我國(guó)財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系分析

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1、南京財(cái)經(jīng)大學(xué)本科畢業(yè)論文 目 錄 摘要 3 一、引言 4 （一）概念闡述 4 （二）研究背景及意義 4 （三）數(shù)據(jù)來(lái)源 5 （四）變量說(shuō)明 5 二、模型建立與分析 5 （一）相關(guān)性分析 6 （二）模型建立 7 （三）參數(shù)估計(jì) 7 （四）顯著性檢驗(yàn) 8 三、模型修正 9 （一）序列相關(guān)的修正 9 （二）滯后變量的修正 13 四、模型的深入研究 18 五、研究結(jié)論及建議 21 （一）財(cái)政收入與GDP確實(shí)存在線性相關(guān)關(guān)系 21 （二）財(cái)政收入與GDP之間存在雙向因果關(guān)系 21 （三）三大產(chǎn)業(yè)合理有序發(fā)展 22 （四）正確處理財(cái)政收入與GDP 的關(guān)系 22

2、參考文獻(xiàn) 24 附錄 25 我國(guó)財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系分析 摘 要：隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，財(cái)政收入規(guī)模不斷擴(kuò)大。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政收入是眾多經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中的兩個(gè)關(guān)鍵性指標(biāo)，思考和研究這兩個(gè)指標(biāo)的相互關(guān)系，并正確把握，對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)健康發(fā)展，具有非常重要的意義。本文針對(duì)1978-2010年中國(guó)財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)總產(chǎn)值的變化，對(duì)財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸分析，以及財(cái)政收入對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的回歸分析，量化影響財(cái)政收入的因素的重要程度。并通過(guò)對(duì)各個(gè)產(chǎn)業(yè)的影響趨勢(shì)分析，推斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢(shì)，并提出合理建議，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的健康有序發(fā)展。 關(guān)鍵詞：財(cái)政收入，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，回歸分析 Abs

3、tract:With Chinas rapid economic development, fiscal revenues have been expanding.GDP and fiscal revenue are the two key indicators in a number of economic indicators.It is very important to research the relationship between these two indicators.And correctly grasping it will have very important sig

4、nificance for the promotion of sustainable and healthy economic development.In this paper,there are the changes in the 1978-2010 fiscal revenue and gross domestic product (GDP). So I did a regression analysis about the financial income and gross domestic product,as well as it about the fiscal revenu

5、e to the first, second and tertiary industries to quantify the degree of importance of the factors that affect financial income.And through analysis of the impact of trends on various industries, to infer the trend of economic development and put forward reasonable proposals to promote the healthy a

6、nd orderly development of the economy. Keywords: Financial revenue,Gross domestic product (GDP),Regression analysis 一、引言 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政收入是眾多經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中的兩個(gè)關(guān)鍵性指標(biāo)，是一個(gè)區(qū)域綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力和發(fā)展水平的“晴雨表”和“顯示器”。思考和研究這兩個(gè)指標(biāo)的相互關(guān)系，并正確把握，對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)健康發(fā)展，具有非常重要的意義。 （一）概念闡述 財(cái)政收入，是指國(guó)家參與社會(huì)產(chǎn)品分配所取得的收入，是國(guó)家或者政府為了保證其職能的實(shí)現(xiàn)，而對(duì)一部分社會(huì)產(chǎn)品或者社

7、會(huì)產(chǎn)品價(jià)值，憑借其權(quán)力進(jìn)行占有的過(guò)程，占有的這部分應(yīng)該為整個(gè)社會(huì)生產(chǎn)的部分剩余價(jià)值，也是反映經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)劣的一個(gè)重要參數(shù)。 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP，是指按市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算的一個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時(shí)期內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果，它由農(nóng)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、商業(yè)、金融業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)、郵電通訊業(yè)、服務(wù)業(yè)等一、二、三產(chǎn)業(yè)的增加值構(gòu)成，它是反映和評(píng)價(jià)一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的核心指標(biāo)。 （二）研究背景及意義 財(cái)政收入是保證國(guó)家有效運(yùn)轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，在一國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)中發(fā)揮著重要作用。從1978年改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展，財(cái)政通過(guò)稅收和各種收費(fèi)等形式籌集的資金規(guī)模不斷擴(kuò)大，而擴(kuò)大的財(cái)政

