導(dǎo)語：如何才能寫好一篇財政收入分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

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關(guān)鍵詞：平羅縣；縣級財政收入；運行對策

一、2017年縣級財政收入完成情況及形勢分析

1．2017年縣級財政收入完成情況。2017年，縣本級財政收入累計完成90992萬元，為年度預(yù)算數(shù)的102．7％，增長10．05％。其中，一般公共預(yù)算收入完成80414萬元，同口徑增長11．12％。在一般公共預(yù)算收入中，稅收收入完成54132萬元，同口徑增長10．67％；非稅收入完成26282萬元，增長12．04％。政府性基金完成10578元，增長2．6％。2．影響財政收入的增減因素分析。（1）財政收入增收因素。一是重點稅源企業(yè)大戶效應(yīng)明顯。二是醫(yī)藥、化工行業(yè)成為稅收新的增長點。三是2017年下半年重點煤炭企業(yè)行情逐步好轉(zhuǎn)，煤炭價格上揚，行業(yè)復(fù)蘇在望。四是清理歷年欠稅。目前縣企業(yè)欠稅近4億元，這些欠稅有的是可以清理的。（2）財政收入減收因素。一是落實國家出臺結(jié)構(gòu)性減稅政策影響財政收入增長。二是非稅收入受政策影響，逐年遞減。三是土地出讓金收入減收嚴重。

二、財政運行中存在的問題

1．國庫暫付款規(guī)模過大，影響資金調(diào)度。近年來經(jīng)濟持續(xù)下行，稅收收入增長乏力，國有土地出讓難度加大，2014年～2017年平羅縣年初預(yù)算安排稅收收入和土地出讓金收入任務(wù)沒有完成，但是在年度預(yù)算執(zhí)行中，按照年初支出預(yù)算安排項目已經(jīng)執(zhí)行，按規(guī)定報人大調(diào)整收支預(yù)算后，已經(jīng)執(zhí)行的支出預(yù)算調(diào)減后只能作暫付款處理，造成暫付款規(guī)模增加；同時由于縣級財力有限，財政預(yù)算除保障財政供養(yǎng)人員工資、機關(guān)事業(yè)單位正常運轉(zhuǎn)、部分民生事業(yè)支出和償還金融機構(gòu)貸款本息外，縣委、縣政府確定的部分重點建設(shè)項目預(yù)算無法安排，有些重大項目建設(shè)資金通過國庫借款方式解決，形成了規(guī)模較大的國庫暫付款，占用了各類結(jié)轉(zhuǎn)結(jié)余專項資金，影響了國庫資金調(diào)度.

2．地方財力缺乏支柱稅源支撐。從平羅縣稅收入庫情況看，制造業(yè)、煤炭加工、冶金、電力、建筑安裝業(yè)、金融保險業(yè)、房地產(chǎn)等行業(yè)是決定稅收收入增減變化的主要因素。通過對2016年縣級入庫稅收情況看，年納稅在1000萬元以上的企業(yè)只有6家，占納稅500萬元以上企業(yè)納稅額的54．7％。年納稅1000萬元以上6家企業(yè)中，只有寧夏大地循環(huán)發(fā)展股份有限公司和寧夏坤輝氣化有限公司屬生產(chǎn)制造加工行業(yè)，其余4家企業(yè)屬于電力、旅游和建筑安裝企業(yè)。由此可看出，平羅缺乏支柱稅源企業(yè)，沒有年繳納地方稅收在5000萬元以上的企業(yè)，同時大部分企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈短，附加值不高，多屬高耗能企業(yè)，轉(zhuǎn)型慢，受市場風(fēng)險影響大，可持續(xù)發(fā)展能力不強，造成稅源不穩(wěn)定。

3．經(jīng)濟下行和稅制改革，造成地方稅收持續(xù)下降、主體稅種缺失。隨著全面推開“營改增”試點和增值稅收入級次調(diào)整等政策實施，經(jīng)濟持續(xù)下行，地方稅收增長乏力，整體稅收收入持續(xù)下降。2014年～2017年主體稅種稅收呈下降態(tài)勢，從2014年57896萬元下降到2017年53387萬元，減少4509萬元。“營改增”后，作為地方稅主要稅種營業(yè)稅退出歷史舞臺，純縣級稅種主要有城建稅、印花稅、車船稅、契稅、耕地占用稅及教育費附加小稅種；共享稅種有增值稅（5∶2∶3）、企業(yè)所得稅（6∶2∶2）、個人所得稅（6∶2∶2）、房產(chǎn)稅（區(qū)縣3∶7）、城鎮(zhèn)土地使用稅（區(qū)縣3∶7）和土地增值稅（區(qū)縣3∶7）；“營改增”后縣級缺乏支柱稅種，呈現(xiàn)多元化、分散型狀態(tài)。

4．剛性支出增長壓力持續(xù)加大，收支矛盾突出。2014年以來，隨著行政事業(yè)單位招考人員逐年遞增，城市建設(shè)日漸完善，臨時聘用人員逐步增加，尤其是城市垃圾清運、路燈維護、綠化管護、公廁管護等財政供養(yǎng)人員數(shù)量增長較快，除開支日常工資支出以外，按照《勞動法》均需要繳納養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、工傷保險等社保繳費，同時，在編在職財政供養(yǎng)人員隨著工資調(diào)整，住房公積金、政府效能獎及民族團結(jié)獎等支出增加，全縣財政供養(yǎng)人員工資及社保繳費等剛性支出持續(xù)增長，收支矛盾突出。

5．政府性債務(wù)償還進入高峰期。目前，政府債務(wù)處于償債和舉債高峰疊加期，從2014年以來，政府性債務(wù)進入償還高峰期，尤其是金融機構(gòu)貸款及地方政府債券本息逐年還本付息不斷增長。2014年～2017年，平羅縣用于償還金融機構(gòu)貸款和地方政府債券本金全部屬于舉借自治區(qū)財政廳發(fā)行的地方政府置換債券進行償還，財政預(yù)算只安排償還到期利息，同時縣委、縣政府部分重點項目建設(shè)需要貸款資金進行建設(shè)，政府性債務(wù)規(guī)模不斷增加。

6．重點項目建設(shè)對政府投資依賴性大，財政壓力持續(xù)增大。2014年～2017年平羅縣委確定的重點項目建設(shè)投資逐步下降，政府投入項目支出占比逐步增長，政府投入占重點項目投入比重從2014年15．2％上升到2017年的28％。

三、增加縣級財政收入的對策

1．多措并舉培植財源，確保財政收入持續(xù)增長。一是創(chuàng)新投入方式，注重支持工業(yè)園區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增強工業(yè)園區(qū)承載力和產(chǎn)業(yè)聚集力。圍繞“三大戰(zhàn)略”，做好落實各項經(jīng)濟政策的資金保障工作，發(fā)揮各類各級資金捆綁效應(yīng)，支持傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級，助力科技創(chuàng)新和“兩化融合”，支持現(xiàn)代物流、全城旅游、科技金融、網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟等新經(jīng)濟新業(yè)態(tài)新產(chǎn)業(yè)培育發(fā)展。二是開展對全縣小、散、亂、污企業(yè)整治，規(guī)范企業(yè)達標排放，為園區(qū)企業(yè)創(chuàng)造良好的生產(chǎn)環(huán)境，減輕環(huán)境整治壓力。同時多管齊下、綜合施策，引導(dǎo)大企業(yè)對“僵尸企業(yè)”進行兼并重組，盤活企業(yè)資產(chǎn)和土地，騰出資源要素和市場空間，促進資源優(yōu)化配置，助推平羅經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。三是嚴格落實國家、自治區(qū)取消、停征和減免行政事業(yè)性收費、政府性基金政策，清理規(guī)范地方出臺的行政事業(yè)性收費，將各項減負政策落到實處，進一步降低企業(yè)負擔(dān)，為企業(yè)松綁。

2．強化財政稅收征管，收入質(zhì)量不斷提高。一是持續(xù)完善綜合治稅機制。嚴格落實財稅聯(lián)席會議制度，切實形成綜合治稅強大合力，加大收入征管力度，按照年度收入征收預(yù)期目標，按月將任務(wù)落實到國地稅及各執(zhí)收單位，逐月通報，確保完成全年收入任務(wù)。二是加強重點稅收源頭管控。突出對重點企業(yè)和重點行業(yè)的監(jiān)控，及時掌握稅源動態(tài)及變化情況，強化稅收趨勢分析研判，增補跟進措施，加大稅收監(jiān)管。繼續(xù)深化“營改增”試點工作，推進水資源稅、環(huán)保稅等改革，細化平羅縣配套措施制度，加大改革的協(xié)調(diào)和跟蹤分析、運行實時監(jiān)控，確保改革順利推進。三是扎實抓好非稅收入征管。挖掘增收潛力，穩(wěn)步提高國有閑置資產(chǎn)處置和土地出讓金收入，嚴肅查處應(yīng)收不收、應(yīng)繳未繳、截留挪用等違法違規(guī)行為。

3．加大稅收清理力度，做到稅收應(yīng)收盡收。一是發(fā)揮綜合治稅領(lǐng)導(dǎo)小組職能和各部門協(xié)稅護稅作用，平羅縣發(fā)改、工信、住建、財政等部門將當年開工的縣委、縣政府重點項目、企業(yè)自建項目建設(shè)情況和二手房交易等情況與稅務(wù)部門共享，確保稅務(wù)部門及時做到應(yīng)收盡收；二是財政部門將中央、自治區(qū)和政府補助企業(yè)的資金及時通知稅務(wù)部門，幫助稅務(wù)部門清理欠稅；三是縣人民政府啟動縣處級領(lǐng)導(dǎo)包抓企業(yè)欠稅工作，幫助稅務(wù)部門清理欠稅。

4．加強建筑業(yè)稅收征管。建筑業(yè)歷來是平羅縣營業(yè)稅的主要組成部分，“營改增”后，在平羅縣施工的外來企業(yè)，要嚴格執(zhí)行建筑業(yè)預(yù)征稅款的規(guī)定，財政部門監(jiān)督各預(yù)算單位在支付政府工程款時必須到平羅縣稅務(wù)部門開具預(yù)交稅款通知書方可支付工程款，杜絕稅源流失，實現(xiàn)地方留成足額征收。

