我國財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系分析

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1、南京財經(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)來源 5 （四）變量說明 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 7 （四）顯著性檢驗 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）財政收入與GDP確實存在線性相關(guān)關(guān)系 21 （二）財政收入與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）正確處理財政收入與GDP 的關(guān)系 22

2、參考文獻 24 附錄 25 我國財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系分析 摘 要：隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，財政收入規(guī)模不斷擴大。國內(nèi)生產(chǎn)總值和財政收入是眾多經(jīng)濟指標(biāo)中的兩個關(guān)鍵性指標(biāo)，思考和研究這兩個指標(biāo)的相互關(guān)系，并正確把握，對于促進經(jīng)濟可持續(xù)健康發(fā)展，具有非常重要的意義。本文針對1978-2010年中國財政收入和國內(nèi)總產(chǎn)值的變化，對財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸分析，以及財政收入對第一、二、三產(chǎn)業(yè)的回歸分析，量化影響財政收入的因素的重要程度。并通過對各個產(chǎn)業(yè)的影響趨勢分析，推斷經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，并提出合理建議，推動經(jīng)濟的健康有序發(fā)展。 關(guān)鍵詞：財政收入，國內(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 國內(nèi)生產(chǎn)總值和財政收入是眾多經(jīng)濟指標(biāo)中的兩個關(guān)鍵性指標(biāo)，是一個區(qū)域綜合經(jīng)濟實力和發(fā)展水平的“晴雨表”和“顯示器”。思考和研究這兩個指標(biāo)的相互關(guān)系，并正確把握，對于促進經(jīng)濟可持續(xù)健康發(fā)展，具有非常重要的意義。 （一）概念闡述 財政收入，是指國家參與社會產(chǎn)品分配所取得的收入，是國家或者政府為了保證其職能的實現(xiàn)，而對一部分社會產(chǎn)品或者社

7、會產(chǎn)品價值，憑借其權(quán)力進行占有的過程，占有的這部分應(yīng)該為整個社會生產(chǎn)的部分剩余價值，也是反映經(jīng)濟運行質(zhì)量和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)劣的一個重要參數(shù)。 國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP，是指按市場價格計算的一個國家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果，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，它是反映和評價一個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的核心指標(biāo)。 （二）研究背景及意義 財政收入是保證國家有效運轉(zhuǎn)的經(jīng)濟基礎(chǔ)，在一國經(jīng)濟建設(shè)中發(fā)揮著重要作用。從1978年改革開放以來，我國的經(jīng)濟得到了快速發(fā)展，財政通過稅收和各種收費等形式籌集的資金規(guī)模不斷擴大，而擴大的財政

8、收入又以各種形式的政府支出來調(diào)節(jié)和推動國民經(jīng)濟發(fā)展?？梢赃@樣說，從建國到現(xiàn)在，中國經(jīng)濟正是在財政收入、政府支出的循環(huán)往復(fù)中得到快速發(fā)展的。 財政收入規(guī)模與經(jīng)濟總量不斷擴大。1978-2010年，中國財政收入總體上呈增長趨勢，2010年中國財政收入規(guī)模達到83101.51億元，比改革開放初期增加了73倍多，33個年份中的財政收入均表現(xiàn)為正增長。伴隨著積極財政政策的實施，為滿足財政收入的大量增加，1999年中國財政收入發(fā)生了根本性變化，當(dāng)年財政收入規(guī)模突破1萬億元，2003年超過2萬億元，2010年已經(jīng)超過8萬億元。顯然，中國財政收入絕對規(guī)模的增長幅度越來越明顯。在國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長中，中國經(jīng)濟

9、保持了30多年的持續(xù)快速增長，經(jīng)濟總量逐年增加。1978年，中國國內(nèi)生產(chǎn)總值僅為3645.2億元，到2001年，中國經(jīng)濟總量超過10萬億元規(guī)模，2010年，中國GDP達401202億元，相當(dāng)于1978年的110倍。 本文通過對我國財政收入和GDP之間作相關(guān)性分析以及對國內(nèi)生產(chǎn)總值細化與財政收入的總量情況、增長情況、比例關(guān)系和相關(guān)影響因素進行觀察分析, 得出影響財政收入的主要因素，并提出合理建議。 （三）數(shù)據(jù)來源 本文所有數(shù)據(jù)均來自于中國國家統(tǒng)計局歷年統(tǒng)計資料（1978-2010《統(tǒng)計年鑒》），并適當(dāng)加工整理而成。本文使用軟件為EViews4.0和EXCEL軟件。詳細數(shù)據(jù)見附一。 （四）