8、收入又以各種形式的政府支出來(lái)調(diào)節(jié)和推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展?？梢赃@樣說(shuō)，從建國(guó)到現(xiàn)在，中國(guó)經(jīng)濟(jì)正是在財(cái)政收入、政府支出的循環(huán)往復(fù)中得到快速發(fā)展的。 財(cái)政收入規(guī)模與經(jīng)濟(jì)總量不斷擴(kuò)大。1978-2010年，中國(guó)財(cái)政收入總體上呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，2010年中國(guó)財(cái)政收入規(guī)模達(dá)到83101.51億元，比改革開(kāi)放初期增加了73倍多，33個(gè)年份中的財(cái)政收入均表現(xiàn)為正增長(zhǎng)。伴隨著積極財(cái)政政策的實(shí)施，為滿足財(cái)政收入的大量增加，1999年中國(guó)財(cái)政收入發(fā)生了根本性變化，當(dāng)年財(cái)政收入規(guī)模突破1萬(wàn)億元，2003年超過(guò)2萬(wàn)億元，2010年已經(jīng)超過(guò)8萬(wàn)億元。顯然，中國(guó)財(cái)政收入絕對(duì)規(guī)模的增長(zhǎng)幅度越來(lái)越明顯。在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)中，中國(guó)經(jīng)濟(jì)

9、保持了30多年的持續(xù)快速增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)總量逐年增加。1978年，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值僅為3645.2億元，到2001年，中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量超過(guò)10萬(wàn)億元規(guī)模，2010年，中國(guó)GDP達(dá)401202億元，相當(dāng)于1978年的110倍。 本文通過(guò)對(duì)我國(guó)財(cái)政收入和GDP之間作相關(guān)性分析以及對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值細(xì)化與財(cái)政收入的總量情況、增長(zhǎng)情況、比例關(guān)系和相關(guān)影響因素進(jìn)行觀察分析, 得出影響財(cái)政收入的主要因素，并提出合理建議。 （三）數(shù)據(jù)來(lái)源 本文所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局歷年統(tǒng)計(jì)資料（1978-2010《統(tǒng)計(jì)年鑒》），并適當(dāng)加工整理而成。本文使用軟件為EViews4.0和EXCEL軟件。詳細(xì)數(shù)據(jù)見(jiàn)附一。 （四）

10、變量說(shuō)明 根據(jù)相關(guān)資料，通常認(rèn)為財(cái)政收入是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的函數(shù)，現(xiàn)對(duì)變量作如下說(shuō)明（見(jiàn)表1）。 表1 變量說(shuō)明 財(cái)政收入 Financial revenue（F） 第一產(chǎn)業(yè) X1 第一產(chǎn)業(yè) X2 第一產(chǎn)業(yè) X3 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 Gross domestic product (GDP) 二、模型建立與分析 本文將財(cái)政收入（F）作為因變量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為自變量，進(jìn)行研究討論，建立模型。 （一）相關(guān)性分析 首先，對(duì)財(cái)政收入F和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作散點(diǎn)圖（如圖一、圖二），可以很直觀地觀測(cè)到兩個(gè)變量變化方向一致,并且二者變化方向一致性較強(qiáng)，因此推斷二

11、者存在一定線性相關(guān)。 圖一 財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值散點(diǎn)圖 圖二 財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值散點(diǎn)圖 為了驗(yàn)證上述的觀測(cè)結(jié)論,計(jì)算得到國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)與財(cái)政收入(F)兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)r=0.9908,該相關(guān)系數(shù)通過(guò)Pearson相關(guān)分析檢驗(yàn),相關(guān)分析的結(jié)果驗(yàn)證了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)與財(cái)政總收入(F)這兩個(gè)變量存在高度依賴的線性相關(guān)。 （二）模型建立 根據(jù)散點(diǎn)圖觀測(cè)到的軌跡分布規(guī)律和相關(guān)分析的結(jié)果為進(jìn)一步研究財(cái)政收入(F)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的內(nèi)在規(guī)律,現(xiàn)以財(cái)政收入(F)為因變量,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)為自變量,建立如下一元回歸模型 F=α+β*GDP+μ

12、 其中，α、β為回歸系數(shù)，μ為隨機(jī)變量。 （三）參數(shù)估計(jì) 以我國(guó)1978-2010年財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)作為樣本觀察值，采用普通最小二乘法，通過(guò)軟件EViews4.0對(duì)上述模型總體回歸系數(shù)α和β進(jìn)行估計(jì)，可得到如下結(jié)果（見(jiàn)表2）。 表2 我國(guó)1978-2010年財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值回歸系數(shù)表 Included observations: 33 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2316.446 679.1864 -3.410619 0.0018 GDP 0.198073 0.