5．加強個體稅收管理。目前平羅縣個體工商戶具有管戶數(shù)量龐大、分布范圍廣、經(jīng)營靈活、流動性強的特點，定額核定征納難度較大，漏征漏管戶情況嚴重。隨著“營改增”擴圍工作的深入，建安房地產(chǎn)、金融保險、生活服務(wù)業(yè)將納入國稅部門管理，預(yù)計個體總管戶將達到10000戶以上（“營改增”前國稅管理個體約6000戶）。2016年全面實施“營改增”后，全部行業(yè)稅負總體會呈現(xiàn)下降趨勢，減負必然帶來財政收入的減少。因此，把加強個體及小微企業(yè)稅收管理，作為2017年稅收增收的一個主要因素考慮，科學(xué)合理確定征收額度，確保應(yīng)征盡征。

6．加強國庫暫付款管理，不斷壓縮暫付款規(guī)模。一是通過預(yù)算安排進行化解。2017年通過預(yù)算安排進一步壓縮國庫暫付款規(guī)模。二是結(jié)合盤活存量資金，對超過2年以上項目結(jié)余結(jié)轉(zhuǎn)資金，通過收回統(tǒng)籌使用的辦法化解暫付款。三是盡力杜絕國庫借款情形的發(fā)生。通過上述措施，不斷加強國庫暫付款管理，逐步壓縮暫付款規(guī)模。

篇2

1引言

十八屆三中全會提出，財政是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，科學(xué)的財稅體制是優(yōu)化資源配置、維護市場統(tǒng)一、促進社會公平、實現(xiàn)國家長治久安的制度保障。財政收入不僅是衡量政府財力的指標，而且是政府履行公共職能的資金來源。1994年我國開始實行分稅制財政管理制度，地方政府可以因地制宜、因時制宜地決定立法、開征、停征、減稅、免稅，確定稅率和征收范圍。因此，地方財政收入的影響因素不盡相同，研究不同地域的財政收入影響因素是促進各地方經(jīng)濟長期平穩(wěn)的增長的基礎(chǔ)。

對于現(xiàn)階段已有的財政收入影響因素的研究，學(xué)者們從不同的角度出發(fā)，研究出了很多豐富的成果。楊蕾（2012）[1]通過逐步回歸方法得出我國稅收高增長的主要影響因素有財政支出總額、貨物進出口總額以及零售商品價格指數(shù)；張恩銓（2015）[2]通過回歸分析得到影響新疆地區(qū)財政收入的主要因素為稅收和固定資產(chǎn)投資；余力（2015）[3]在模型自變量中加入人口自然增長率，運用多元統(tǒng)計分析方法確定影響中國財政收入的主要因素有GDP、稅收和人口自然增長率；闞躍（2013）[4]通過建立降維后的主成分與江蘇省財政收入之間的線性模型，得到重要的影響因素是工業(yè)總產(chǎn)值和進出口總額；何鄧嬌（2014）[5]應(yīng)用VAR模型分析出影響廣州市財政收入的主要因素是GDP和稅收收入。

以上文章均是通過分析財政收入的經(jīng)濟理論或者總結(jié)已有研究并結(jié)合地區(qū)實際情況來選取4～5個變量，然后構(gòu)建財政收入與各待定影響因素間的多元線性回歸模型，確定顯著變量作為財政收入的主要影響因素。[6]第一，在通過理論或文獻選取模型變量的時候，可能存在學(xué)者的主觀影響和考慮不全面的情況，如果變量選擇得太少、不恰當或者是加入了對財政收入影響很小甚至是沒有影響的變量，會使得構(gòu)建的回歸模型效果不好或者計算量大且估計精度降低，對實際政策的制定也沒有指導(dǎo)意義了。第二，多元線性回歸模型是通過普通最小二乘方法來估計回歸系數(shù)，而普通最小二乘估計求得的解往往是局部最優(yōu)解。[6]第三，對于財政收入與各待定影響因素間的多元線性回歸模型，可能存在多重共線性的問題，而用逐步回歸方法來解決多重共線性問題時去掉一些變量后也會失去部分數(shù)據(jù)信息，必定會使模型的預(yù)測精度受損。[7]因此，需要找到一種更加科學(xué)、更加客觀的變量選擇模型。

針對以上方法的缺陷，Tibshirani（1996）[8]提出了一種全新的變量選擇方法―Lasso方法，其思想是在最小二乘方法的基礎(chǔ)上，增加了L1懲罰項，這樣就同時實現(xiàn)了變量篩選和參數(shù)估計；Efron（2004）[9]提出了最小角回歸算法，解決了Lasso方法的計算問題；Lasso方法的優(yōu)勢在于計算過程是有順序且連續(xù)的且能處理變量間的多重共線性問題，劣勢在于對所有的變量施加相同的懲罰，估計量是有偏的，不滿足Oracle性質(zhì)（變量選擇的稀疏性、連續(xù)性和無偏性）。為了彌補Lasso方法的缺陷，Zou（2006）[10]提出了適應(yīng)性Lasso（Adaptive Lasso）方法，即加入了懲罰權(quán)重；Fan和Li（2011）[11]針對Lasso過程中系數(shù)過度壓縮的問題提出了SCAD（smoothly clipped absolute deviation）懲罰方法。

從理論上來說，Adaptive Lasso方法和SCAD方法是相??較科學(xué)的變量選擇方法，且均滿足Oracle性質(zhì)。本文基于云南省1994―2015年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在模型中加入所有可能的影響因素作為解釋變量，運用SCAD方法選擇出云南省財政收入的主要影響因素，并與逐步回歸方法的結(jié)果進行對比。

2研究方法介紹

21逐步回歸方法簡介

逐步回歸方法的主要目的是在自變量很多時，選取一個自變量的子集，使得最終的模型既簡單且對樣本數(shù)據(jù)的擬合較好。[7]其方法為逐步放入和移出變量，直到?jīng)]有合適的理由繼續(xù)下去為止，有“向前”“向后”和“雙向”的逐步回歸選項。向前逐步回歸是從只有截距項的模型開始，逐個增加變量；向后逐步回歸是從具有全部自變量的模型開始，逐個減少變量；雙向逐步回歸是不斷增減變量。各軟件的默認方法不同，準則也不同，有些軟件根據(jù)自變量的t檢驗的p值來決定是否取舍，有些軟件則使用AIC準則來決定。本文使用R軟件中的step（）函數(shù)，其默認值為“雙向”及利用AIC準則來選擇模型。

22Lasso族方法簡介

3數(shù)據(jù)來源、經(jīng)濟指標選擇及說明

31數(shù)據(jù)來源說明

由于1994年我國開始實行分稅制財政管理制度，因此，本文以1994―2015年為樣本區(qū)間，選取《云南省統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》中的相關(guān)經(jīng)濟指標數(shù)據(jù)作為研究對象。

32經(jīng)濟指標選擇

早期的研究主要停留在財政收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的關(guān)系研究上，但是從實際數(shù)據(jù)來看，云南省財政收入的增長速度波動很大，其與云南省GDP的增長速度變化并不是完全同步的。在2005年前后，云南省財政收入的增長速度是先上升后下降的趨勢，而云南省GDP增長速度是先下降后上升。因此，僅僅將GDP作為財政收入的主要影響因素是不符合實際的。如圖1所示。

文章基于科學(xué)、客觀的原則來選擇構(gòu)建模型的變量。被解釋變量為云南省財政收入（Y，單位：億元），即一般預(yù)算財政收入，包括稅收收入和納入一般預(yù)算管理的非稅收收入。在對現(xiàn)有的研究和相關(guān)理論分析的基礎(chǔ)上，本文選取的解釋變量盡可能包括所有對云南省財政收入有影響的統(tǒng)計指標，具體有：GDP、稅收收入、財政支出、固定資產(chǎn)投資額、社會消費品零售總額、進出口總額、年末總?cè)丝?、人口自然增長率、社會就業(yè)人數(shù)、居民消費價格指數(shù)、在崗職工工資總額、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、卷煙產(chǎn)值、旅游業(yè)總收入、煤炭消費總量。

33經(jīng)濟指標說明

331經(jīng)濟指標選擇的依據(jù)

GDP（X1）：國內(nèi)生產(chǎn)總值，表示經(jīng)濟發(fā)展水平，對地方財政收入有影響。單位：億元。

稅收收入（X2）：是地方財政收入的重要來源。單位：億元。

財政支出（X3）：能帶動地方經(jīng)濟增長，而地方財政收入離不開經(jīng)濟增長。[2]單位：億元。

固定資產(chǎn)投資額（X4）：政府主要通過投資來拉動經(jīng)濟增長，從而帶動財政收入增加。[2]單位：億元。

社會消費品零售總額（X5）：代表社會的整體消費情況，消費增長時，會引起經(jīng)濟系統(tǒng)中某些方面的變動，最終導(dǎo)致財政收入的增長。[6]單位：億元。

進出口總額（X6）：該因素帶來的影響主要是來自關(guān)稅收入，其是政府稅收的重要組成部分，從而影響財政收入。[1]單位：億元。

年末總?cè)丝冢╔7）：在地方經(jīng)濟發(fā)展水平既定的條件下，人均地方財政收入與地方人口總數(shù)呈反比例變化。[6]單位：萬人。

人口自然增長率（X8）：據(jù)統(tǒng)計，越是落后的地區(qū)，人口自然增長率越高，越是阻礙社會經(jīng)濟的發(fā)展，從而影響財政收入。[6]云南省位于我國西南地區(qū)，屬于欠發(fā)達地區(qū)，因此，需要考慮人口自然增長率對財政收入的影響。單位：‰。

社會就業(yè)人數(shù)（X9）：社會就業(yè)人數(shù)越多，地方經(jīng)濟發(fā)展水平越高，從而促進地方財政收入增加。單位：萬人。

居民消費價格指數(shù)（X10）：英文?s寫為CPI，是根據(jù)與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價格統(tǒng)計出來的物價變動指標。由于價格變動是財政收入變化的影響因素之一，因此選取居民消費價格指數(shù)作為模型變量。[12]

在崗職工工資總額（X11）：指某一國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)，以貨幣或?qū)嵨镄问街苯又Ц督o全部在崗職工的勞動報酬總額。在崗職工工資總額中的一部分會作為稅收，組成財政收入的一部分。單位：億元。

第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值（X12、X13、X14）：三次產(chǎn)業(yè)的增加值都代表著國民經(jīng)濟水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化會對財政收入產(chǎn)生影響。單位：億元。

