時，著手解決我國的財政支出問題，以便實現我國財政收入與財政支出的良性互動，使得我國財政政策得到充分的發揮，最終保證我國經濟的健康穩定發展。

【參考文獻】

[1]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2006：154.

[2]金兆豐，朱維盛.中國統計摘要[M].北京：中國統計出版社，2006：67.

[3]張曉峒.Eviews使用指南與案例[M].北京：機械工業出版社，2007：119.

[4]易丹輝.時間序列分析方法與應用[M].北京：中國人民大學出版社，2012：162.

財政收入分析范文第4篇

關鍵詞：財政收入；經濟增長；協整檢驗；誤差修正模型

中圖分類號：F812.7文獻標志碼：A文章編號：1673-291X(2008)18-0033-02

財政收入是政府為滿足支出的需要，依據一定的權力原則，通過國家財政集中的一定數量的貨幣或實物資財收入。經濟增長是指一個國家或地區在一定時期內產品和實際勞務數量的增加，更確切地說，是表示按人口平均的實際產出的增加。在市場經濟條件下，財政與經濟的辯證關系可概括為：經濟決定財政，財政反作用于經濟。這一辯證關系也適用于財政收入與經濟增長，即經濟增長水平直接決定了財政收入的規模，財政收入對經濟增長具有反作用?；谶@一辯證關系，“發展經濟，廣開財源”成為財政收入的首要原則。一般地說，經濟增長水平越高，創造的社會財富越多，財政部門可支配的資源也越多，從而擴大了財政收入的來源，財政收入規模也相應增加。

地方財政收入是本地區創造的國家收入,通過不同時期、不同的分配方式,在國家和地區之間分配后,留給本地區使用的財政收入,是國家財政收入的一部分。根據以上的分析，地方經濟增長決定地方財政收入的規模。本文選取青海省地方財政決算收入（以下簡稱財政收入）這一變量來反映青海省財政收入的變動，選取現價國內生產總值（GDP）來反映經濟增長的變動，對青海省經濟增長水平對財政收入的制約關系進行實證分析。

一、青海省財政收入與經濟發展現狀

由上表可看出，隨著國內生產總值的增長，青海省財政收入也隨之增長，但其占國內生產總值的比重卻一直很低，最高為1991年的0.117%。1994年開始全國實行了分稅制財政體制，地方財政收入大幅增加，從1994年的7.01億元增加到2006年的42.2437億元，但是地方財政收入占GDP的比重一直穩定在0.06%左右。

二、變量的單位根檢驗

在建立財政收入與經濟增長的長期均衡模型之前，必須對各序列進行單位根檢驗，以判斷各序列的平穩性，否則將有可能產生“偽回歸”現象。本文用Eviews5.0軟件對財政收入（Y）和GDP（X）變量年度數據的自然對數（分別為lnY和lnX）進行單位根檢驗。單位根檢驗用的是ADF檢驗法。數據均來自中經網統計數據庫。表2為ADF檢驗的檢驗結果。

表2表明，lnY和lnX變量的ADF值分別大于5%的臨界值，它們是非平穩的，對它們進行一階差分后的ADF值均小于5%臨界值，表明它們為平穩的。因此，lnY 和lnX兩個變量是一階單整變量，可以進行協整檢驗。

三、協整檢驗

由表3的結果可知，殘差序列是平穩的時間序列，因此，財政收入與GDP之間存在協整關系，（1）式即為協整模型，反映財政收入和GDP增長的長期均衡關系。

根據協整模型，長期內，青海省GDP變動1%，財政收入將同方向變動0.7506%，從長期來看，青海省財政收入對GDP的彈性是0.7506，同時也說明了青海省財政收入與GDP之間有顯著的正相關關系。

