呼和浩特市財(cái)政收入的影響因素研究

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(jìn)行了分析，通過建立計(jì)量模型，進(jìn)行檢驗(yàn)和修正，并最終確定呼和浩特財(cái)政收入受第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等的影響。

【關(guān)鍵詞】財(cái)政收入 生產(chǎn)總值 固定資產(chǎn)投資 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

一、引言

財(cái)政收入，作為財(cái)政分配的一個(gè)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(shí)現(xiàn)國家職能的財(cái)力保證。包括稅收收入、社會(huì)保險(xiǎn)基金收入、非稅收收入、債務(wù)收入、轉(zhuǎn)移性收入等，財(cái)政收入水平高低是反映一國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要標(biāo)志。一個(gè)地區(qū)的財(cái)政收入水平受諸如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等很多因素的影響。2012年呼和浩特市地方財(cái)政總預(yù)算收入331億元，比去年增加46億元，增長幅度達(dá)16%，2013年呼和浩特財(cái)政收入將再創(chuàng)新高。為了保證呼和浩特市財(cái)政收入能夠平穩(wěn)增長，有必要分析影響呼和浩特市財(cái)政收入的因素，找出影響呼和浩特財(cái)政收入的主要原因。

二、財(cái)政收入的影響因素

通過大量閱讀文獻(xiàn)資料，可以看出影響財(cái)政收入的因素很多，但是哪些才是影響財(cái)政收入最根本最關(guān)鍵的因素值得我們思考。我國很多學(xué)者通過建立模型對(duì)財(cái)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(cái)政收入的主要因素有：

（一）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和生產(chǎn)技術(shù)水平

一個(gè)國家的社會(huì)產(chǎn)品的豐富程度和經(jīng)濟(jì)效益好，說明這個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，社會(huì)產(chǎn)品豐富及國民生產(chǎn)總值就多，一般而言，該國的財(cái)政收入總額較大，占國民生產(chǎn)總值的比重也較高。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)財(cái)政收入規(guī)模起著基礎(chǔ)性的約束作用。而生產(chǎn)技術(shù)水平表示在生產(chǎn)過程中采用先進(jìn)技術(shù)的程度，生產(chǎn)技術(shù)水平是制約財(cái)政收入規(guī)模的重要因素，內(nèi)含于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之中。所以在本文中，筆者將生產(chǎn)技術(shù)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平統(tǒng)一歸集于影響財(cái)政收入的地區(qū)生產(chǎn)總值上，又為了能夠反映經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對(duì)財(cái)政收入的影響程度，本文將地區(qū)生產(chǎn)總值分為第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析以得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)財(cái)政收入的影響程度。

（二）分配政策和分配體制

制約財(cái)政收入規(guī)模的另一個(gè)重要因素是政府的分配政策和分配體制。經(jīng)濟(jì)決定財(cái)政，財(cái)政收入規(guī)模的大小，歸根結(jié)底受生產(chǎn)發(fā)展水平的制約。經(jīng)濟(jì)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(jìn)行調(diào)節(jié)的可能性。所以在不同的國家（即使經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是相同的）和一個(gè)國家的不同時(shí)期，財(cái)政收入規(guī)模也是不同的。

（三）價(jià)格因素

價(jià)格總水平的變動(dòng)往往和產(chǎn)品比價(jià)的比價(jià)同時(shí)發(fā)生，而產(chǎn)品比價(jià)關(guān)系變動(dòng)將以另外一種形式影響財(cái)政收入，一是產(chǎn)品比價(jià)變動(dòng)會(huì)引起貨幣在企業(yè)，部門和個(gè)人等經(jīng)濟(jì)主體之間的轉(zhuǎn)移，形成國民收入的再分配，而是財(cái)政收入在企業(yè)部門個(gè)人之間的分布成非均衡狀態(tài)，或者說，各經(jīng)濟(jì)主體上交財(cái)政的稅利比例是不同的，這樣，產(chǎn)品比價(jià)變化導(dǎo)致財(cái)源分布結(jié)構(gòu)改變時(shí)，相關(guān)企業(yè)，部門和個(gè)人上繳的稅收就會(huì)有增有減，而增減的綜合結(jié)果最終影響財(cái)政收入規(guī)模。