卷煙產(chǎn)值、旅游業(yè)總收入、煤炭消費總量（X15、X16、X17）：卷煙、旅游、礦產(chǎn)作為云南省特有的支柱產(chǎn)業(yè)，是政府稅收收入的主要來源，對財政收入有一定的影響。[13]旅游業(yè)總收入單位為：億元。煤炭消費總量單位為：萬噸標準煤。

332特殊經(jīng)濟指標的計算

根據(jù)有關(guān)規(guī)定，卷煙實行從價、從量雙重征稅標準，即對卷煙征稅既與卷煙的產(chǎn)量有關(guān)，又與卷煙的產(chǎn)值有關(guān)。但在《云南省統(tǒng)計年鑒》上只有卷煙的產(chǎn)量，沒有具體產(chǎn)值。因此，本文中卷煙產(chǎn)值的計算公式為：卷煙產(chǎn)值=產(chǎn)量×商品零售價格總指數(shù)。同時，為了數(shù)據(jù)的統(tǒng)一，保證數(shù)值的可比性，把商品零售價格總指數(shù)均換算為以1994年為基期。[13]

煤炭征收從量稅，且以實際的銷售數(shù)量和自用數(shù)量為征稅依據(jù)，不是指生產(chǎn)數(shù)量，故選取煤炭消費總量為計稅依據(jù)。[13]結(jié)合《云南省統(tǒng)計年鑒》中數(shù)據(jù)的可得性，煤炭消費總量計算公式為：煤炭消費總量=能源消費總量×煤炭所占比例。

4模型建立

41多重共線性檢驗

411經(jīng)濟指標間的相關(guān)性檢驗

在實踐中，若某些解釋變量間的相關(guān)系數(shù)高（絕對值高于08或09），則表明多重共線性存在。多重共線性的存在，可能導(dǎo)致各共線變量參數(shù)的OLS估計值方差很大，即估計值的精度很低；由于若干個解釋變量共線，則單個解釋變量對被解釋變量的影響無法確定；各共線變量系數(shù)估計量的t值低，使得犯第（2）類錯誤的可能性增加，容易將本應(yīng)保留在模型中的解釋變量舍棄。[15]

圖2各變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：矩陣圖左下半部分表示各變量間的相關(guān)系數(shù)；右上半部分圖示表示變量間的相關(guān)性及t檢驗的P值，其中，“×”表示P值大于005，“”的形狀和顏色表示參數(shù)間相關(guān)性的大小，下同。

由圖2可知，除了居民消費價格指數(shù)（X10）外，其他解釋變量間的相關(guān)性t檢驗的P值均小于005。說明在5%的顯著性水平下，除居民消費價格指數(shù)外，其余解釋變量間存在顯著相關(guān)關(guān)系。此外，其余解釋變量間相關(guān)系數(shù)絕對值絕大多數(shù)大于08，表明可能存在多重共線性。

412多重共線性檢驗

通過R軟件中的kappa（）函數(shù)可以得到條件數(shù)k為224×105，遠遠大于1000，則模型存在嚴重的多重共線性。因此，不能通過建立簡單的多元回歸模型進行財政收入影響因素分析。常用的處理多重共線性問題的經(jīng)典方法有：逐步回歸、嶺回歸、Lasso回歸等。[7]

42模型分析

421指標及數(shù)據(jù)處理

各經(jīng)濟指標單位不盡相同，為了消除不同變量間由量綱差異帶來的影響，對數(shù)據(jù)進行中心化和標準化處理。由圖2所示，居民消費價格指數(shù)（X10）與財政收入（Y）的相關(guān)性不顯著，在后續(xù)建模分析中不考慮該經(jīng)濟指標。

422變量選擇結(jié)果對比

本文采用逐步回歸方法和SCAD方法分別對可能對云南省財政收入有影響的經(jīng)濟指標進行變量選擇，篩選出對財政收入影響較大的經(jīng)濟指標，所得經(jīng)濟指標的系數(shù)估計值如表1所示：

由表1可知，運用逐步回歸方法和SCAD方法篩選對財政收入影響較大的經(jīng)濟指標的結(jié)果有很大差異。SCAD方法回歸系數(shù)隨相應(yīng)調(diào)整參數(shù)變化的軌跡圖如圖3所示。樣本數(shù)據(jù)經(jīng)過標準化處理后，逐步回歸法和SCAD方法（滿足Oracle性質(zhì)：變量選擇的稀疏性、連續(xù)性和無偏性）均可通過系數(shù)估計值的絕對值大小對重要參數(shù)進行排序。逐步回歸方法下，選擇的顯著性經(jīng)濟指標按重要性排序為：第三產(chǎn)業(yè)增加值（X14）、稅收收入（X2）、社會消費品零售總額（X5）、第二產(chǎn)業(yè)增加值（X13）、固定資產(chǎn)投資額（X4）、人口自然增長率（X8）；SCAD方法選擇的經(jīng)濟指標按重要性排序為：財政支出（X3）、進出口總額（X6）、旅游業(yè)總收入（X16）、卷煙產(chǎn)值（X15）、年末總?cè)丝冢╔7）。

423模型預(yù)測精度對比

針對兩種模型結(jié)果差異較大的情況，分別運用10折交叉驗證方法比較模型的預(yù)測精度。將數(shù)據(jù)觀測值大致分為10等份，然后輪流以其中的所有可能的9份為訓(xùn)練集，用來擬合數(shù)據(jù)，剩下1份為測試集，一共計算10次，得到擬合測試集時的均方誤差（NMSE）的10個指標，再做平均。兩種模型的均方誤差值見表2。

表2說明在對財政收入的影響因素進行研究時，對于存在多重共線性的情況，SCAD方法的預(yù)測精度明顯優(yōu)于逐步回歸法。

424SCAD方法變量選擇結(jié)果分析

由模型結(jié)果可知，SCAD方法選擇的經(jīng)濟指標按重要性排序為：財政支出、進出口總額、旅游業(yè)總收入、卷煙產(chǎn)值、年末總?cè)丝凇Ｔ颇鲜儆谇钒l(fā)達區(qū)域，投資是政府財政支出的重要部分，通過投資拉動地區(qū)經(jīng)濟增長和居民消費，同時使政府增加稅收來源，從而增加財政收入；進出口總額與云南省財政收入呈正相關(guān)，進出口總額的增加會帶來財政收入的增加；旅游業(yè)和卷煙作為云南省特有的支柱產(chǎn)業(yè)，對財政收入具有正向影響；云南省年末總?cè)丝趯ω斦杖氘a(chǎn)生正向影響。

篇3

1.變量選擇與數(shù)據(jù)處理

從國民經(jīng)濟部門結(jié)構(gòu)看，財政收入總額表現(xiàn)為來自各經(jīng)濟部門的收入。我國的財政收入主要來源于工業(yè)、農(nóng)業(yè)、商業(yè)、服務(wù)業(yè)等部門。本文選取第一產(chǎn)業(yè)增加值（億元）、第二產(chǎn)業(yè)增加值（億元）、第三產(chǎn)業(yè)增加值（億元）和就業(yè)人口總數(shù)（萬人）作為影響財政收入的經(jīng)濟變量，所使用的數(shù)據(jù)為1978-2010年的年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2011）》，文中為了消除物價因素的影響，使用零售商品價格指數(shù)對我國財政收入、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值四組數(shù)據(jù)進行了價格指數(shù)處理，得到我國實際財政收入、第一產(chǎn)業(yè)實際增加值、第二產(chǎn)業(yè)實際增加值、第三產(chǎn)業(yè)實際增加值，同時為了消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換，變換后不影響原序列的相關(guān)性。分別用LnGSH，LnPI， LnSI，LnTI和LnEmp，表示取自然對數(shù)后的實際財政收入、第一產(chǎn)業(yè)實際增加值、第二產(chǎn)業(yè)實際增加值、第三產(chǎn)業(yè)實際增加值和實際就業(yè)人口總數(shù)。

由逐步回歸過程可知，第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)實際增加值、第三產(chǎn)業(yè)實際增加值和實際就業(yè)人口總數(shù)都在一定程度上影響我國的財政收入，其中，第二產(chǎn)業(yè)增加值對其影響最大，關(guān)聯(lián)度最高。改革開放以來，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)經(jīng)歷了很大的變化。第一產(chǎn)業(yè)比重明顯下降，第二產(chǎn)業(yè)比重穩(wěn)步提升，對GDP的貢獻率基本上在60%以上，個別年份達到70%。第三產(chǎn)業(yè)的比重逐年增加。綜合分析可以發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長和稅收收入的增加起主要拉動作用。第三產(chǎn)業(yè)雖然發(fā)展迅速，但對經(jīng)濟增長和稅收收入的貢獻度還相當有限。因此得出以下結(jié)論：

篇4

改革開放以來,我國的經(jīng)濟經(jīng)歷了日新月異的發(fā)展,國家財政收入也節(jié)節(jié)創(chuàng)出新高。有關(guān)數(shù)據(jù)顯示,我國地方財政收入合計從2001年的7803.2999億到2010年的32602.59億元?？傮w來看,我國的地方財政收入發(fā)展情況良好,但是,各地區(qū)的地方財政收入如何呢?影響地方財政收入的因素又都有哪些呢?各自的影響程度又如何呢?這些都是值得我們研究的問題。

周忠輝提出,影響我國財政收入的因素主要是稅收收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值。但是目前還沒有學(xué)者研究我國各地區(qū)財政收入的影響因素,是否同國家財政收入那樣,同樣主要受稅收收入和生產(chǎn)總值的影響?本文將選用稅收收入、地區(qū)生產(chǎn)總值、就業(yè)人數(shù)結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù),并運用計量經(jīng)濟學(xué)的一些模型和方法,來解釋地方財政收入。

二、基本概念及簡要論述

地方財政收入是指各地方政府為履行其職能、實施公共政策和提供公共物品與服務(wù)需要而籌集的一切資金的總和。地方財政收入表現(xiàn)為各地區(qū)政府部門在一定時期內(nèi)(一般為一個財政年度)所取得的貨幣收入。地方財政收入是衡量一個地區(qū)政府財力的重要指標。地方政府在地區(qū)經(jīng)濟活動中提供公共物品和服務(wù)的范圍和數(shù)量,在很大程度上決定于地方財政收入的充裕狀況。稅收收入:由于稅收具有強制性、無償性和固定性的特征,可以給地方政府帶來充裕的資金,因此,各地方政府都把稅收收入作為地方財政收入的最主要的收入形式和收入來源。