四、誤差修正模型

上述分析已經證明lnY與lnX之間存在（1，1）階協整關系，將回歸方程的殘差項作為誤差修正項，可建立誤差修正模型為：

在誤差修正模型中，各變量的回歸系數都通過了顯著性檢驗。誤差修正項的系數為負，符合反向修正機制。模型中的非均衡誤差的系數為-0.3973，意味著上一年度的非均衡誤差以39.73%的比率對本年度的財政收入作出反向修正。在模型中，財政收入的波動可以分為短期波動和長期均衡兩部分。根據誤差修正模型顯示，長時期內，青海省的財政收入與GDP之間存在密切的聯系，兩者成同方向變動，如果國民生產總值變化1%，引起財政收入變化0.7506%，即長期彈性為0.7506。而上一年的非均衡誤差以0.3973的比率對本年度的財政收入作出修正。隨著經濟發展水平的提高，財政收入也必定會提高，這符合宏觀經濟的一般規律。

五、結論

（1）比較財政收入和GDP的長期均衡模型和短期誤差修正模型, 可以看出,GDP影響的長期作用大于短期作用, 反映出青海省經濟的長期持續增長更能提高財政收入。所以政府在制定經濟發展規劃時更應該注重經濟的可持續發展。經濟發展了，國民經濟整體實力提高了，財政收入的稅源才能得到保障。依靠經濟效益的提高來提高財政收入的規模。因此，保持經濟持續穩定增長是財政收入增長的根本。

青海省屬于西部經濟落后地區，而長期制約經濟增長的一個因素是其產業結構。近年來，青海省的產業結構得到一定程度的改善，但仍然顯示出典型的資源性、初級化特征，存在著農業內部結構有待優化，工業和第三產業發展嚴重不足等問題，制約經濟增長的結構性因素依然存在。因此，青海省加快經濟發展進而提高財政收入，首先要加大產業結構調整的力度，使經濟發展和產業結構優化相互促進得到發展。

（2）從協整方程可看出，青海省財政收入對GDP的彈性為0.7506，小于1，說明財政收入的增長率小于經濟增長率，財政收入的增長落后于經濟的增長，說明青海省財政與經濟存在不協調的狀況。因此，仍有空間提高財政收入對GDP的彈性。

總之，青海省由于經濟結構不合理以及地理環境等因素制約了經濟增長，從而制約了財政收入的提高；另一方面，財政收入對GDP的彈性小于1，存在財政與經濟不協調發展的狀況。

參考文獻：

[1]鄧子基.財政學[M].北京：高等教育出版社，2005.

[2]龐皓.計量經濟學[M].成都：西南財經大學出版社，2001.

財政收入分析范文第5篇

中圖分類號：F812 文獻標識碼：A

內容摘要：在政府擴大內需、促進經濟增長的措施中，國債發行的增長是必然的。本文采用ADL模型、協整分析、Granger因果檢驗等計量分析方法，實證分析了國債與我國財政收入之間的關系，分析得出我國國債對財政收入的滯后彈性比較小，對增加以后年度財政收入的效應不高，應該調整國債資金的使用方向，以提高國民收入和增加財政收入。

關鍵詞：國債 財政收入 計量分析 ADL模型

問題的提出

自從1981年恢復國債的發行以來，我國國債的發行規模迅速擴大，尤其是1994年財政改革之后，國債發行規模出現了跳躍性的增長，當年的發行額突破千億元大關。此后，我國國債發行量和國債余額進入了快速增長的時期。

學術界對國債與財政收入關系的研究較少。供給學派認為發行國債是為其供給決定需求理論以及以減稅為核心的政策主張服務的伴生物。他們批判國債融資的擠出效應、抑制供給能力并助長經濟停滯和通脹，但同時又承認，作為其減稅政策效應滯后而派生的彌補赤字方式。Auberachnad 和Kotlikoff（1987）提出國債存在擠出效應，但其效應有時效性，可能在滯后的時期內逐步體現出來。表現在財政乘數的變化上，如果擠出效應比財政擴張的直接沖擊效應需要花更長的時間才能顯現出來，則財政乘數可能在短期相對較大，然后逐漸下降。孫勇（2000），宗國英、趙新安（2000）采用定性分析法和靜態分析法對國債與財政收入關系進行了研究，但其都是從當年的財政收入與國債規模的角度來考慮的，而沒有考慮到國債的發行可能會增加社會資源總量，從而會增加以后年度的財政收入。本文采用ADL模型、協整分析、Granger因果檢驗等計量分析方法，從長遠的角度來考察國債與財政收入的關系。