13、004861 40.74412 0.0000 得到如下方程： (-3.4106) (40.7441) 其中,,F=1660.084,P=0,DW=0.1021，彈性系數(shù)(即β)為0.198073,表示我國(guó)GDP每增加1億元的產(chǎn)值,財(cái)政收入可增加1980.73萬(wàn)元。 （四）顯著性檢驗(yàn) 先對(duì)變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，在給定顯著性水平α=0.05下，驗(yàn)證總體回歸系數(shù)為零的假設(shè)。 H0:β=0； H1：β≠0。 對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行t檢驗(yàn)（見(jiàn)表2），α的t值為-3.41，P=0.0018<0.05,β的t值為40.74412，P=0<0.05,因此，拒絕原假設(shè)H0，即該回歸系數(shù)顯著

14、，參數(shù)估計(jì)有效。 再對(duì)回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)（見(jiàn)表2），在給定顯著性水平α=0.05下，R2=0.9817,即回歸方程的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)=1660.084，P=0<0.05，即以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)解釋財(cái)政收入(F)可信度比較高。 但是這里有一個(gè)問(wèn)題，可以看到D-W值為0.1021，通過(guò)查詢D-W分布表，N=33，K=3時(shí)，可知dL=1.258，dU=1.651，0

15、財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值回歸Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn) 可見(jiàn)，p=1，q=1,估計(jì)該模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)服從AR(1),MA(1),ARMA(1,1)。 三、模型修正 (一)序列相關(guān)的修正 1983年,國(guó)務(wù)院決定在全國(guó)試行國(guó)有企業(yè)利改稅，1984年10月起,在全國(guó)實(shí)施第二步利改稅和工商稅制改革,陸續(xù)發(fā)布了一系列行政法規(guī)。在我國(guó)這是稅制改革全面展開(kāi)的時(shí)期,取得了改革開(kāi)放以后稅制改革的第二次重大突破。還有就是1994年稅制改革,這一時(shí)期是我國(guó)稅制改革全面深化的時(shí)期,取得了改革開(kāi)放以來(lái)稅制改革的第三次重大突破。從1992年起,財(cái)稅部門就開(kāi)始加快稅制改革的準(zhǔn)備工作,1993年迅速制定了全面改革工商稅制的總

16、體方案和各項(xiàng)具體措施,并完成了有關(guān)法律、法規(guī)的必要程序,于1993年底之前陸續(xù)公布,從1994年起在全國(guó)實(shí)施。這兩次稅制改革導(dǎo)致了財(cái)政收入的不規(guī)律變化,進(jìn)而導(dǎo)致模型出現(xiàn)了隨機(jī)項(xiàng)的自相關(guān)。 因此,在長(zhǎng)期中,由于存在不可預(yù)知的突發(fā)擾動(dòng)以及經(jīng)濟(jì)變量結(jié)構(gòu)性的變化,模型出現(xiàn)了隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)，但我們并不知道總體模型中隨機(jī)干擾項(xiàng)的真是回歸系數(shù)是多少，故本文采用差分法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理消除自相關(guān)并對(duì)模型進(jìn)行擬和，采用普通最小二乘法，通過(guò)EViews4.0對(duì)修正后的模型總體回歸系數(shù)α和β進(jìn)行估計(jì)，可得到如下結(jié)果（見(jiàn)表3）。 表3 我國(guó)1978-2010年財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值差分后回歸系數(shù)表 Inclu

17、ded observations: 32 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -404.0018 160.9073 -2.510773 0.0177 DGDP 0.238701 0.008121 29.39224 0.0000 得到如下回歸方程 (-2.5108) (29.3922) 其中，,,F=863.9037，P=0，DW=1.1536。 易看出，t檢驗(yàn)和F-檢驗(yàn)順利通過(guò)

18、，然而D-W值為1.1536，0

19、性水平上可以拒絕隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在序列相關(guān)的假設(shè)，因此可以接受隨機(jī)干擾項(xiàng)服從AR（2）的備擇假設(shè)，據(jù)此探討模型，得出最合適的回歸系數(shù)（見(jiàn)表5）。 表5 MA(2)模型回歸系數(shù)表 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -365.3853 283.9516 -1.286787 0.2087 DGDP 0.239809 0.010952 21.89579 0.0000 MA(1) 0.453317 0.168349 2.692723 0.0118 MA(2) 0.684926 0