地區(qū)生產(chǎn)總值:本地區(qū)所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果。地區(qū)生產(chǎn)總值常被視為衡量一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的主要指標,我們認為,地區(qū)生產(chǎn)總值的提高會提高居民的收入水平,并促進地區(qū)財政收入的增加。

就業(yè)人數(shù):一般認為,一個地區(qū)就業(yè)人數(shù)越多,所創(chuàng)造的財富就越多,會間接地影響地方財政的收入,并產(chǎn)生積極效應(yīng)。

三、模型的建立

本文擬選用地方財政收入為被解釋變量,地區(qū)稅收收入、地方生產(chǎn)總值、就業(yè)人數(shù)為解釋變量,建立多元線性函數(shù),如下:

其中:y代表地區(qū)財政收入,x1代表地區(qū)稅收收入,x2代表地區(qū)生產(chǎn)總值,x3代表地區(qū)就業(yè)人數(shù),參數(shù)c1、c2、c3為x1、x2、x3的系數(shù)。

本文從《中國統(tǒng)計年鑒2010》中收集了2009年我國內(nèi)地31個地區(qū)的財政收入及稅收收入、生產(chǎn)總值、就業(yè)人數(shù)等四個變量的數(shù)據(jù)。

四、模型的估計檢驗與調(diào)整

利用Eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)及模型進行參數(shù)估計,選用OLS估計方法,結(jié)果如下所示:

■

S.E(22.662)(3.985) (4.558) (0.015)

t值 (2.700)(23.654)(3.609)(0.038)

(一)經(jīng)濟意義檢驗

由估計結(jié)果可以看出,c1的值為94.254,經(jīng)濟意義為:地區(qū)的稅收收入每增加100億元,地方財政收入就要增加92.254億元;c2的值為16.450,經(jīng)濟意義為:地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1000億元,地區(qū)財政收入就要增加16.450億元;c3的值為0.001,經(jīng)濟意義為:地區(qū)的就業(yè)人數(shù)每增加1萬人,地區(qū)財政收入就要增加10萬元。

以上分析表明,稅收收入、地區(qū)生產(chǎn)總值以及就業(yè)人數(shù)的相關(guān)系數(shù)都為正,表明地區(qū)財政收入與這三個變量呈現(xiàn)正相關(guān),符合經(jīng)濟事實。因此,我們可以認為,估計結(jié)果具有經(jīng)濟意義。

(二)統(tǒng)計檢驗

1、擬合優(yōu)度檢驗。從結(jié)果中我們可以得出,擬合優(yōu)度R-s為0.995,修正擬合優(yōu)度為0.994,表明解釋變量對被解釋變量的解釋是基本符合經(jīng)濟事實的,解釋變量能夠很好地解釋被解釋變量。

2、t檢驗。查t分布表得,在0.05顯著性水平下,自由度為30的t的分布臨界值為1.697,tc1=23.654>1.679,tc2=3.609>1.679,tc3=0.038

3、F檢驗。查F分布表得,在0.05顯著性水平下,分子自由度為3,分母自由度為27,F的臨界值為2.95,而估計結(jié)果中,F的值1602.554,明顯大于2.95,所以F檢驗顯著,說明估計方程模型的整體檢驗顯著,與經(jīng)濟事實吻合較好。

(三)計量經(jīng)濟學(xué)檢驗

1、異方差。

(1)異方差的檢驗。通過檢驗,發(fā)現(xiàn)存在異方差。

(2)異方差的修正。剔除樣本中的第6個樣本(遼寧)和第11個樣本(浙江)后,盡管異方差性未得到較好的消除,但是擬合優(yōu)度提高至0.997,仍然比修正前要好。下面我們改變模型形式,建立如下模型:

■

變換模型后,異方差現(xiàn)象更加嚴重,所以我們?nèi)赃x用之前建立的線性模型。

2、自相關(guān)檢驗。 用杜賓-沃森檢驗法進行自相關(guān)檢驗,步驟如下:

由估計結(jié)果知,d值為2.298。樣本容量為29,解釋變量數(shù)為3,查D-W表得出臨界值,dl=1.198,du=1.650,因為4-dl=2.802,4-du=2.350,du

通過以上分析可知,模型中不存在多重共線性。所以,可以確定修正后的方程為:

■

S-e (17.489)(3.098) (3.511) (0.111)

t值(2.83)(31.151)(4.071)(0.732) 查t分布表可知,在0.05顯著性水平下,自由度為28的t值為1.701,t(c1)=31.151>1.701,t(c2)=4.071>1.701,均顯著?？梢耘袛?稅收收入和地區(qū)生產(chǎn)總值是影響地方財政收入的主要因素,就業(yè)人數(shù)則對地方財政收入的影響較小。

4、模型的預(yù)測檢驗。選用北京地區(qū)2008年的財政收入、稅收收入、地區(qū)生產(chǎn)總值和就業(yè)人數(shù)的相關(guān)數(shù)據(jù),有:x1=17.756,x2=10.488,x3=1173.8,代入估計方程,得:

y=49.51+96.504*17.756+14.291*10.488+0.008*1173.8

=1903.973億元

已知2008年北京地區(qū)的財政收入為1837.324億元,估計值與真實值之間相差不大,說明方程擬合的較好,通過了預(yù)測檢驗。

五、結(jié)論

通過以上分析,我們可以得出下面幾個結(jié)論:

(一)雖然各地區(qū)的財政收入存在差異,但是幾乎都符合同一個模型。

篇5

【關(guān)鍵詞】公立醫(yī)院收入支出

我國公立醫(yī)院承擔(dān)著向社會成員提供基本醫(yī)療服務(wù)和公共衛(wèi)生服務(wù)的職責(zé)，加強對公立醫(yī)院財務(wù)收支管理，是保證公立醫(yī)院履行社會公益職能，保持可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵所在。而新疆維吾爾自治區(qū)由于具有特殊的地理、民族和經(jīng)濟發(fā)展特點，公立醫(yī)院仍然是民眾普遍信任并起主導(dǎo)地位的公眾醫(yī)療機構(gòu)，承擔(dān)著政府提供準公共品的主要職責(zé)，影響著政府在公眾中的社會公益形象。因而加強對新疆公立醫(yī)院收支管理的調(diào)查與研究，不僅有利于公立醫(yī)院的發(fā)展，也有利于政府公共職能的履行和和諧社會的建設(shè)。

1新疆公立醫(yī)院收入管理的現(xiàn)狀調(diào)查與分析

1.1新疆公立醫(yī)院的基本情況2007年新疆公立醫(yī)院總數(shù)為424家，我們在區(qū)級公立醫(yī)院中選取的7家公立醫(yī)院調(diào)查樣本規(guī)模有所差異，業(yè)務(wù)收入在5000萬至5億不等，職工人數(shù)在400至2500人不等，擁有的病床數(shù)平均在800床位以上，其中有4家規(guī)模較大的醫(yī)院床位數(shù)均在1000床位以上，具有高級職稱人數(shù)占衛(wèi)生技術(shù)人員的比例平均在30%以上。據(jù)調(diào)查問卷數(shù)據(jù)顯示：規(guī)模較大的醫(yī)院病床使用率較高，其中有4家區(qū)級公立醫(yī)院的病床使用率超過100％，說明大型公立醫(yī)院的市場需求較為集中，且供不應(yīng)求。所調(diào)查公立醫(yī)院的年業(yè)務(wù)收入額與該醫(yī)院的規(guī)模、床位數(shù)和門診量有明顯的正相關(guān)關(guān)系，同時該醫(yī)院的醫(yī)療設(shè)備使用達到滿負荷甚至超負荷運轉(zhuǎn)。醫(yī)院的醫(yī)療設(shè)備使用情況與門診量的多少沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，但與公立醫(yī)院的規(guī)模有一定的相關(guān)關(guān)系，這也從一個角度說明了公立醫(yī)院醫(yī)療設(shè)備投資的潛在驅(qū)動因素和消費者就醫(yī)的心理取向。

1.2新疆公立醫(yī)院收入管理的現(xiàn)狀

1.2.1醫(yī)療服務(wù)收入不能彌補醫(yī)療服務(wù)支出，且缺口有增長趨勢按2004年10月頒布的醫(yī)療服務(wù)項目收費標準執(zhí)行，其平均醫(yī)療收費水平較為接近當時的成本，而近年來由于多方面因素的影響，各醫(yī)院為提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)，相繼貸款改建、新建病房大樓，購置先進醫(yī)療設(shè)備，加之醫(yī)院環(huán)境的人性化改造，職工工資及福利費增加等因素，使醫(yī)院醫(yī)療收入的增長仍然趕不上醫(yī)療支出的增長，近幾年醫(yī)療支出均高于醫(yī)療收入，且缺口也在逐年增長。

1.2.2財政補貼不足，且分配方式有待合理化目前財政補貼收入是新疆公立醫(yī)院最主要的收入來源之一，但目前財政補貼收入較少，補貼嚴重不足，而且補貼標準不夠科學(xué)合理，各級財政對衛(wèi)生事業(yè)還基本是按機構(gòu)規(guī)模、按在編人員多少來補助，使得政府衛(wèi)生投入產(chǎn)出效益低下。

1.2.3收入的預(yù)算管理和收費流程尚未實現(xiàn)精細化管理個別醫(yī)院在細節(jié)管理上缺乏相應(yīng)的管理制度和執(zhí)行力度。

2新疆公立醫(yī)院支出管理的現(xiàn)狀調(diào)查與分析

2.1新疆公立醫(yī)院支出管理現(xiàn)狀調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，近幾年新疆公立醫(yī)院支出增幅較快，但結(jié)構(gòu)變化不大，相對比較合理，新疆各公立醫(yī)院的支出管理工作有專門的成本核算組織和管理系統(tǒng)，有較完整的支出管理流程、管理辦法和相關(guān)的崗位職責(zé)管理制度。

醫(yī)療活動中的各項原始記錄完整，內(nèi)部材料物資的計量、驗收、領(lǐng)發(fā)和盤存制度較完善，有一個從上至下、互相配合的成本核算系統(tǒng)。約56%的醫(yī)院其公用經(jīng)費能實行制度化、標準化管理，并有較完善的專項經(jīng)費管理和使用制度，可以按定額、按編制內(nèi)人數(shù)和項目編制預(yù)算，做到既保證業(yè)務(wù)的開展，又盡量提高資金的使用效率。

