分稅制改革以來湖南省財(cái)政收入的多元回歸分析

黃 振

(湖南工業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 商貿(mào)旅游系, 湖南 長沙 410208)

0.引 言

地方財(cái)政收入即地方財(cái)政年度收入，包括地方本級收入、中央稅收返還和轉(zhuǎn)移支付，是地方政府履行職能的重要保障。1994年我國政府進(jìn)行了分稅制以及政府間財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度改革，將稅收體制變?yōu)樯a(chǎn)性的稅收體制。通過征收增值稅， 高達(dá)四分之三的增值稅上交中央財(cái)政，而地方僅獲得四分之一的份額。以下根據(jù)1994年至2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過PASW18.0（Predictive Analytics SoftWare）軟件進(jìn)行多元回歸分析，探討湖南省地方財(cái)政收入對各種因素的依賴度，從而建立相應(yīng)的預(yù)測模型，從一個方面研究湖南省社會經(jīng)濟(jì)活動。

1.響因素

財(cái)政收入的多少，能夠在很大程度上反映出區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力的強(qiáng)弱。紀(jì)躍芝[1]、周榮軍[2]認(rèn)為，在一段較長的時(shí)期內(nèi)，稅收水平、國民生產(chǎn)總值（GDP）、社會從業(yè)人數(shù)、社會固定資產(chǎn)投資、居民消費(fèi)水平、進(jìn)出口總額等因素會對財(cái)政收入產(chǎn)生影響。

考慮到湖南省屬于中部省份，經(jīng)濟(jì)尚不發(fā)達(dá)等實(shí)際情況，首先選取稅收、GDP、固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口總額作為解釋變量。數(shù)據(jù)均采集自2009年中國統(tǒng)計(jì)年鑒和湖南統(tǒng)計(jì)年鑒。其中進(jìn)出口額根據(jù)歷年美元對人民幣的匯率，折算成以人民幣為計(jì)量單位。各項(xiàng)數(shù)據(jù)見表1（單位：億元）。

表1.南省主要經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)

2.政收入與各解釋變量的關(guān)系

(1) 利用PASW繪制散點(diǎn)圖進(jìn)行初步判定，結(jié)果見圖1

圖1.政收入與各因素的散點(diǎn)圖和矩陣散點(diǎn)圖

根據(jù)散點(diǎn)圖顯示的分布情況，分析各數(shù)據(jù)的基本特征，發(fā)現(xiàn)財(cái)政收入與所選擇的四種因素基本上服從線性分布。表 2所給出的各變量間相關(guān)系數(shù)和假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果，同樣說明了這一點(diǎn)。

表2.關(guān)分析及假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

(2) 使用多元回歸指令，建立模型，結(jié)果見表3和表4。

表3.歸估計(jì)及檢驗(yàn)(應(yīng)變量: y)

表4.差分析表

復(fù)相關(guān)系數(shù)：R=0.9996

決定系數(shù)：R^2=0.9991

調(diào)整決定系數(shù)：adjR^2=0.9988

剩余標(biāo)準(zhǔn)差：se =3.6787

從表3和表4可看出，模型的決定系數(shù)為0.9991，概率P值為0.000，但是t檢驗(yàn)時(shí)常數(shù)項(xiàng)、社會固定資產(chǎn)投資和進(jìn)出口額的概率P值分別為0.1456、0.1915、0.9137，不能通過檢驗(yàn)。

(3) 使用選擇變量指令，通過逐步法進(jìn)行變量篩選，步驟如下，結(jié)果見表5。

首先加入的變量:常數(shù)項(xiàng)

第一步, 增加變量: 2, p=0

第二步, 增加變量: 3, p=0.000600554

最終加入的變量:2 3

表5.擇過程回歸估計(jì)及檢驗(yàn)(應(yīng)變量: y)