20、.174159 3.932755 0.0005 得到回歸方程為 (-1.2868) (21.8957) (2.6927) (3.9328) 其中，,,F=360.1082,P=0,DW=1.9901。 該模型的經(jīng)濟(jì)意義可解釋為每增長(zhǎng)1單位，則平均增長(zhǎng)0.2398單位。 （二）滯后變量的修正 此處，還考慮到模型是否存在雙向因果關(guān)系，即財(cái)政收入的增加會(huì)促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)，而GDP的增長(zhǎng)也會(huì)促進(jìn)財(cái)政收入的增加。在此，本文選用了Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)模型變量的滯后性進(jìn)行檢驗(yàn)。利用分布滯后模型Ft=α+β0GDPt+β1

21、GDPt-1+β2GDPt-2+β3GDPt-3,建立庫(kù)存函數(shù)，應(yīng)用2階Almon多項(xiàng)式變換，,i=0,1,2,3 原模型可變換為， 其中，，，。 用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)（見(jiàn)表6）。 表6 我國(guó)1978-2010年財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Granger因果關(guān)系檢驗(yàn) Included observations: 30 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -274

22、2.490 770.0066 -3.561644 0.0014 PDL01 0.065261 0.079254 0.823434 0.4178 PDL02 -0.112437 0.076070 -1.478083 0.1514 PDL03 0.024038 0.075709 0.317509 0.7534 Lag Distribution of GDP i Coefficint Std. Error t-Statistic . *|

23、 0 0.20174 0.07901 2.55323 . * | 1 0.06526 0.07925 0.82343 *. | 2 -0.02314 0.07469 -0.30978 * . 3 -0.06346 0.10425 -0.60875 由此，可直接得到原模型的OLS估計(jì)結(jié)果： (-3.5617) (2.5532) (0.8234) (-0.3098)

24、 (-0.6088) 其中，R2=0.9827，,DW=0.1915，F(xiàn)=490.9522，P=0. 從表6易看出，F(xiàn)和GDP各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體不為0，即F與GDP之間存在雙向影響。 接下來(lái)，用局部調(diào)整模型進(jìn)行調(diào)整，運(yùn)用局部調(diào)整假設(shè)，可將模型變換為，因此，可用Ft直接對(duì)GDPt與Ft-1回歸（見(jiàn)表7）。 表7 Ft對(duì)GDPt與Ft-1回歸系數(shù)表 Included observations: 32 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob

25、. C -558.9002 323.9504 -1.725265 0.0951 GDP 0.035031 0.013447 2.605056 0.0143 F(-1) 0.989527 0.080372 12.31185 0.0000 根據(jù)回歸輸出結(jié)果中的參數(shù)估計(jì)值，可知，據(jù)此可算得原模型中的參數(shù)為，，，，因此，原回歸方程為 其中，,,F=4982.643,P=0，由于模型中包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，因而無(wú)法用D-W檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)自相關(guān)。這里才用LM檢驗(yàn)，在上述回歸模型的基礎(chǔ)上，LM檢驗(yàn)結(jié)果（自相關(guān)階數(shù)

26、為1）（見(jiàn)表8）。 表8 Ft對(duì)GDPt與Ft-1回歸基礎(chǔ)上LM檢驗(yàn) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.118965 Prob. F(1,28) 0.732737 Obs*R-squared 0.135385 Prob. Chi-Square(1) 0.712913 顯然，LM統(tǒng)計(jì)量為0.135385，小于臨界值，而且P=0.712913>0.01，可知，在1%的顯著性水平下模型不存在一階自相關(guān)。因此回歸方程為 即

27、 (-1.7253) (2.6051) (12.3119) 該模型在給定顯著性水平α=0.01下，R2=0.9971,即回歸方程的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)=4982.64，P=0<0.01，即以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)解釋財(cái)政收入(F)可信度比較高。說(shuō)明該回歸方程效果明顯，可以解釋了因變量變動(dòng)的絕大部分變化。 四、模型的深入研究 既然國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)可以較好地解釋財(cái)政收入(F)，那么可以對(duì)GDP對(duì)財(cái)政收入的影響細(xì)化，GDP由第一、二、三產(chǎn)業(yè)構(gòu)成，接下來(lái)研究第一、二、三產(chǎn)業(yè)分別對(duì)財(cái)政收入的影響狀況。 建立如下回歸模型： F=α+β1*X1 +β2*X2+β3*X3+

28、μ 其中，α、β1、β2、β3為回歸系數(shù)，μ為隨機(jī)變量。 以我國(guó)1978-2010年財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)作為樣本觀察值，對(duì)上述模型總體回歸系數(shù)α、β1、β2、β3進(jìn)行估計(jì)，通過(guò)回歸分析（見(jiàn)表9）。 表9 我國(guó)1978-2010年財(cái)政收入和第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值回歸系數(shù)表 Included observations: 33 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2160.925 367.8887 5.873856 0.0000 X1 -0.984470 0.109808 -8.