三、模型建立與計(jì)量檢驗(yàn)

本文把第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額、居民消費(fèi)指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為變量進(jìn)行研究是基于閱讀大量文獻(xiàn)并結(jié)合呼和浩特實(shí)際情況選取的。本文所用的數(shù)據(jù)取自《呼和浩特統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間是1990～2012年。文章假設(shè)：第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額、居民消費(fèi)指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入六個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)呼和浩特市財(cái)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(cái)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(cái)政收入

—地區(qū)生產(chǎn)總值中第一產(chǎn)業(yè)總值

—地區(qū)生產(chǎn)總值中第二產(chǎn)業(yè)總值

—地區(qū)生產(chǎn)總值中第三產(chǎn)業(yè)總值

—固定資產(chǎn)投資

—居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

—城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

μ—隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)

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(jié)果：

（一）經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)

從上述回歸結(jié)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(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額、居民消費(fèi)指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的相應(yīng)變動(dòng)對(duì)呼和浩特市財(cái)政收入的影響具有初步的經(jīng)濟(jì)意義，同時(shí)可知其模型分析與經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

（二）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。從回歸結(jié)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(duì)被解釋變量的解釋是基本符合經(jīng)濟(jì)事實(shí)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(yàn)（F檢驗(yàn)）。針對(duì)上文假設(shè)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(yīng)拒絕原假設(shè)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(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額、居民消費(fèi)指數(shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等變量聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量呼和浩特財(cái)政收入有顯著影響。

3.變量的顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)）。由表中數(shù)據(jù)可得對(duì)應(yīng)t統(tǒng)計(jì)量分別-2.83、1.21、4.40、-3.02、-0.72、1.75，其中的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值大于臨界值的都應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值小于臨界值的應(yīng)該接受原假設(shè)，也就是說第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入分別對(duì)被解釋變量呼和浩特財(cái)政收入有顯著的影響，而居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)被解釋變量淮南財(cái)政收入沒有顯著的影響。

（三）多重共線檢驗(yàn)

由回歸結(jié)果我們可以看出，的值很高，但有變量X5在統(tǒng)計(jì)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(guān)系數(shù)對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)：

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

應(yīng)用克萊因的經(jīng)驗(yàn)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(fèi)價(jià)格指數(shù)）對(duì)被解釋變量呼和浩特市財(cái)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(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)值也表明各個(gè)變量對(duì)呼和浩特市財(cái)政收入都有顯著影響，因此模型可修正為：

（四）異方差檢驗(yàn)

對(duì)新模型（2）運(yùn)用懷特檢驗(yàn)法進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，得到檢驗(yàn)結(jié)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(guān)檢驗(yàn)

對(duì)模型進(jìn)行D-W檢驗(yàn)，由于計(jì)量樣本容量為23，在有，五個(gè)解釋變量的條件下，給定顯著性水平為0.05，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dl=0.698，du=1.673。

因?yàn)榇四Ｐ虳W值為1.776593，即du=1.673

（六）結(jié)果分析

從模型可以看出，在財(cái)政收入的總變差中，有99.7%是可由第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（X1）、第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（X2）、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（X3）、固定資產(chǎn)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(gè)因素外的其他因素所影響，而在這5個(gè)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(cái)政收入受第三產(chǎn)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(jīng)濟(jì)意義。

一是由第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的彈性系數(shù)-0.32可以看出，第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值每增加一單位，財(cái)政收入相應(yīng)地減少0.32單位，這是由于在我國第一產(chǎn)業(yè)一般包括種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)在內(nèi)的農(nóng)業(yè)，而我國從2006年開始全面開始免征農(nóng)業(yè)稅，并且經(jīng)常性的給予農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼保障農(nóng)民的生活水平，縮小貧富差距，所以第一產(chǎn)業(yè)與財(cái)政收入是此消彼長，呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)性，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