2.2新疆公立醫(yī)院支出管理存在的問題

2.2.1經(jīng)濟核算責(zé)任制不健全多年來醫(yī)院在計劃經(jīng)濟體制下采用事業(yè)單位管理模式，片面強調(diào)醫(yī)院是一福利單位，不重視核算，至今仍沒有一套較完整的醫(yī)院經(jīng)濟核算制度和方法，經(jīng)營上少有壓力，疏于管理，已到期不能用的賬面固定資產(chǎn)報廢不及時，造成管理亂，資產(chǎn)家底不清，情況不明，導(dǎo)致出現(xiàn)賬、卡、物不符現(xiàn)象。尤其在當前，公立醫(yī)院在醫(yī)院成本增加的同時，其核算卻明顯滯后，成本管理、核算的方法、手段、范圍以及制度等相比內(nèi)地發(fā)達地區(qū)較不規(guī)范，成本信息的收集、整理、分析、預(yù)測的能力和水平還較低。

2.2.2核算中可控成本較少醫(yī)院的實際狀況是固定成本在醫(yī)院成本中占的比重過大，可控部分相對較小，成本核算的工作空間相對狹小。

2.2.3成本核算基點偏重物化過于強調(diào)經(jīng)濟因素，忽略了質(zhì)量、責(zé)任和風(fēng)險等因素，致使各科室在固定性成本分攤上出現(xiàn)不公平現(xiàn)象。

3規(guī)范新疆公立醫(yī)院收支管理的具體措施

3.1規(guī)范新疆公立醫(yī)院收入管理的具體措施

3.1.1強化收入預(yù)算管理剛性，提高醫(yī)院財務(wù)管理水平醫(yī)院預(yù)算要在強調(diào)綜合績效的前提下確定各部門的業(yè)務(wù)收入預(yù)算，對一般臨床科室要鼓勵通過提高服務(wù)和技術(shù)質(zhì)量擴大病源，提高收入；對特色科室要鼓勵通過技術(shù)創(chuàng)新吸引病人，提高收入水平。同時逐漸降低藥品、檢查收入預(yù)算的比重，并明確降低的幅度標準，將其納入綜合績效中，每季兌現(xiàn)獎懲。

3.1.2加強對醫(yī)院收入的控制，實現(xiàn)收入的全過程控制對于大型設(shè)備檢查和特殊用藥，要求科室必須嚴格把握指兆，并征得病人或家屬同意，對亂檢查、亂用藥，一經(jīng)查處，即扣減當月綜合績效考核分值。醫(yī)院設(shè)專職稽核、審計人員，加強對各收費部門報來的收入憑證和存根的審核。同時加強收入憑證的管理。

3.1.3尋找擴大業(yè)務(wù)收入的合理途徑，提高醫(yī)院綜合效益醫(yī)院要增加業(yè)務(wù)收入，要充分挖掘醫(yī)院內(nèi)部潛力，利用現(xiàn)有設(shè)備和技術(shù)條件，擴大醫(yī)療服務(wù)項目，提高醫(yī)院的社會效益和經(jīng)濟效益。醫(yī)院應(yīng)每季開展業(yè)務(wù)收入完成情況的分析，使其處于一個適當狀態(tài)，并納入綜合績效指標進行考核。為醫(yī)院領(lǐng)導(dǎo)改進工作和決策提供依據(jù)。

3.2規(guī)范新疆公立醫(yī)院支出管理的具體措施

3.2.1實行支出預(yù)算管理，保證費用總量監(jiān)控支出預(yù)算的編制應(yīng)本著既要保證醫(yī)療業(yè)務(wù)正常運行，又要合理節(jié)約的精神，合理確定資金比例。

篇6

關(guān)鍵詞：“省管縣” 財政管理體制 財政收入 預(yù)算收入

中圖分類號：F810文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）27-0022-02

“省管縣”財政管理體制是一種明確界定省級財政與縣級財政間相互關(guān)系，由省直接領(lǐng)導(dǎo)縣的財政管理體制，即，在財政收支劃分、專項撥款、預(yù)算資金調(diào)度、財政年終結(jié)算等方面，由省直接分配下達到縣、市，縣財政和市本級財政一樣都直接同省財政掛鉤，并明確確立各級財政的組織架構(gòu)和運行原則，劃分省級財政和地方財政收入和支出范圍，規(guī)定地方財政收入的許可來源和財政支出的許可用途，明確各級財政間的相互關(guān)系。“省管縣”財政管理體制反映不同財政主體之間的分配關(guān)系，省財政可根據(jù)全省各地的不同實際，分類分別確定不同的市縣財政體制，保證各級財政體制和政策規(guī)定范圍內(nèi)的既得財力不受影響。省對下級各項轉(zhuǎn)移支付補助按照規(guī)范的管理辦法直接分配到縣。省財政專項資金由省財政廳會同有關(guān)部門直接分配下達到縣，開通省縣直達車。

省管縣有兩層含義：一是財政意義上的省管縣。在財政預(yù)算編制上，由省直接對縣編制預(yù)算，在收入劃分上，也由省對縣直接劃分。二是政府管理體制上的省管縣。市縣平級，不僅是財政體制，在人事權(quán)、審批權(quán)等經(jīng)濟社會各方面的管理權(quán)都由省直接跟縣打交道。

中央十六屆五中全會在《關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十一個五年規(guī)劃的建議》中提出“理順省以下財政管理體制，有條件的地方可實行省級直接對縣的管理體制”?？偫碓?005年全國農(nóng)村稅費改革工作會議和2006年全國農(nóng)村綜合改革工作會議上兩次提出要推進省直管縣財政管理體制改革。到2007年，浙江、安徽、江蘇、吉林等14個?。ㄊ?、區(qū)）已實行省直管縣財政管理體制，實行擴權(quán)強縣政策，賦予了縣級政府更大更多的經(jīng)濟、行政管理權(quán)限，增強縣域經(jīng)濟發(fā)展活力。

近年來，許多省份推行“省管縣”財政體制和進行相應(yīng)的行政體制改革，同時還有更多的省份在加強“強縣擴權(quán)”政策，以期松綁縣域經(jīng)濟，大力促進縣級財力增長。實施“省管縣”財政體制有利于中國行政層級體制的有效運作，中國的行政層級可以由原來的四級（即中央一省一市一縣）變?yōu)槿墸瑢⒆?“市”和 “縣”處在一個相對平等的地位上，通過市場力量進行資源優(yōu)化重組，而不是通過行政方式，這樣才符合經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)律和城鄉(xiāng)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

“省管縣”財政管理體制有利于充分發(fā)揮財政政策在宏觀調(diào)控中的重要作用，是深化改革，健全制度，突破現(xiàn)行體制機制弊端，完善分稅制改革未盡事宜，改善管理技術(shù)手段，合理彌補基層財力缺口，結(jié)合財政管理的實際需要，提高財政管理的科學(xué)化、規(guī)范化、現(xiàn)代化水平，符合科學(xué)理財、依法理財要求，建構(gòu)完善合理高效運行貫通的財政管理體制的成功實踐。

聊城市對莘縣、冠縣進行省管縣試點體制改革是提高縣級財政的運行效率，促進縣域經(jīng)濟發(fā)展，緩解縣鄉(xiāng)財政困難狀況，增強基層政府提供公共服務(wù)的能力，進而推進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展和針對全體公民的基本公共服務(wù)均等化。在推進試點縣的基礎(chǔ)上，總結(jié)經(jīng)驗和教訓(xùn)，使試點的縣區(qū)可以實現(xiàn)地級市和縣（市）分治，相互不再是上下級關(guān)系，統(tǒng)一由省直管。在鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政收入結(jié)構(gòu)中，預(yù)算內(nèi)收入在20世紀50年代中期曾居于主體地位，而非預(yù)算內(nèi)收入只占較小的比重，如，1986年預(yù)算內(nèi)收入占鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政收入的83.29%，非預(yù)算內(nèi)收入占鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政收入的16%，這一比例關(guān)系沒有保持很久就發(fā)生了顯著變化，預(yù)算內(nèi)收入在全部鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政收入中的比重呈逐年下降趨勢，相應(yīng)的非預(yù)算內(nèi)收入的比重則顯著上升，如，2000年，預(yù)算內(nèi)收入占鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政收入的比重已經(jīng)降到了87%，非預(yù)算內(nèi)收入的比重上升到了48.13%。這種情況并非為鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政所特有，而是整個國家財政非預(yù)算內(nèi)收入不斷增長的一個側(cè)面。

冠縣自2009年開始進行“省管縣”財政改革，2009年的稅收收入為16590萬元，比2008年的稅收收入增加了15.8%，而2010年的預(yù)算稅收收入為26 493萬元；冠縣的非稅收入也有較大增加，從2008年4 352萬元增長到了2009年的6 245萬元。2008年的經(jīng)濟金融危機對中國各省市都造成了較大的影響，但是冠縣2009年財政總收入為100 793萬元，比上年提高了11%，可以說這次的財政改革起到了一定效果。值得說明的是，上級補助收入的數(shù)據(jù)2010年的預(yù)算值和實際值可能出入較大，但是從2009年的數(shù)據(jù)來看，上級補助收入比2008年的62 776萬元增加了8.3%，這種趨勢應(yīng)該會繼續(xù)下去，預(yù)算的值偏低，同時2009年的數(shù)據(jù)可以看出，財政改革后上級補助較好的落實到了地方，上下級交流的工作效率得到了提高。

莘縣雖然2009年的稅收收入只比2008年的高出5%，但是2010年的預(yù)算收入為26 493萬元；莘縣的非稅收入在改革后較快得到了體現(xiàn)，非稅收入在2009年達到了6 245萬元，比2008年增加了43.5%，非稅收入的快速增長不是偶然，這個結(jié)果說明莘縣的財政改革現(xiàn)階段對非稅收入產(chǎn)生了很大的積極影響。上級補助收入從2008年的75 215萬元增加到2009年的85 067萬元，根據(jù)類似冠縣的分析，2010年的實際值很可能比預(yù)算值高。同樣面對經(jīng)濟危機，2009年莘縣的財政總收入為124 881萬元，比上年提高了8%，說明“省管縣”體制改革起到了一定作用。