10、變量說明 根據(jù)相關(guān)資料，通常認(rèn)為財政收入是國內(nèi)生產(chǎn)總值的函數(shù)，現(xiàn)對變量作如下說明（見表1）。 表1 變量說明 財政收入 Financial revenue（F） 第一產(chǎn)業(yè) X1 第一產(chǎn)業(yè) X2 第一產(chǎn)業(yè) X3 國內(nèi)生產(chǎn)總值 Gross domestic product (GDP) 二、模型建立與分析 本文將財政收入（F）作為因變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為自變量，進行研究討論，建立模型。 （一）相關(guān)性分析 首先，對財政收入F和國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作散點圖（如圖一、圖二），可以很直觀地觀測到兩個變量變化方向一致,并且二者變化方向一致性較強，因此推斷二

11、者存在一定線性相關(guān)。 圖一 財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值散點圖 圖二 財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值散點圖 為了驗證上述的觀測結(jié)論,計算得到國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)與財政收入(F)兩個變量的相關(guān)系數(shù)r=0.9908,該相關(guān)系數(shù)通過Pearson相關(guān)分析檢驗,相關(guān)分析的結(jié)果驗證了國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)與財政總收入(F)這兩個變量存在高度依賴的線性相關(guān)。 （二）模型建立 根據(jù)散點圖觀測到的軌跡分布規(guī)律和相關(guān)分析的結(jié)果為進一步研究財政收入(F)與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的內(nèi)在規(guī)律,現(xiàn)以財政收入(F)為因變量,國內(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為隨機變量。 （三）參數(shù)估計 以我國1978-2010年財政收入和國內(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，通過軟件EViews4.0對上述模型總體回歸系數(shù)α和β進行估計，可得到如下結(jié)果（見表2）。 表2 我國1978-2010年財政收入和國內(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GDP每增加1億元的產(chǎn)值,財政收入可增加1980.73萬元。 （四）顯著性檢驗 先對變量進行顯著性檢驗，在給定顯著性水平α=0.05下，驗證總體回歸系數(shù)為零的假設(shè)。 H0:β=0； H1：β≠0。 對回歸系數(shù)進行t檢驗（見表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)估計有效。 再對回歸方程進行顯著性檢驗（見表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，即以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)解釋財政收入(F)可信度比較高。 但是這里有一個問題，可以看到D-W值為0.1021，通過查詢D-W分布表，N=33，K=3時，可知dL=1.258，dU=1.651，0

15、財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值回歸Q統(tǒng)計量檢驗 可見，p=1，q=1,估計該模型的隨機擾動項服從AR(1),MA(1),ARMA(1,1)。 三、模型修正 (一)序列相關(guān)的修正 1983年,國務(wù)院決定在全國試行國有企業(yè)利改稅，1984年10月起,在全國實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)。在我國這是稅制改革全面展開的時期,取得了改革開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,這一時期是我國稅制改革全面深化的時期,取得了改革開放以來稅制改革的第三次重大突破。從1992年起,財稅部門就開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年起在全國實施。這兩次稅制改革導(dǎo)致了財政收入的不規(guī)律變化,進而導(dǎo)致模型出現(xiàn)了隨機項的自相關(guān)。 因此,在長期中,由于存在不可預(yù)知的突發(fā)擾動以及經(jīng)濟變量結(jié)構(gòu)性的變化,模型出現(xiàn)了隨機擾動項的自相關(guān)，但我們并不知道總體模型中隨機干擾項的真是回歸系數(shù)是多少，故本文采用差分法對數(shù)據(jù)進行處理消除自相關(guān)并對模型進行擬和，采用普通最小二乘法，通過EViews4.0對修正后的模型總體回歸系數(shù)α和β進行估計，可得到如下結(jié)果（見表3）。 表3 我國1978-2010年財政收入和國內(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檢驗和F-檢驗順利通過

18、，然而D-W值為1.1536，0

19、性水平上可以拒絕隨機干擾項不存在序列相關(guān)的假設(shè)，因此可以接受隨機干擾項服從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)濟意義可解釋為每增長1單位，則平均增長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，即財政收入的增加會促進GDP的增長，而GDP的增長也會促進財政收入的增加。在此，本文選用了Granger因果關(guān)系檢驗對模型變量的滯后性進行檢驗。利用分布滯后模型Ft=α+β0GDPt+β1