二是對(duì)于第二、第三產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響因素，通過模型可以看出二者與財(cái)政收入之間是同向變動(dòng)的，并且第三產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)作用明顯大于第二產(chǎn)業(yè)，即第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值每增加一個(gè)單位，使得呼和浩特市財(cái)政收入增加0.77單位，同時(shí)，也可以間接得出第二、第三產(chǎn)業(yè)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)也有一定得支持促進(jìn)作用。

三是而固定資產(chǎn)的投資作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一，在不斷優(yōu)化經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、改善生產(chǎn)布局、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。從模型中可以得出，固定資產(chǎn)每投資一單位，影響財(cái)政收入增加0.33單位，而呼和浩特市全社會(huì)固定資產(chǎn)投資主要集中在房地產(chǎn)投資和城市基礎(chǔ)設(shè)施改造方面，以投資來完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)財(cái)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(biāo)，能夠體現(xiàn)一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，只有一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高了，財(cái)政收入也會(huì)隨之上漲，進(jìn)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(duì)財(cái)政收入的影響程度僅低于第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)財(cái)政收入的影響，可見提高居民收入在財(cái)政收入分配中的比重顯得至關(guān)重要。

五是呼和浩特市居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)對(duì)財(cái)政收入的影響不顯著，通過多重共線性檢驗(yàn)剔除了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，這并不是說明價(jià)格變動(dòng)不會(huì)影響財(cái)政收入，而是因?yàn)殡m然隨著價(jià)格總水平的上升而使得財(cái)政收入同比例地增長，但此時(shí)的財(cái)政收入表現(xiàn)為“虛增”，也就是說實(shí)際上財(cái)政收入并沒有增長所致，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中，價(jià)格變動(dòng)對(duì)財(cái)政收入的影響可能會(huì)出現(xiàn)各種不同的情況。

（七）增加財(cái)政收入的對(duì)策

為了提高財(cái)政收入，首先應(yīng)該提高第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，要采取分類指導(dǎo)和突出重點(diǎn)的原則，以城市和專業(yè)市場為載體，堅(jiān)持產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換序列的多元化模式，同時(shí)也要堅(jiān)持依靠科技進(jìn)步大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)；其次，要加大固定資產(chǎn)投資力度，靠財(cái)政收入的提高反刺激固定資產(chǎn)的投資，從而實(shí)現(xiàn)投資與財(cái)政收入的良性循環(huán)；最后，要以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，大力發(fā)展生產(chǎn)力，調(diào)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(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重。加強(qiáng)宏觀調(diào)控，充分發(fā)揮稅收等杠桿對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)作用。完善社會(huì)保障制度，提高中低收入者的收入水平；拓寬農(nóng)民增收的渠道，提高農(nóng)民收入。加強(qiáng)收入分配調(diào)節(jié)，防止收入差距過大，提高人民生活水平。同時(shí)要積極落實(shí)各項(xiàng)招商引資政策，重點(diǎn)支持服務(wù)業(yè)發(fā)展，及時(shí)落實(shí)國家和自治區(qū)各項(xiàng)企業(yè)扶持政策，并加大了政府投資力度，有效拉動(dòng)了首府經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速增長。與此同時(shí)，呼和浩特市還重點(diǎn)加大了對(duì)保障性住房、農(nóng)村民生工程和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、水利設(shè)施、醫(yī)療衛(wèi)生及教育文化基礎(chǔ)設(shè)施、重點(diǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度，促進(jìn)首府社會(huì)經(jīng)濟(jì)和諧穩(wěn)定發(fā)展。

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作者簡介：朱新宇（1988-），女，內(nèi)蒙古人，學(xué)歷：碩士在讀，現(xiàn)供職于內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)，研究方向：戰(zhàn)略管理。