影響財政收入的主要因素摘要：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。財政收入的增長情況關系著一個國家經濟的發展和社會的進步。我國財政收入主要受國民經濟發展、預算外資金收入、稅收收入等因素的影響。本文針對我國財政收入影響因素建立了計量經濟模型，并利用E-views軟件對收集到的數據進行相關回歸分析，排除簡單多元回歸模型存在的嚴重多重共線性等問題，建立財政收入影響因素更精確的模型，分析了影響財政收入主要因素及其影響程度，預測我國財政收入增長趨勢。一 問題的提出 據中國之聲報道，2010年中國稅收收入預計將達到7.7萬億元，加上非稅收入，今年財政收入走入“8萬億”時代已成定局。而一旦實現了這個數字，中國將緊隨美國之后成為全球第二大財政收入經濟體。中國僅用了3年的時間就超越日本，坐上了世界第二的寶座，這一變動將會對全球經濟及政治形勢產生巨大的影響。據統計19782008年我國財政收入的規模隨著經濟的不斷增長而增長,由1978 年的1132.26億元到2008年的61330.35億元,擴大了近50倍。“十一五”期間，中國財政收入從“十五”末年的3萬億元起步，以年均1萬億元的幅度增長，年度增速數倍于同期GDP。同時，“中國稅負是否過高”引發了全民關注。為了研究影響中國財政收入增長的主要原因，分析中央財政收入對稅收收入的依賴程度，預測中國財政收入未來的增長趨勢，需要建立計量經濟學模型。影響中國財政收入增長的因素很多，但據分析主要的因素有：經濟發展水平。經濟發展水平的影響是基礎性的。經濟發展水平與財政收入是根與葉、源與流的關系。預算外資金收入。預算外收入是指不通過國家預算管理的財政收入。數據顯示，1978年，全國預算外收入為347億元，相當于當年預算內收入的30.6%；而2006年的全國預算外收入總量，已與3.9萬億元的國家財政收入不相上下。預算外收入已成為影響中國財政收入不可或缺的因素。稅收收入。稅收是社會主義國家參與國民收入分配最主要、最規范的形式,籌集財政收入穩定可靠。中國的稅收收入已占到財政收入的95%左右，是財政收入最主要的來源。能源消費總量。未來十年中國能源消費總量將達48億-53億噸煤，等于在現有基礎上再增加近20億噸，而從供應端來說，這幾乎是不可能的。從能源的角度考慮，中國也必須叫停大量耗費能源的“世界加工廠”模式，這必然對中國經濟造成沖擊，而由此帶來的財政收入的變化問題也值得我們思考。綜上所訴，我們可以從以上幾個方面，分析各種因素對中國財政稅收增長的具體影響。2、 模型設定研究財政收入的影響需要考慮以下幾個方面：1、變量的選擇研究財政收入的影響因素離不開一些基本的經濟變量。大多數相關的研究文獻中都把總稅收、國內生產總值這兩個指標作為影響財政收入的基本因素,還有一些文獻中也提出了其他一些變量, 比如其他收入、經濟發展水平等。影響財政收入的因素眾多復雜, 但是通過研究經濟理論對財政收入的解釋以及對實踐的觀察, 對財政收入影響的因素主要是稅收收入。下面我們就以稅收收入、能源消費總量、和預算外資金收入作為影響財政收入的主要研究因素。2、數據性質的說明（1） 稅收收入：稅收收入是指國家依據其政治權力向納稅人強制征收的收入，它是最古老、也是最主要的一種財政收入形式。稅收收入包括工商稅收、農業稅和關稅, 還包括從1985 年開始征收的國有企業所得稅和集體企業所得稅。（2）能源消費總量是一定時期內全國或某地區用于生產、生活所消費的各種能源數量之和，是反映全國或全地區能源消費水平、構成與增長速度的總量指標。（3）預算外資金收入，是財政部門按規定從財政專戶核撥給行政單位的預算外資金以及部分經財政部門核準不上繳預算外資金財政專戶，直接由行政單位按計劃使用的預算外資金。3 影響因素的分析首先，能源消費總量關系到國家能源利用效率的高低，對國家經濟的發展和財政收入的增加起到了很大的作用。其次，預算外財政收入賦予政府很大的實際自主權，提升了社會發展的能力，對國家的財政收入有一定的影響。最后，稅收收入最為財政收入中最為重要的組成部分，對經濟社會運行和資源配置都具有重要的調節作用。從中國統計局網站上可以查詢到1993年至2008年的相關數據，對其進行計算整理可得：年份財政收入（Y）/億元能源消費總量（X1）/億元預算外財政收入（X2）/億元稅收收入（X3）/億元19781132.26057144.00347.1100519.280019791146.40058588.00452.8500537.820019801159.93060275.00557.4000571.700019811175.80059447.00601.7000629.890019821212.30062067.00802.7400700.020019831367.00066040.00967.6800775.590019841642.90070904.001188.480947.350019852004.82076682.001530.0302040.79019862122.00080850.001737.3102090.73019872199.40086632.002028.8002140.36019882357.20092997.002360.7702390.47019892664.90096934.002658.8302727.40019902937.10098703.002708.6402821.86019913149.480103783.03243.3002990370109170.03854.9203296.91019934348.950115993.01432.5404255.30019945218.100122737.01862.5305126.88019956242.200131176.02406.5006038.04019967407.990138948.03893.3406909.82019978651.140137798.02826