莘縣2008年境內(nèi)財政總收入為59 676萬元，一般性預(yù)算收入是21 362萬元，人均純收入僅為8 467元。2008年，該縣累計完成各項稅收收入92 002萬元，占莘縣財政總收入的79.6%，占市級總財力199 552萬元的46.1%，也就是說，莘縣全年80%的收入來自預(yù)算內(nèi)收入，2008年雖然遭遇經(jīng)濟危機，但是莘縣的財政收入占到了聊城市GDP比重為1.5%。預(yù)計2009年莘縣的稅收收入肯定達到了1億左右！而莘縣2008年的財政一般預(yù)算收入才21 362萬元，政府性直接債務(wù)就達16億元。莘縣在聊城市9個縣市中排名第七?！笆」芸h”體制改革以后，2009年莘縣財政總收入為124 881萬元，比上年提高了8%。一般性預(yù)算收入為24 139萬元，比上年提高了13%。2009年莘縣的上級補助收入由2008年的75 215萬元調(diào)整為現(xiàn)在的85 067萬元。莘縣增值稅和消費稅稅收返還收入由原來的6 768萬元調(diào)整為現(xiàn)在的6 570萬元。

冠縣2008年境內(nèi)財政總收入為41 800萬元，一般的預(yù)算收入是20 080萬元，人均純收入為9 995元。2008年，該縣累計完成各項稅收收入82 409萬元，占全縣財政總收入的71.3%，占市級總財力199 552萬元的41.2%，也就是說，冠縣全年70%以上的收入也是來自預(yù)算內(nèi)收入，而冠縣的財政收入也只占到了聊城市GDP比重的1.7%。2009年冠縣財政總收入為100 793萬元，比上年提高了11%。一般性預(yù)算收入為24 139萬元，比上年提高了20%。冠縣上級補助收入由原來的62 776萬元調(diào)整為現(xiàn)在的68 020萬元。冠縣增值稅和消費稅稅收返還收入由原來的6 570萬元調(diào)整為現(xiàn)在的5 124萬元。

篇7

2016年“營改增”等結(jié)構(gòu)性減稅政策在青島也進一步落實。據(jù)青島市國稅局公開數(shù)據(jù)顯示，2016年各項優(yōu)惠政策兌現(xiàn)稅收優(yōu)惠198.65億元，僅“營改增”就整體減稅49.42億元，相關(guān)行業(yè)整體稅負下降明顯。

房地產(chǎn)業(yè)對地方稅收貢獻度較大，“營改增”擴圍后，房地產(chǎn)業(yè)相關(guān)稅收勢必會對地方稅收、中央稅收、地方財政收入帶來較大影響。目前，已有的研究關(guān)注的問題主要是“營改增”對房地產(chǎn)業(yè)稅負的影響，還有少數(shù)研究者關(guān)注作為地方稅主體的營業(yè)稅改征增值稅后會對地方財政收入產(chǎn)生的影響。上述研究者大多站在全國的角度進行分析，借鑒前人的研究思路，本文將以青島市房地產(chǎn)業(yè)為具體研究對象，通過對比“營改增”前后，青島市房地產(chǎn)業(yè)稅負變化及對地方稅收收入的影響，提出相應(yīng)的應(yīng)對思路和策略。

一、“營改增”前后房地產(chǎn)業(yè)稅收情況

分稅制實施以來，營業(yè)稅成為地方稅收的主體，作為以營業(yè)稅為主的行業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)一直是地方稅收的主要稅源。下面將詳述“營改增”前后青島市房地產(chǎn)業(yè)相關(guān)稅收情況。

（一）樓市量價齊升，受“營改增”影響，房地產(chǎn)業(yè)稅收累計增速全年呈倒“V”型走勢，增速大幅回落

2016年青島樓市回暖明顯，尤其表現(xiàn)在成交數(shù)據(jù)上。2016年青島新建商品住宅累計成交216729套，成交均價9109元/?O，同比分別上漲69.93%和1.8%（見圖1所示）；受樓市量價齊升推動，青島市房地產(chǎn)業(yè)累計增速同比上漲7.02%，相較去年同期累計增速回升6.88%。然而，2016年5月1日之后，“營改增”擴圍至房地產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)稅收累計增速順勢大幅回落，增速全年呈倒“V”型走勢，具體而言，2016年1～5月份青島市房地產(chǎn)業(yè)累計增速同比增長25.59%，較年初上升11.63%，同比回升41.72%；之后房地產(chǎn)業(yè)稅收累計增速呈逐月下滑態(tài)勢，由2016年5月份的峰值一路下滑至2016年12月份的7.02%，累計下滑18.57%。（見圖2所示）

（二）分稅種看，營業(yè)稅和增值稅、城建稅累計增速下滑明顯，企業(yè)所得稅增速小幅回升，房地產(chǎn)業(yè)減稅效果明顯

“營改增”對財政收入的影響只涉及增值稅、營業(yè)稅、城建稅、教育費附加及企業(yè)所得稅。從房地產(chǎn)相關(guān)稅收的走勢看，營業(yè)稅和增值稅累計增速在營改增后成迅速下滑趨勢，從2016年5月份的68.23%逐月下行至2016年12月份的-3.19%，累計下滑71.42%，城建稅也呈逐月下滑趨勢，從5月份的66.78%逐月下行至12月份的28.78%，累計下滑38%。與此相反，企業(yè)所得稅累計增速則從2016年5月份的17.84%上升至27.97%，上升10.13%。企業(yè)所得稅上升的幅度小于增值稅、營業(yè)稅、城建稅的下降幅度，說明“營改增”減輕了房地產(chǎn)業(yè)的稅負，客觀上將結(jié)構(gòu)性減稅落到了實處。（見圖3所示）

二、房地產(chǎn)業(yè)“營改增”后對地方財政收入的影響效應(yīng)分析

房地產(chǎn)業(yè)稅收占地方稅收比重一直保持較高水平，是地方稅收的主要稅源。房地產(chǎn)業(yè)稅收增速的下滑，勢必拖累地方稅收收入累計增速亦回落明顯。

（一）房地產(chǎn)業(yè)稅收增速下滑，地方稅收收入減少

2016年青島市房地產(chǎn)業(yè)稅收收入占地方稅收收入比重平均為28.06%，房地產(chǎn)業(yè)依舊是地方稅收的主要稅源。作為地方財政收入重要稅源的房地產(chǎn)業(yè)，其相關(guān)稅收累計增速的持續(xù)回落，在一定程度上已影響地方財政收入的增速。具體而言，“營改增”后，房地產(chǎn)業(yè)稅收累計增速逐月下滑拖累地方稅收收入增速亦回落明顯，地方稅收收入累計增速由2016年5月份的12.63%下滑至2016年12月份的-2.06%，下滑14.69%，“營改增”后地方稅收收入增速連續(xù)6個月為負增長（見圖2所示）。

（二）地方主體稅種退出，地方財政承擔(dān)了較大部分的“營改增”減稅收入

營業(yè)稅作為房地產(chǎn)業(yè)第一大稅種，2013年至2016年5月占房地產(chǎn)業(yè)稅收收入平均高達36.85%，房地產(chǎn)業(yè)“營改增”后，營業(yè)稅增速下降38.89%，增值稅增速上升10.67%（見圖4所示）。盡管中央強調(diào)全面實施“營改增”是中央和地方共同的責(zé)任，“營改增”減少的稅收由中央和地方共同承擔(dān)，并?櫬私?增值稅分成的比例由75：25調(diào)整為50：50，但從數(shù)據(jù)看，“營改增”后地方營業(yè)稅下降的幅度遠大于增值稅上升的幅度，說明“營改增”少交的稅收收入較大部分由地方財政承擔(dān)了，這也是造成地方財政收入下降明顯的原因。

（三）中央級公共預(yù)算收入累計增速高于全口徑營業(yè)稅和增值稅的累計增速，側(cè)面反映了地方財政在營改增稅收分配博弈中占劣勢地位

房地產(chǎn)業(yè)全口徑營業(yè)稅和增長稅累計增速在2016年5月份達到高點后一路下滑，累計下滑37.86%，顯示了“營改增”將減稅落到了實處。與此相反，中央級公共預(yù)算收入累計增速一路上揚，有2016年1月份的-2.32%增長到10.18%，上漲12.5%，在全口徑營業(yè)稅和增值稅占全國公共預(yù)算收入比例變動不大的情況下，凸顯了中央政府在稅收分配博弈中占據(jù)優(yōu)勢，地方政府在此次“營改增”稅收分配博弈中占劣勢地位。

三、應(yīng)對房地產(chǎn)業(yè)“營改增”后地方財政收入大幅回落的相關(guān)策略

（一）重新梳理和規(guī)劃地方財政體系

“營改增”后，營業(yè)稅退出歷史舞臺，作為地方主體稅種的營業(yè)稅的退出，必將對地方財政收入帶來較大影響。從收入比例看，營業(yè)稅一直充當?shù)胤截斦饕惙N的角色，地方財政主要稅種的重大改革必然要求地方財政體系進行重新梳理和規(guī)劃，以此保證地方財政有充足的收入來維持地方建設(shè)、公共服務(wù)以及其他開支需求。地方財政體系與中央財政體系如何劃分稅收收入？“營改增”后，以什么樣的稅種作為地方財政的主要稅種？這些都是地方財政體系建設(shè)需要面對的問題。

（二）進一步研究調(diào)整增值稅中央地方的分享比例

“營改增”擴圍后，雖然中央和地方的分享比例已有原來的75：25調(diào)整為50：50，但從前述分析來看，“營改增”降低了房地產(chǎn)業(yè)的稅負，客觀上達到了結(jié)構(gòu)性減稅的目的，但“營改增”導(dǎo)致的減稅效應(yīng)主要是由地方財政承擔(dān)，成為地方財政減收的主要因素。因此，需要進一步測算中央地方收入變動情況，再綜合中央地方事權(quán)后，確定增值稅分享比例如何調(diào)整。

（三）進一步完善財政轉(zhuǎn)移支付制度

事權(quán)決定財權(quán)，地方政府是地方性公共產(chǎn)品和服務(wù)的主要提供者，履行這些事權(quán)需要財力的保障。從前述數(shù)據(jù)看，房地產(chǎn)業(yè)“營改增”提高了中央財政收入在全國財政收入中的比例，要保證地方政府各項事權(quán)的順利實施，需要中央進一步完善現(xiàn)行財政轉(zhuǎn)移支付制度。長效的、規(guī)范的財政轉(zhuǎn)移支付制度，既有助于地方財力的穩(wěn)定性，也有助于地方政府各項事權(quán)的順利實施。