29、965347 0.0000 X2 0.203726 0.093399 2.181248 0.0374 X3 0.465615 0.085049 5.474671 0.0000 可得到如下回歸方程： （5.8739） （-8.965） （2.1812） （5.4747） 其中，，，F(xiàn)=5085.044，P=0，對(duì)方程進(jìn)行t檢驗(yàn)（見(jiàn)表9），提出如下原假設(shè)： H0:β1=β2=β3=0； H1：β1、β2、β3不全為0。 X2對(duì)應(yīng)的t值為2.1812，P=0.0374>0.05，即該回歸系數(shù)顯著

30、，所以拒絕原假設(shè)H0。 對(duì)方程進(jìn)行F-檢驗(yàn)（見(jiàn)表9），F(xiàn)=5085.044，P=0<0.05,即回歸方程顯著。 在中短期內(nèi)，當(dāng)國(guó)家稅收結(jié)構(gòu)、外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境木有重大變化是情況下，第一產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1單位，財(cái)政收入下降0.98單位，這和我國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)，我國(guó)實(shí)行“三農(nóng)”政策，扶持農(nóng)業(yè)發(fā)展，因而進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)助，構(gòu)成財(cái)政支出；第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1單位，財(cái)政收入增加0.2單位，第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1單位，財(cái)政收入增加0.47單位，可見(jiàn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都是對(duì)財(cái)政收入有促進(jìn)作用的，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的腿的作用更為明顯。 其實(shí)，財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系除了上述模型中提到的線性相關(guān)外，還可以從第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)財(cái)政

31、收入的貢獻(xiàn)以及各產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)發(fā)展趨勢(shì)來(lái)研究。 計(jì)算第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比例，整理后見(jiàn)附二。 對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比例做折線趨勢(shì)圖（如圖四）： 圖四 第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比例折線圖 由圖四可以觀察到，從1978年到2010年第二產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響一直最大，并保持基本穩(wěn)定；第一產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響有明顯下降趨勢(shì)；第三產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響有明顯上升趨勢(shì)，并且有趨勢(shì)超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)的影響。這個(gè)結(jié)果是符合我國(guó)國(guó)情的，從改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)進(jìn)入工業(yè)化，并致力于大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，這也是有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策，從分析的結(jié)果來(lái)看，已經(jīng)取得了一定的成效，所以應(yīng)該繼續(xù)發(fā)展這種有利的形

32、式。 除此之外，還有財(cái)政收入的增長(zhǎng)和GDP的增長(zhǎng)關(guān)系。在上述模型分析中也已經(jīng)提到，每增長(zhǎng)1單位，則平均增長(zhǎng)0.2398單位,即財(cái)政收入的增長(zhǎng)速度是GDP增長(zhǎng)的0.2398倍，這也符合我國(guó)國(guó)情，財(cái)政收入的增長(zhǎng)相對(duì)于GDP的增長(zhǎng)控制在20%~25%之間。 五、研究結(jié)論及建議 本文實(shí)證研究的結(jié)果和我們的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論以及我國(guó)國(guó)情是相一致的。 （一）財(cái)政收入與GDP確實(shí)存在線性相關(guān)關(guān)系 在中短期內(nèi)，當(dāng)國(guó)家稅收結(jié)構(gòu)、外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境沒(méi)有重大變化的情況下,國(guó)家財(cái)政收入與GDP確實(shí)存在線性相關(guān)關(guān)系,且二者高度正相關(guān)。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加時(shí),財(cái)政收入也會(huì)相應(yīng)增加；反之,則減少。 （二）財(cái)政收入

33、與GDP之間存在雙向因果關(guān)系 根據(jù)Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn),1978-2010年,滯后階數(shù)為1的情況下,財(cái)政收入與GDP之間存在雙向因果關(guān)系,即GDP和財(cái)政收入存在著顯著的相互促進(jìn)作用,GDP是財(cái)政收入的Granger因,即GDP的增長(zhǎng)能引起財(cái)政收入的增長(zhǎng)；財(cái)政收入也是GDP的Granger因,即財(cái)政收入的增長(zhǎng)也能引起GDP的增長(zhǎng)。原因是： 1.財(cái)政收入的增加,使政府能夠集中足夠的財(cái)力,為整個(gè)社會(huì)提供更多的公共產(chǎn)品、基礎(chǔ)設(shè)施,從而為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展奠定基礎(chǔ), 因而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)； 2.財(cái)政稅收在參與國(guó)民收入分配和進(jìn)行資源配置的過(guò)程中,通過(guò)彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈,把社會(huì)資源配置到經(jīng)