(4) 構(gòu)建二元線性回歸模型，結(jié)果見表6

表6.歸分析a

建立的二元線性回歸方程為： y=? 2 3.109 +0 .826 x1+0.031x2，常數(shù)項(xiàng)和兩變量均通過了t檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著。根據(jù)該模型，計(jì)算出相應(yīng)預(yù)測值，如圖2所示

圖2.測值與相對誤差

3.元線性回歸模型的經(jīng)濟(jì)解釋

(1) 除了少數(shù)值以外，相對誤差基本上控制在5%以下，說明該模型具有一定精度，能夠?qū)鲜∥磥淼呢?cái)政收入預(yù)測產(chǎn)生作用。個別年份產(chǎn)生的較大誤差，主要是受當(dāng)年相關(guān)事件的影響。例如1997年亞洲金融危機(jī)，2004年稅制改革即生產(chǎn)型增值稅改為消費(fèi)型增值稅，分別導(dǎo)致財(cái)政收入比預(yù)測值減少15.17%和11.34%。

(2) 財(cái)政收入對稅收的依存度是0.826，說明稅收是影響地方財(cái)政收入的決定性因素，因此，94年的分稅制改革對地方財(cái)政收入，地方財(cái)政支出產(chǎn)生了重大影響。由于稅收分配比例的改變，導(dǎo)致地方財(cái)源緊張，進(jìn)而產(chǎn)生一系列現(xiàn)象：熱衷土地開發(fā)、貸款建橋修路等等。國家國土資源部的統(tǒng)計(jì)顯示, 2007年全國土地出讓收入接近13000億元,其中招拍掛出讓土地收入超過9000億元。即使2008年受國際金融危機(jī)影響,房地產(chǎn)市場持續(xù)低迷，全國土地出讓收入大幅減少,但依然維持在9600億元的高水平。國家財(cái)政部長謝旭人在十一屆全國人大三次會議舉行的首場專題記者會上表示，2009年全國土地出讓收入為14239億元。按照40%的凈收益率計(jì)算,近三年地方政府通過土地出讓獲得的凈收益,每年為4900億元。不可否認(rèn)，地方政府對土地轉(zhuǎn)讓收入的依賴和國家、地方對房地產(chǎn)開發(fā)各環(huán)節(jié)征收的高達(dá)六十種以上的稅費(fèi)，是推高各地房地產(chǎn)價(jià)格的重要因素。

(3) 財(cái)政收入對GDP的依存度為0.031，反映出湖南省地方財(cái)政收入占GDP比重偏低的現(xiàn)狀。財(cái)政收入占GDP比重的高低，一般來說由區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地方，社會創(chuàng)造的剩余產(chǎn)品豐富，可供政府利用的社會資源也就多。因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地方，財(cái)政收入占GDP比重也會高一些。應(yīng)該采取相應(yīng)措施提高湖南省財(cái)政收入占GDP的比重，從而使地方政府能夠集中財(cái)力，為社會提供更多的公共產(chǎn)品、基礎(chǔ)設(shè)施，更完善的醫(yī)療、教育服務(wù)以及更加方便、便宜的交通條件，從而為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和兩型社會建設(shè)打下良好的基礎(chǔ)。與此同時(shí)，財(cái)政收入的增加，還能使政府通過財(cái)政支出，刺激經(jīng)濟(jì)需求，進(jìn)一步拉動經(jīng)濟(jì)增長，使更多的人從經(jīng)濟(jì)增長中獲益。

[1]紀(jì)躍芝,劉新祿.中國財(cái)政收入的實(shí)證分析[J].數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識,2009,(15):7-15.

[2]周榮軍,王輝.淺析影響上海市財(cái)政收入的因素[J].北方經(jīng)貿(mào): 2004, (5):31-33.

[3]賈俊平,譚英平.應(yīng)用統(tǒng)計(jì)學(xué)[M].北京:中國人民大學(xué)出版社,2008.

[4]劉愛芹,趙利.地方財(cái)政收入與GDP的協(xié)調(diào)性研究[J].山東大學(xué)學(xué)報(bào),2008,(4):89-95.