財政收入與國債發行量的ADL模型

從廣義的角度來講，國債收入也是財政收入的一個重要內容，因此從資源配置的角度來看，國債和各項稅收都是政府把資源從民間部門轉移到政府部門。國債的發行增加了舉債當年的財政收入。舉債使當年政府擁有的資源數量增加，而且對以后年度政府的收入也有影響，它可能促進以后年度政府財政收入的增加，也可能減少政府的財政收入。如果政府舉債后通過運用，增加了以后年度的國民收入，也就增加了以后年度的財政收入。下面通過ADL（自回歸滯后分布模型）分析我國國債對以后年度財政收入的影響。

ADL模型是從數據生成過程（DGP）約化而來的，以ADL作為建立模型的起點，這也是動態計量經濟學建模理論與傳統建模理論的最大區別。（p，q）階ADL模型基本表達式為：

（1）

其中，Xt-i是滯后i期的外生變量，p、q分別為變量滯后的最大階數。

本文樣本數據來自于《證券期貨年鑒2009》、《中國統計年鑒2009》、《中國國債市場年報2009》。經驗分析中所采用的變量均為人均實際變量，各實際變量均由名義變量經商品零售價格指數（1978=100）調整并取對數獲得。利用EViews6.0*軟件進行模型分析和選擇，在綜合考慮模型的準確性和簡潔性的前提下，結合若干評價準則，包括調整的R2的大小、AIC和SC準則、各解釋項對因變量的解釋程度以及D.W檢驗和F檢驗結果，最終確定R和D二期滯后的ADL模型。模型的估計結果見表1。此模型的整體擬合效果不錯，調整的R2達到0.9966，各解釋項均顯著，通過F檢驗，AIC和SC值均較小，D.W檢驗雖然失效，但采用LM檢驗代替得到相伴概率為0.77，不能拒絕殘差序列不存在自相關的零假設。表1對應的模型表達式為：

Rt=0.265046+1.553735Rt-1- 0.629365Rt-2-0.136428Dt+0.097934 *Dt-1+0.084945Dt-2 （2）

從式（2）可以看出舉債對財政收入的影響，舉債滯后一年對財政收入的彈性是0.097934，舉債滯后兩年對財政收入的彈性為0.08495，可知舉債對財政收入雖然有正的彈性，但是國債對財政收入的效應不高。

在運用OLS法進行回歸時，假定數據是平穩的，如果數據是非平穩的可能會是“偽回歸”。如果變量之間是協整的，就不會“偽回歸”。因此要進行單位根檢驗和協整檢驗（易丹輝，2002）。

單位根檢驗

單位根檢驗t統計量的臨界值依賴于回歸方程是否包含常數項和趨勢項。由于R和R具有明顯的趨勢和截距，因此在ADF檢驗中，R和R的檢驗方程選擇“既有常數項又有趨勢項”；D和具有明顯截距，所以在檢驗的方程中選擇“只有常數項”。

由表2可知，所有變量的水平值均不能在5%的顯著水平上拒絕有單位根的原假設，而其一階差分在5%的顯著水平上拒絕了有單位根的原假設，因此它們均是I（1）單位根過程，這就滿足了協整的前提，數據都是同階單整的且非平穩的，可進一步檢驗變量之間的協整關系。

協整檢驗

鑒于本文的分析中涉及的變量個數比較少，為2個，本文采用E-G法進行協整檢驗。E-G兩步法首先對方程進行最小二乘估計，然后對估計的殘差進行平穩性檢驗，如果殘差是平穩的，則說明協整關系成立，否則協整關系不成立。

首先，運用OLS法建立如下回歸方程：