34、濟(jì)和社會(huì)效益均較好的環(huán)節(jié)中去而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)； 3.政府財(cái)政收入的增加,使得政府能夠通過(guò)自己的支出活動(dòng),直接刺激需求,從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在滯后階數(shù)為2和4的情況下(結(jié)果未列出，原理同滯后一階的情況),GDP和財(cái)政收入之間只存在單向的因果關(guān)系,GDP是財(cái)政收入的Granger因,GDP增長(zhǎng)是財(cái)政收入增長(zhǎng)的決定因素，而財(cái)政收入是GDP的非Granger因，即財(cái)政收入對(duì)GDP沒(méi)有影響。 （三）三大產(chǎn)業(yè)合理有序發(fā)展 從各個(gè)產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響來(lái)看，從1978年到2010年第二產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響程波動(dòng)穩(wěn)定狀態(tài)，并且一直保持最大影響力度；第一產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響一開(kāi)始很大，后

35、來(lái)漸漸有下降趨勢(shì)，1986年開(kāi)始低于第三產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響；第三產(chǎn)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響一開(kāi)始比較小，但有明顯上升趨勢(shì)，并且有趨勢(shì)超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)的影響。 這個(gè)結(jié)果是符合我國(guó)國(guó)情的，從改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)進(jìn)入工業(yè)化，并大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，這也是有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策，從分析的結(jié)果來(lái)看，已經(jīng)取得了一定的成效，所以應(yīng)該繼續(xù)發(fā)展這種有利的形式，大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，穩(wěn)固發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，絕不忽視第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，三大產(chǎn)業(yè)合理有序發(fā)展，共同促進(jìn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展，推動(dòng)國(guó)家財(cái)政收入的穩(wěn)健增長(zhǎng)。 1. 農(nóng)業(yè)要做精。農(nóng)業(yè)按照目前粗放式經(jīng)營(yíng)，難以讓農(nóng)民富裕起來(lái)，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)給農(nóng)民增收恐怕不夠，必須做精品、高附加值。因?yàn)檗r(nóng)民是弱

36、勢(shì)群體，農(nóng)業(yè)是弱勢(shì)產(chǎn)業(yè)，因此還要加大政府的政策傾斜，加強(qiáng)扶持力度，建好社會(huì)主義新農(nóng)村，發(fā)展好農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。 2. 工業(yè)要做強(qiáng)。目前各個(gè)地方都在搞招商引資，有能力的產(chǎn)業(yè)，應(yīng)該招大商、強(qiáng)商，招世界500強(qiáng)企業(yè)，不能走村村點(diǎn)火、戶戶冒煙的高污染老路。走新型工業(yè)化道路，用市場(chǎng)化機(jī)制培育企業(yè)，不能污染環(huán)境，發(fā)展的同時(shí)保護(hù)環(huán)境，并增加就業(yè)。 3.第三產(chǎn)業(yè)要做大，如旅游、服務(wù)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)有巨大的潛力，特別是中國(guó)已進(jìn)入旅游加速發(fā)展期，要用旅游的觀點(diǎn)統(tǒng)籌城市規(guī)劃、設(shè)計(jì)。國(guó)內(nèi)“千城一面”突出，城市要有自己的特點(diǎn)，打造休閑旅游，要有自己的品牌。加強(qiáng)創(chuàng)新發(fā)展的觀念，堅(jiān)持走新型的環(huán)保節(jié)能型發(fā)展道路。 （四）正

37、確處理財(cái)政收入與GDP的關(guān)系 正確處理財(cái)政收入與GDP的關(guān)系,使各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與財(cái)政收入的比重保持在一個(gè)合理的范圍內(nèi),這樣財(cái)政收入與GDP 才會(huì)相互促進(jìn),協(xié)調(diào)發(fā)展,既不影響政府各項(xiàng)職能的正常履行,削弱財(cái)政對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和資源配置優(yōu)化的調(diào)控能力,又不影響集體、企業(yè)和勞動(dòng)者個(gè)人在初次分配中的所得,挫傷其積極性。最終使國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展,人民生活水平日益提高。在此同時(shí)，也要注意將財(cái)政收入的增長(zhǎng)相對(duì)于GDP的增長(zhǎng)速度控制在20%-25%的合理范圍之內(nèi)，避免發(fā)生“虛高”的增長(zhǎng)。 參考文獻(xiàn) [1]韋邦榮，楊玉生. 中國(guó)財(cái)政收入與GDP之間關(guān)系