（四）繼續(xù)深化財稅體制改革，推動中央與地方財政事權(quán)與支出責(zé)任劃分改革

加快制定中央與地方收入劃分總體方案，在大力推進稅制改革過程中，適時將適合稅收形式征繳的收費項目、基金項目改為稅收，通過費改稅，健全地方稅收體系，確保地方財源穩(wěn)固。加快推動中央與地方財政事權(quán)和支出責(zé)任劃分改革，理順中央與地方之間的關(guān)系，充分調(diào)動中央和地方的積極性，在保持中央和地方?力格局總體穩(wěn)定的前提下，加快地方稅收體系建設(shè)。

（五）地方財政收入增長壓力加大情況下應(yīng)著力優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)

減稅不減政府支出是治標不治本。一方面，政府部門應(yīng)堅決執(zhí)行厲行節(jié)約的規(guī)定，嚴格控制一般性支出，壓縮行政運行成本，減少政府行政管理費用，確?！叭苯?jīng)費只減不增。另一方面，面對地方稅收收入增速下滑明顯的現(xiàn)實，應(yīng)優(yōu)先保障民生及重點項目的支出。

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關(guān)鍵詞：財政政策：收入分配

中圖分類號：F832.6　文獻標識碼：A　文章編號：1003-949X(2009)-09-0063-02

一、中國收入分配狀況不斷惡化

我國把構(gòu)建社會主義和諧社會作為目標，和諧社會的經(jīng)濟標準中應(yīng)重點考慮經(jīng)濟效率和分配公平，而與之相對應(yīng)的，是我國經(jīng)濟現(xiàn)實中經(jīng)濟增長仍屬于粗放型和收入分配狀況隨著經(jīng)濟快速增長而不斷向著警戒線的方向惡化，并且目前有部分研究稱我國基尼系數(shù)已超國際警戒線水平。收入分配不均、貧富差距擴大造成了現(xiàn)實矛盾的嚴重對立。

至2005年底，中國農(nóng)村沒有解決溫飽的貧困人口還有二千三百六十五萬人。按照人均每天消費一美元的標準，中國的貧困人口總數(shù)僅次于印度，列世界第二位，需要扶持的貧困群體數(shù)量依然龐大。世界銀行行長沃爾夫威茨2005年10月向新聞界發(fā)表了他的“中國之行”考察感受，談及更多的問題是貧富差距。他提到，用聯(lián)合國定義標準，中國目前還有1.5億人生活在貧困線以下，占世界貧困人口的12％，居世界第二位。沃爾夫威茨認為“中國減貧任務(wù)還非常艱巨?！比澜绻灿?2億人每天收人低于1美元，其中70％生活在農(nóng)村，在中國則幾乎是全部。

然而在貧困人口依然如此龐大的同時，中國的財富向富裕階層集中的發(fā)展速度亦是驚人，2004年，中國富裕人士以12％的增速排名第二，這一增幅大大高于同一時期世界經(jīng)濟3.5％的增速和中國經(jīng)濟9.1％的增速。2005年，中國首500位富人的財富總額從5000億元猛增至6000億元，比上一年增幅達20％。在絕對貧困人口仍然居于世界第二位的同時，據(jù)美國高盛公司發(fā)表投資報告稱，中國的奢侈品消費增速連續(xù)三年列世界首位。世界眾多奢侈品巨頭都把發(fā)展眼光投向了中國。據(jù)統(tǒng)計，我國農(nóng)民人均年純收入和城鎮(zhèn)居民人均年支配收入的比率在1985年是1：2.57，到2004年為1：3.23，本應(yīng)縮小的城農(nóng)收入差距進一步擴大。

二、以財政政策改善收入分配狀況的必要性

目前中國收入分配不公的問題已經(jīng)非常明顯地體現(xiàn)出來，這些問題容易引起部分社會成員心理失衡甚至利益沖突，對和諧社會構(gòu)建形成了巨大的阻礙，主要體現(xiàn)在：

1，收入差距擴大速度過快，在不到一代人的時間里拉開非常大的差距，形了巨大的心理沖擊，中國在上世紀70年代末的基尼系數(shù)是0.16,非常平均；到上世紀90年代中后期，已經(jīng)達到0.40以上。

2，相對于收入分配來說，更為嚴重的是起點不公平。這里的起點不公平是指由于政策和人為造成的后天因素，比如受教育的機會、健康的機會、遷徙的機會等等的不公平，這利，層層累計的不公平加劇了中國社會財富和資源分配不公的態(tài)勢，并且直接加劇了社會現(xiàn)實矛盾，并且這種矛盾產(chǎn)生于中國今后最有影響力的青少年群體中。

3，過程的不公平最為嚴重，這表現(xiàn)在人的發(fā)展機會不是平等的，進入市場的機會不是平等的，從比較貧窮的階層提升的機會不是平等的，這其中由政策因素引起的壟斷企業(yè)職工特別是高層管理人員收入過高，龐大的國有資產(chǎn)所有權(quán)不能具體明確落實從而政府尋租現(xiàn)象普遍存在，證券、金融行業(yè)透明程度與監(jiān)管力度不夠等等是明顯表現(xiàn)。

4，與粗放式的經(jīng)濟增長互為因果關(guān)系。起點和過程的不公平使得人人力資源轉(zhuǎn)變成人力資本比例不高，形成高質(zhì)量的富有創(chuàng)造力的人力資本更是極為缺乏。收入分配差距過大也使得投資和消費的比例不平衡，首先使得投資方向偏向于資源占有和物質(zhì)資本形成而不是人力資本培育，同時兩極化的社會結(jié)構(gòu)使得消費增長有限。

5，壟斷企業(yè)的財富分配比例過高成為社會嚴重不滿弊病。壟斷企業(yè)所壟斷的資源，其實是屬于全國人民的，擁有全國共有的資源并且財富分配比例數(shù)倍高于一般企業(yè)，還通過壟斷價格聚斂全國人民財富消費，從資源、財富分配、消費上三重創(chuàng)傷經(jīng)濟秩序，并且成為社會不和諧主調(diào)之一。

6，資源獲取不公平。這最明顯地體現(xiàn)在土地資源的獲取上。近年來，中國房地產(chǎn)商的高利潤成為全國焦點，房地產(chǎn)質(zhì)量投訴全國領(lǐng)先，消費糾紛全國前列，然而利潤率仍然保持行業(yè)之首，這和其中各個環(huán)節(jié)缺乏公平基礎(chǔ)大大有關(guān)。這其中資源獲取環(huán)節(jié)是關(guān)鍵。

7，財政政策支撐不到位。2003年，有兩組數(shù)字曾經(jīng)引起了社會公眾的關(guān)注：一是說，中國銀行里的10萬億元的存款中，80％的財富為20％的人所擁有；一是說，富人們所繳納的個人所得稅，僅占全部個人所得稅總額的10％。稅收問題的不公正可見一一般，為中國經(jīng)濟作出最主要貢獻的中等收入勞動群體承擔(dān)著國內(nèi)最主要的稅負功能，這嚴重打擊普通勞動者的勞動熱情和創(chuàng)業(yè)激情。

三、以財政政策改善收入分配狀況的可行性

以財政政策來實現(xiàn)收入分配狀況的改善，可以分為兩方面來進行，最為根本的是培養(yǎng)經(jīng)濟長期持續(xù)增長的因素，實現(xiàn)人力資本和技術(shù)創(chuàng)新作為社會進步和經(jīng)濟增長主要因素從而體現(xiàn)其價值；從短期的結(jié)構(gòu)調(diào)整來看，應(yīng)通過財政轉(zhuǎn)移支付政策和所得稅、財產(chǎn)稅、資源稅等稅收手段的健全以推進社會公平。

1，財政政策促進人力資本培育和技術(shù)創(chuàng)新

人力資本的培育上，一方面要加大政府的財政投入力度。宏觀上持續(xù)提升人力資本財政支出占GDP的比重，持續(xù)提升公共教育經(jīng)費投入比例；另一方面要通過財政政策調(diào)節(jié)引導(dǎo)全社會進行人力資本的培育和投入。在以財政投入為主的同時，引導(dǎo)建立多層次的教育投入機制，從機關(guān)、事業(yè)單位和國有控股型企業(yè)開始加強對于教育費用的支出引導(dǎo)全社會企業(yè)投資于人力資本培育，以貼息、稅收減免等財政政策大力發(fā)展中等職業(yè)教育和職業(yè)培訓(xùn)。

政府應(yīng)加大對于研究與開發(fā)活動的投入，尤其是加大對于處于研究與開發(fā)初級知識與創(chuàng)新生產(chǎn)的基礎(chǔ)研發(fā)階段，加大對高等院校和研發(fā)機構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新有關(guān)的研究與開發(fā)活動，以促進研究開發(fā)活動中人力資本的創(chuàng)新能力。政策還直進一步提升人力資本的投入質(zhì)量，增加可用于技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域人力資本量，并提升技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域人力資本效益回報，以加強人力資本進入高新技術(shù)領(lǐng)域的積極性。這首先要求政府加大對于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的公共資源的投入，這些投^或是轉(zhuǎn)化為直接的人力資本或是提高了人力資本在市場中的投資收益率，因而可以激發(fā)企業(yè)和個人積極投入人力資本的熱情；同時大膽提高對于技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域從業(yè)人員的待遇，獎勵自主創(chuàng)新人才，補貼科學(xué)研究從業(yè)人員，引導(dǎo)全社會對于人力資本投資的熱情。

財政政策也應(yīng)作用于形成技術(shù)創(chuàng)新的激勵導(dǎo)向，形成創(chuàng)新氛圍，以通過人力資本和技術(shù)創(chuàng)新的高回報使得經(jīng)濟投資

主體由資源搶占、物質(zhì)資本投入轉(zhuǎn)向人力資本和技術(shù)創(chuàng)新的投入。比如，通過激勵導(dǎo)向型的創(chuàng)新型,15-~激勵稅收政策、研發(fā)激勵型的政府資助政策、激勵型的政府技術(shù)政策，以刺激創(chuàng)新型人力資本形成，而非對于物質(zhì)資本的占有和國有資源的搶占，創(chuàng)造出大量以人力資本收益為特征的中產(chǎn)階級，有-效縮減社會收入分配差距。

2，短期結(jié)構(gòu)調(diào)整的財政政策

首先就是要加強對于基本民生的投入，加強社會保障、醫(yī)療和教育的投入并保證公平秩序。然而，我們必須重視的一個問題，就是我國現(xiàn)有的在基本民生方面的改革，以不成功為多數(shù)，社會保障、義務(wù)教育、公共衛(wèi)生、住房的改革也在其中。這些改革實際上對于廣大中低收入群體來說，實際上是大大增加了各方面的支出和費用，與社會公平的方向完全背離。政府的社會保險支出，應(yīng)該通過財政政策提供相應(yīng)的財力保障，這應(yīng)該是對于社會的貧窮階層更為有利，從而在實際上起到公平社會福利的作用。