.0008234.04019989875.950132214.03082.2909262.800199911444.08133831.03385.17010682.58200013395.23138553.03826.43012581.51200116386.04143199.04300.00015301.38200218903.64151797.04479.00017636.45200321715.25174990.04566.80020017.31200426396.47203227.04699.18024165.68200531649.29224682.05544.16028778.54200638760.20246270.06407.88034804.35200751321.78265583.06820.32045621.97200861330.35285000.07039.72054219.624.、模型的建立根據19782008年每年的財政收入Y( 億元) , 能源消費總量X1( 億元)，預算外資金收入X2( 億元) ,稅收收入X3( 億元) 的統計數據,由E-views軟件得到y，x1，x2，x3的線性圖，如下：由圖可知，y，x1， x3都是逐年增長的，但增長速率有所變動，而x2呈現水平波動，說明變量間不一定是線性關系，可探索將模型設定為以下形式：lnY=0+1lnX1+2X2+3lnX3+U三，模型估計與調整利用Eviews軟件對模型進行最小二乘法全回歸，結果如下：第一步，進行模型的檢驗。（一），進行多重共線性的檢驗方程的修正后的R平方值很高，說明變量對因變量的擬合程度很好，但是應該注意到c，lnx1，x2三者的t值很低（在此選擇置信度為0.05），未通過檢驗，因此懷疑其中存在變量之間的多重共線問題。檢測自變量lny，lnx1，x2，lnx3之間的相關系數，判斷多重共線性的可能如下圖：觀察得知：各個解釋變量之間的相關系數比較高，進一步懷疑其存在多重共線，需進行進一步修正。（二），進行異方差的檢驗1，圖形法檢驗通過生成殘差平方序列繪制散點圖如下：由圖可以看出，殘差平方對解釋變量的散點圖主要集中分布在圖形的下方，判斷模型可能存在異方差。但是否確實存在異方差還需進行進一步的檢驗。2，White檢驗：根據估計結果，得到White檢驗的結果如下：由圖可知，nR2=17.7399，由White檢驗知，在置信度為0.05下，得臨界值為18.3070 nR2=17.7399，表明模型不存在異方差。（三），進行自相關檢驗由原模型的回歸結果得，修正后的R2= 0.9765，F = 416.1494，df =31， DW =0.1915，該回歸方程可決系數較高，回歸系數均顯著。對樣本量為31，、三個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW 統計表可知，dL=1.229，dU=1.650，模型中DWdL，顯然模型中有自相關。這一點也可從殘差圖中看出，點擊EViews方程輸出窗口的按鈕Resids可得到殘差圖，如圖所示。由圖可發現殘差波動比較大，連續為正和連續為負，并且由回歸結果可知殘差項存在一階自相關問題，需采取補救措施。第二步，通過以上分析，對該模型進行修正，如下：1，進行多重共線性的修正，通過對相關系數觀察得知，利用逐步回歸法對原模型進行修正，以lnx3為因變量對其他解釋變量進行逐步回歸，可得如下分析結果，經分析可知，當加入lnx1時，可決系數有所改善，但t檢驗不顯著，且參數為負值不合理，從相關系數也可以看出，lnx1與其他變量高度相關。而加入x2時，t檢驗顯著，且可決系數改善也較大。這說明主要是lnx1引起了多重共線性，予以剔除。2，對修正后的模型再次進行自相關檢驗由修正后模型的回歸結果得，修正后的R2= 0.9765，F = 623.8471，df =31， DW =0.2599，該回歸方程可決系數較高，回歸系數均顯著。對樣本量為31，、二個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW 統計表可知，dL=1.297，dU=1.570，模型中DWdU，說明廣義差分模型中已無自相關。同時，修正后的可決系數R2、t、F 統計量均達到理想水平。由此可見，財政收入與稅收收入和預算外收入成正相關，這與理論分析和經驗判斷相一致，由此表明，通過了經濟學意義的檢驗。由此，我們得到最終的財政收入模型為：lnY=3.1655+（9.22E-06）X2+ 0.6197lnX3六、結論1，經上述論證，財政收入(Y)主要與稅收（x3）成正相關關系。而且，從經濟意義上面分析，雖然財政收入一般與預算外收入的關系也不是很大，但還是有一定關系的，且經過計量經濟分析通過了檢驗，所以同樣予以保留。2、財政收入與稅收收入的關系。（1）稅收具有組織收入的重要職能。稅收收入是財政收入的重要部分。從早期的奴隸社會起，稅收就是國家取得財政收入的基本手段。（2）從財政收入的構成來看，稅收在財政收入中居于主導地位。隨著國家機器的不斷強化、國家之間戰爭的發生、生產社會化所帶來的國家職能擴大以及其他原因，使各國政府開支迅速增加，亟需開辟多種財源以資彌補，從而公債、專賣收入、公有財產收入、行政規費收入以及其他名目繁多的雜項收入等各種財政收入形式，也就應運而生了。但是，亙古通今，在歷代各國的財政收入中，稅收卻一直保持著它的主導地位不變。稅收來源的充沛與否，至今仍然是衡量各國財政基礎是否穩固的一個重要標志。 （3）從財政對經濟的作用來看。由于稅收與社會再生產中生產、交換、分配、消費各環節息息相關，聯系密切，并且直接調節著各種經濟成分的收入，影響到各個經濟主體的切身利益，廣泛地滲透到社會經濟生活的各個方面，因此，它還是國家財政反作用于經濟的一個重要杠桿。財政的經濟杠桿作用有相當一部分是通過稅收體現的。 （4）從組織收入、調節經濟的剛性看。稅收是以法律的形式存在，并且有其自身運行和發展變化的規律，