38、的協(xié)整分析 [J].安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2007，（1）.遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2007，（1）. [2]靳云匯，金賽男. 高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) [M].北京大學(xué)出版社，2007，（8）. [3]劉俊珍. 財(cái)政收入與GDP關(guān)系的統(tǒng)計(jì)研究 [J].北方經(jīng)濟(jì)，2008，（2）. [4]徐菁. 對(duì)財(cái)政收入與GDP相關(guān)性的分析 [J].浙江金融，2007，（1）. [5]張本崇.胡喬治.中國(guó)財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（5）. [6]丁文斌. 北京市地方財(cái)政收入與GDP的協(xié)整關(guān)系分析 [J]. 北京統(tǒng)計(jì)，2001，（8）. [7]劉宏杰. 中國(guó)財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)

39、增長(zhǎng)之間的定量研究：1978-2006 ----基于VAR模型的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析 [J]河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2008，（6） [8]賀彥淇. 基于差分法的財(cái)政收入回歸模型 [J].宜賓學(xué)院學(xué)報(bào)，2010，（6）. [9]2000 Financial Report of the United States Government [ EB/OL].2002,(1). [10]楊育土. 對(duì)財(cái)政收入快于GDP增長(zhǎng)現(xiàn)象的思考 [J]. 企業(yè)技術(shù)開(kāi)發(fā)，2011，（7）. [11]劉美嬌. 中國(guó)財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的實(shí)證分析 [J]. 企業(yè)導(dǎo)報(bào), 2012，（2）. [12]原哲. GDP與財(cái)政收入的

40、關(guān)系 [J].中國(guó)統(tǒng)計(jì)，2007，（12）. [13]Zhang X, Okawa T. Cointegration and Error Correction[M].Osaka:Seseragi Publishing Co,1997.139-150. [14]龐瑞芝，張志超. 轉(zhuǎn)軌時(shí)期我國(guó)財(cái)政收入增長(zhǎng)與GDP增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究 [J].天津商學(xué)院學(xué)報(bào)，2002，（3）. [15]賈繼花. 財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)關(guān)系的分析 [J].山東輕工業(yè)學(xué)院學(xué)報(bào)，2002，（4）. [16]鄧子基. 財(cái)政收入與GDP的協(xié)調(diào)關(guān)系研究----兼評(píng)所謂“國(guó)富民窮”之說(shuō) [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2011，（5）

41、. [17]曾五一，劉小二. 中國(guó)財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析 [J].統(tǒng)計(jì)信息與論壇，2009，（7）. [18]趙春濱. 天津財(cái)政收入與GDP關(guān)系的協(xié)整分析與誤差修正模型研究 [J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2009，（20）. [19]陳天翼，劉笑嶂. 廣東山區(qū)五市財(cái)政收入與GDP關(guān)系的比較分析 [J].區(qū)域經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)研究，2011，（3）. [20]曲振濤，于樹(shù)彬，王曙光. 關(guān)于財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系的研究 [J].財(cái)政研究，2002，（6）. [21]梁蕾. 我國(guó)財(cái)政收入與GDP之間協(xié)整關(guān)系的分析 [J].2008年管理論叢與教育研究?？?，2008. [22]林嘉，張宗君.

42、韶關(guān)市財(cái)政收入與GDP數(shù)量關(guān)系分析 [J].韶關(guān)商學(xué)院學(xué)報(bào)，2009，（1）. [23]汪越，金銀亮. 泰州市財(cái)政收入與GDP之間的實(shí)證分析 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，（6）. [24]黃利春. 南通市財(cái)政收入增長(zhǎng)與GDP增長(zhǎng)的相關(guān)分析 [J].江海縱橫，2006，（1）. 附錄 附一： 1978-2010年中國(guó)財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 單位：億元 年份 財(cái)政 收入 第一 產(chǎn)業(yè) 第二 產(chǎn)業(yè) 第三 產(chǎn)業(yè) 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 工業(yè) 建筑業(yè) 1978 1132.26 1027.5 1745.2 872.5 36

43、45.2 1607.0 138.2 1979 1146.38 1270.2 1913.5 878.9 4062.6 1769.7 143.8 1980 1159.93 1371.6 2192.0 982.0 4545.6 1996.5 195.5 1981 1175.79 1559.5 2255.5 1076.6 4891.6 2048.4 207.1 1982 1212.33 1777.4 2383.0 1163.0 5323.4 2162.3 220.7 1983 1366.95 1978.4 2646.