21、GDPt-1+β2GDPt-2+β3GDPt-3,建立庫存函數(shù)，應(yīng)用2階Almon多項式變換，,i=0,1,2,3 原模型可變換為， 其中，，，。 用Granger因果關(guān)系檢驗（見表6）。 表6 我國1978-2010年財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值Granger因果關(guān)系檢驗 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，用局部調(diào)整模型進行調(diào)整，運用局部調(diào)整假設(shè)，可將模型變換為，因此，可用Ft直接對GDPt與Ft-1回歸（見表7）。 表7 Ft對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，因而無法用D-W檢驗來檢驗自相關(guān)。這里才用LM檢驗，在上述回歸模型的基礎(chǔ)上，LM檢驗結(jié)果（自相關(guān)階數(shù)

26、為1）（見表8）。 表8 Ft對GDPt與Ft-1回歸基礎(chǔ)上LM檢驗 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，即以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)解釋財政收入(F)可信度比較高。說明該回歸方程效果明顯，可以解釋了因變量變動的絕大部分變化。 四、模型的深入研究 既然國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)可以較好地解釋財政收入(F)，那么可以對GDP對財政收入的影響細化，GDP由第一、二、三產(chǎn)業(yè)構(gòu)成，接下來研究第一、二、三產(chǎn)業(yè)分別對財政收入的影響狀況。 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為隨機變量。 以我國1978-2010年財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)作為樣本觀察值，對上述模型總體回歸系數(shù)α、β1、β2、β3進行估計，通過回歸分析（見表9）。 表9 我國1978-2010年財政收入和第一、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，對方程進行t檢驗（見表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。 對方程進行F-檢驗（見表9），F(xiàn)=5085.044，P=0<0.05,即回歸方程顯著。 在中短期內(nèi)，當(dāng)國家稅收結(jié)構(gòu)、外部經(jīng)濟環(huán)境木有重大變化是情況下，第一產(chǎn)業(yè)增長1單位，財政收入下降0.98單位，這和我國的經(jīng)濟政策有關(guān)，我國實行“三農(nóng)”政策，扶持農(nóng)業(yè)發(fā)展，因而進行財政補助，構(gòu)成財政支出；第二產(chǎn)業(yè)增長1單位，財政收入增加0.2單位，第三產(chǎn)業(yè)增長1單位，財政收入增加0.47單位，可見第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都是對財政收入有促進作用的，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的腿的作用更為明顯。 其實，財政收入與國內(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)值對財政

31、收入的貢獻以及各產(chǎn)業(yè)的貢獻發(fā)展趨勢來研究。 計算第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比例，整理后見附二。 對第一、二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比例做折線趨勢圖（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)對財政收入的影響一直最大，并保持基本穩(wěn)定；第一產(chǎn)業(yè)對財政收入的影響有明顯下降趨勢；第三產(chǎn)業(yè)對財政收入的影響有明顯上升趨勢，并且有趨勢超過第二產(chǎn)業(yè)的影響。這個結(jié)果是符合我國國情的，從改革開放以來，我國進入工業(yè)化，并致力于大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，這也是有利于我國經(jīng)濟發(fā)展的政策，從分析的結(jié)果來看，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，還有財政收入的增長和GDP的增長關(guān)系。在上述模型分析中也已經(jīng)提到，每增長1單位，則平均增長0.2398單位,即財政收入的增長速度是GDP增長的0.2398倍，這也符合我國國情，財政收入的增長相對于GDP的增長控制在20%~25%之間。 五、研究結(jié)論及建議 本文實證研究的結(jié)果和我們的經(jīng)濟學(xué)理論以及我國國情是相一致的。 （一）財政收入與GDP確實存在線性相關(guān)關(guān)系 在中短期內(nèi)，當(dāng)國家稅收結(jié)構(gòu)、外部經(jīng)濟環(huán)境沒有重大變化的情況下,國家財政收入與GDP確實存在線性相關(guān)關(guān)系,且二者高度正相關(guān)。國內(nèi)生產(chǎn)總值增加時,財政收入也會相應(yīng)增加；反之,則減少。 （二）財政收入

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,1978-2010年,滯后階數(shù)為1的情況下,財政收入與GDP之間存在雙向因果關(guān)系,即GDP和財政收入存在著顯著的相互促進作用,GDP是財政收入的Granger因,即GDP的增長能引起財政收入的增長；財政收入也是GDP的Granger因,即財政收入的增長也能引起GDP的增長。原因是： 1.財政收入的增加,使政府能夠集中足夠的財力,為整個社會提供更多的公共產(chǎn)品、基礎(chǔ)設(shè)施,從而為國民經(jīng)濟的發(fā)展奠定基礎(chǔ), 因而促進了經(jīng)濟增長； 2.財政稅收在參與國民收入分配和進行資源配置的過程中,通過彌補市場失靈,把社會資源配置到經(jīng)