44、2 1338.1 5962.7 2375.6 270.6 1984 1642.86 2316.1 3105.7 1786.3 7208.1 2789.0 316.7 1985 2004.82 2564.4 3866.6 2585.0 9016.0 3448.7 417.9 1986 2122.01 2788.7 4492.7 2993.8 10275.2 3967.0 525.7 1987 2199.35 3233.0 5251.6 3574.0 12058.6 4585.8 665.8 1988 2357

45、.24 3865.4 6587.2 4590.3 15042.8 5777.2 810.0 1989 2664.90 4265.9 7278.0 5448.4 16992.3 6484.0 794.0 1990 2937.10 5062.0 7717.4 5888.4 18667.8 6858.0 859.4 1991 3149.48 5342.2 9102.2 7337.1 21781.5 8087.1 1015.1 1992 3483.37 5866.6 11699.5 9357.4 26923.5

46、 10284.5 1415.0 1993 4348.95 6963.8 16454.4 11915.7 35333.9 14188.0 2266.5 1994 5218.10 9572.7 22445.4 16179.8 48197.9 19480.7 2964.7 1995 6242.20 12135.8 28679.5 19978.5 60793.7 24950.6 3728.8 1996 7407.99 14015.4 33835.0 23326.2 71176.6 29447.6 4387.4 1997

47、 8651.14 14441.9 37543.0 26988.1 78973.0 32921.4 4621.6 1998 9875.95 14817.6 39004.2 30580.5 84402.3 34018.4 4985.8 1999 11444.08 14770.0 41033.6 33873.4 89677.1 35861.5 5172.1 2000 13395.23 14944.7 45555.9 38714.0 99214.6 40033.6 5522.3 2001 16386.04 15781

48、.3 49512.3 44361.6 109655.2 43580.6 5931.7 2002 18903.64 16537.0 53896.8 49898.9 120332.7 47431.3 6465.5 2003 21715.25 17381.7 62436.3 56004.7 135822.8 54945.5 7490.8 2004 26396.47 21412.7 73904.3 64561.3 159878.3 65210.0 8694.3 2005 31649.29 22420.0 87598.1

49、 74919.3 184937.4 77230.8 10367.3 2006 38760.20 24040.0 103719.5 88554.9 216314.4 91310.9 12408.6 2007 51321.78 28627.0 125831.4 111351.9 265810.3 110534.9 15296.5 2008 61330.35 33702.0 149003.4 131340.0 314045.4 130260.2 18743.2 2009 68518.30 35226.0 157638.8

50、 148038.0 340902.8 135239.9 22398.8 2010 83101.51 40533.6 187581.4 173087.0 401202.0 160867.0 26714.4 附二： 1978-2010年第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比例 年份 X1/GDP X2/GDP X3/GDP 1978 23.94% 100.00% 44.09% 1979 21.63% 100.00% 43.56% 1980 21.60% 100.00% 43.92% 1981 22.01% 100.00% 41.88%

51、1982 21.85% 100.00% 40.62% 1983 22.44% 100.00% 39.84% 1984 24.78% 100.00% 38.69% 1985 28.67% 100.00% 38.25% 1986 29.14% 100.00% 38.61% 1987 29.64% 100.00% 38.03% 1988 30.51% 100.00% 38.41% 1989 32.06% 100.00% 38.16% 1990 31.54% 100.00% 36.74% 1991 33.69% 100.00%

52、 37.13% 1992 34.76% 100.00% 38.20% 1993 33.72% 100.00% 40.15% 1994 33.57% 100.00% 40.42% 1995 32.86% 100.00% 41.04% 1996 32.77% 100.00% 41.37% 1997 34.17% 100.00% 41.69% 1998 36.23% 100.00% 40.31% 1999 37.77% 100.00% 39.99% 2000 39.02% 100.00% 40.35% 2001 40.46

53、% 100.00% 39.74% 2002 41.47% 100.00% 39.42% 2003 41.23% 100.00% 40.45% 2004 40.38% 100.00% 40.79% 2005 40.51% 100.00% 41.76% 2006 40.94% 100.00% 42.21% 2007 41.89% 100.00% 41.58% 2008 41.82% 100.00% 41.48% 2009 43.43% 100.00% 39.67% 2010 43.14% 100.00% 40.10% 20