34、濟和社會效益均較好的環(huán)節(jié)中去而促進經(jīng)濟增長； 3.政府財政收入的增加,使得政府能夠通過自己的支出活動,直接刺激需求,從而拉動經(jīng)濟增長。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和財政收入之間只存在單向的因果關(guān)系,GDP是財政收入的Granger因,GDP增長是財政收入增長的決定因素，而財政收入是GDP的非Granger因，即財政收入對GDP沒有影響。 （三）三大產(chǎn)業(yè)合理有序發(fā)展 從各個產(chǎn)業(yè)對財政收入的影響來看，從1978年到2010年第二產(chǎn)業(yè)對財政收入的影響程波動穩(wěn)定狀態(tài)，并且一直保持最大影響力度；第一產(chǎn)業(yè)對財政收入的影響一開始很大，后

35、來漸漸有下降趨勢，1986年開始低于第三產(chǎn)業(yè)對財政收入的影響；第三產(chǎn)業(yè)對財政收入的影響一開始比較小，但有明顯上升趨勢，并且有趨勢超過第二產(chǎn)業(yè)的影響。 這個結(jié)果是符合我國國情的，從改革開放以來，我國進入工業(yè)化，并大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，這也是有利于我國經(jīng)濟發(fā)展的政策，從分析的結(jié)果來看，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，共同促進國家經(jīng)濟的健康發(fā)展，推動國家財政收入的穩(wěn)健增長。 1. 農(nóng)業(yè)要做精。農(nóng)業(yè)按照目前粗放式經(jīng)營，難以讓農(nóng)民富裕起來，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。因為農(nóng)民是弱

36、勢群體，農(nóng)業(yè)是弱勢產(chǎn)業(yè)，因此還要加大政府的政策傾斜，加強扶持力度，建好社會主義新農(nóng)村，發(fā)展好農(nóng)村經(jīng)濟。 2. 工業(yè)要做強。目前各個地方都在搞招商引資，有能力的產(chǎn)業(yè)，應(yīng)該招大商、強商，招世界500強企業(yè)，不能走村村點火、戶戶冒煙的高污染老路。走新型工業(yè)化道路，用市場化機制培育企業(yè)，不能污染環(huán)境，發(fā)展的同時保護環(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，特別是中國已進入旅游加速發(fā)展期，要用旅游的觀點統(tǒng)籌城市規(guī)劃、設(shè)計。國內(nèi)“千城一面”突出，城市要有自己的特點，打造休閑旅游，要有自己的品牌。加強創(chuàng)新發(fā)展的觀念，堅持走新型的環(huán)保節(jié)能型發(fā)展道路。 （四）正

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

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

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

40、關(guān)系 [J].中國統(tǒng)計，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)軌時期我國財政收入增長與GDP增長關(guān)系的實證研究 [J].天津商學(xué)院學(xué)報，2002，（3）. [15]賈繼花. 財政收入與經(jīng)濟增長相關(guān)關(guān)系的分析 [J].山東輕工業(yè)學(xué)院學(xué)報，2002，（4）. [16]鄧子基. 財政收入與GDP的協(xié)調(diào)關(guān)系研究----兼評所謂“國富民窮”之說 [J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2011，（5）

41、. [17]曾五一，劉小二. 中國財政收入與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 [J].統(tǒng)計信息與論壇，2009，（7）. [18]趙春濱. 天津財政收入與GDP關(guān)系的協(xié)整分析與誤差修正模型研究 [J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2009，（20）. [19]陳天翼，劉笑嶂. 廣東山區(qū)五市財政收入與GDP關(guān)系的比較分析 [J].區(qū)域經(jīng)濟開發(fā)研究，2011，（3）. [20]曲振濤，于樹彬，王曙光. 關(guān)于財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值關(guān)系的研究 [J].財政研究，2002，（6）. [21]梁蕾. 我國財政收入與GDP之間協(xié)整關(guān)系的分析 [J].2008年管理論叢與教育研究?？?008. [22]林嘉，張宗君.

42、韶關(guān)市財政收入與GDP數(shù)量關(guān)系分析 [J].韶關(guān)商學(xué)院學(xué)報，2009，（1）. [23]汪越，金銀亮. 泰州市財政收入與GDP之間的實證分析 [J].經(jīng)濟研究，2010，（6）. [24]黃利春. 南通市財政收入增長與GDP增長的相關(guān)分析 [J].江?？v橫，2006，（1）. 附錄 附一： 1978-2010年中國財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值 單位：億元 年份 財政 收入 第一 產(chǎn)業(yè) 第二 產(chǎn)業(yè) 第三 產(chǎn)業(yè) 國內(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