財政政策另一個更為有力的調(diào)節(jié)手段是稅收手段，通過所得稅、財產(chǎn)稅和資源稅以保證社會公平。對于沒有力法避免的不公平的資源占據(jù)和獲取，可通過資源稅進行調(diào)節(jié)，這其中，尤以土地、自然資源、壟斷資源、教育資源、公共衛(wèi)生資源等等最為重要。資源稅的征取并合理使用是調(diào)節(jié)社會公平和財富收入不公的根本解決辦法，然而資源稅的啟動必然觸及到多方面利益團體的核心利益，制定和執(zhí)行的難度較大，可行性實際上不高。所得稅方面，據(jù)前文所述，暴利行業(yè)、富裕階層所繳納的稅收比例過低應(yīng)成為改革的重點，我國一直為人所病的簡單從量個人所得稅稅收政策也應(yīng)盡早調(diào)整。

篇9

一、財稅[2007]61號文的主要規(guī)定與應(yīng)關(guān)注的問題

1、適用范圍：

1）適用企業(yè)：該文的日期2007年5月18日，《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》的日期是2007年3月16日，由于財稅[2007]61號的發(fā)文日期晚于《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》的日期，因此財稅[2007]61號適用企業(yè)范圍是內(nèi)外資企業(yè)，而不是某些人所謂的針對內(nèi)資企業(yè)適用。

2）搬遷補償范圍：一是搬遷企業(yè)按規(guī)定標準從政府取得的搬遷補償收入；二是搬遷企業(yè)通過市場（招標、拍賣、掛牌等形式）取得的土地轉(zhuǎn)讓收入；但無論是何種情形，搬遷的原因都必須是“當?shù)卣鞘幸?guī)劃、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等原因”，也就是必須有政府搬遷文件或公告，搬遷協(xié)議和搬遷計劃，這也是主管稅務(wù)機關(guān)審核的重要內(nèi)容。否則，搬遷企業(yè)所獲得的收入不能依照本文件進行稅務(wù)處理，而應(yīng)當按照企業(yè)所得稅法規(guī)定的處理方法執(zhí)行，即：搬遷收入加上各類拆遷固定資產(chǎn)的變賣收入、減除各類拆遷固定資產(chǎn)的折余價值和處置費用后的余額計入企業(yè)當年應(yīng)納稅所得額。

在實務(wù)中，“政府搬遷文件或公告”這個概念至關(guān)重要，因沒有明確定義，所以“政策性搬遷收入”的界定還有一些模糊之處。如果能符合此條件，所謂的“搬遷協(xié)議和搬遷計劃”比較容易滿足。

2、涉稅處理原則：

1）搬遷后的企業(yè)注銷的規(guī)定

搬遷企業(yè)沒有重置固定資產(chǎn)、技術(shù)改造或購置其他固定資產(chǎn)的計劃或立項報告，應(yīng)將搬遷收入加上各類拆遷固定資產(chǎn)的變賣收入、減除各類拆遷固定資產(chǎn)的折余價值和處置費用后的余額計入企業(yè)當年應(yīng)納稅所得額，計算繳納企業(yè)所得稅；

在實務(wù)中，許多企業(yè)因搬遷而注銷，其搬遷收入按照企業(yè)所得稅規(guī)定計算應(yīng)納稅所得額；

2）搬遷后的企業(yè)重建的規(guī)定

搬遷企業(yè)根據(jù)搬遷規(guī)則，用企業(yè)搬遷收入購置或建造與搬遷前相同或類似性質(zhì)、用途的固定資產(chǎn)和土地（以下簡稱重置固定資產(chǎn)），以及進行技術(shù)改造或安置職工的，準予搬遷企業(yè)的搬遷收入扣除重置固定資產(chǎn)、技術(shù)改造和安置職工費用，其余額計入企業(yè)應(yīng)納稅所得額；

企業(yè)因轉(zhuǎn)換生產(chǎn)經(jīng)營方向等原因，沒有用上述搬遷收入進行重置固定資產(chǎn)或技術(shù)改造，而將搬遷收入用于購置其他固定資產(chǎn)或進行其他技術(shù)改造項目的，可在企業(yè)政策性搬遷收入中將相關(guān)成本扣除，其余額計入企業(yè)應(yīng)納稅所得額；

搬遷企業(yè)利用政策性搬遷收入購置的固定資產(chǎn)，可以按照現(xiàn)行稅收規(guī)定計算折舊或攤銷，并在企業(yè)所得稅稅前扣除；

搬遷企業(yè)從規(guī)劃搬遷第二年起的五年內(nèi)，其取得的搬遷收入暫不計入企業(yè)當年應(yīng)納稅所得額，在五年期內(nèi)完成搬遷的，企業(yè)搬遷收入按上述規(guī)定扣除相關(guān)成本費用后，其余額并入搬遷企業(yè)當年應(yīng)納稅所得額，繳納企業(yè)所得稅。

在實務(wù)中，很多企業(yè)可以購買與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營有關(guān)的固定資產(chǎn)，扣減補償收入至零或負數(shù)，然后再對外出售該固定資產(chǎn)，按照上述規(guī)定，可以在企業(yè)所得稅稅前扣除，從而達到規(guī)避或者叫逃避所得稅的目的。實際上是雙重扣稅，這是政策性搬遷收入與非政策性搬遷收入的截然不同點；另外，企業(yè)取得的政策性搬遷收入，在五年期內(nèi)完成搬遷的，企業(yè)搬遷收入按上述規(guī)定扣除相關(guān)成本費用后，其余額并入搬遷企業(yè)當年應(yīng)納稅所得額，繳納企業(yè)所得稅，換句話說，如果搬遷收入是政策性搬遷收入，其納稅義務(wù)的發(fā)生時間可以遞延至第六年；

二、搬遷企業(yè)取得政策性搬遷收入的賬務(wù)處理：

根據(jù)[2005]123號文的規(guī)定，搬遷企業(yè)取得的政策性搬遷收入（屬于搬遷補償款范疇）時應(yīng)記入“專項應(yīng)付款-搬遷補償”，參考2006年版《企業(yè)會計準則應(yīng)用指南-會計科目-專項應(yīng)付款》相關(guān)規(guī)定，搬遷企業(yè)重置固定資產(chǎn)時，其支付的價款不需要核銷“專項應(yīng)付款”，，這樣稅務(wù)和會計存在差異，需要進行應(yīng)納稅所得額納稅調(diào)整。

企業(yè)在五年期內(nèi)完成規(guī)劃搬遷的，按以下原則處理：

1）“專項應(yīng)付款——搬遷補償”，如為“借”方余額，在完成規(guī)劃搬遷年度，結(jié)轉(zhuǎn)到“管理費用”。

2）“專項應(yīng)付款——搬遷補償”，如為“貸”方余額，則作如下財務(wù)處理：借：“專項應(yīng)付款——搬遷補償；貸：資本公積”。在稅務(wù)處理上將上述余額與重置相類似的固定資產(chǎn)和土地價值比較，如有余額計入企業(yè)應(yīng)納稅所得額，在所得稅申報表“其他納稅調(diào)增項目”反映，如無余額則不作稅務(wù)處理。

三、遷補償款的其他稅種涉稅處理

1、營業(yè)稅及其附加稅務(wù)處理規(guī)定

對于企業(yè)收到的拆遷補償款是否要交納營業(yè)稅，目前國家稅務(wù)總局的文件沒有明確規(guī)定，可以參考《廣東省地方稅務(wù)局關(guān)于舊城拆遷改造有關(guān)營業(yè)稅問題的批復(fù)》（粵地稅函「1999295號）規(guī)定，“為了支持城市改造建設(shè)，經(jīng)請示國家稅務(wù)總局同意，凡經(jīng)縣級以上政府批準，國土局及有關(guān)房地產(chǎn)管理部門發(fā)出公告，限期拆（搬）遷的地（路）段的，被拆遷戶取得的拆遷補償收入（包括貨幣、貨物或其他經(jīng)濟利益）暫不征收營業(yè)稅?！?；《福建省地方稅務(wù)局關(guān)于拆遷補償業(yè)務(wù)征收營業(yè)稅問題的通知》閩地稅發(fā)[2004]63號規(guī)定，“被拆遷單位和個人因拆遷取得的房屋（或土地）拆遷補償費及其他補助費或補償安置的房屋，除下列兩種情況外，均應(yīng)征收營業(yè)稅。1、被拆遷單位和個人取得政府財政部門支付的房屋（或土地）拆遷補償費及其他補助費，暫免征收營業(yè)稅。2、被拆遷個人因自用普通住房拆遷，所取得的補償費或拆遷過程中發(fā)生的房屋等面積產(chǎn)權(quán)調(diào)換，暫免征收營業(yè)稅。”

結(jié)合上述文件，可知，搬遷企業(yè)取得政府財政部門支付的拆遷補償費及其他補助費，免收營業(yè)稅；搬遷企業(yè)通過市場（招標、拍賣、掛牌等形式）取得的土地轉(zhuǎn)讓收入，按“轉(zhuǎn)讓無形資產(chǎn)”征收營業(yè)稅；

2、土地增值稅稅務(wù)處理規(guī)定

根據(jù)《土地增值稅暫行條例》、《土地增值稅暫行條例實施細則》和《土地增值稅宣傳提綱》的相關(guān)規(guī)定，因國家建設(shè)需要依法征用、收回的房地產(chǎn)，免征土地增值稅；因城市市政規(guī)劃、國家建設(shè)的需要而搬遷，由納稅人自行轉(zhuǎn)讓原房地產(chǎn)而取得的收入，免征土地增值稅。因此，企業(yè)取得政策性搬遷收入免予征收土地增值稅。根據(jù)《土地增值稅暫行條例實施細則》第11條規(guī)定，符合上述免稅規(guī)定的單位和個人，須向房地產(chǎn)所在地稅務(wù)機關(guān)提出免稅申請，經(jīng)稅務(wù)機關(guān)審核后，免予征收土地增值稅。但是此類情況下的免征應(yīng)以原房地產(chǎn)所在地稅務(wù)機關(guān)的批文為準。如果尚未收到批文，則應(yīng)視同房地產(chǎn)出售或轉(zhuǎn)讓，計提應(yīng)交土地增值稅。

篇10

關(guān)鍵詞 農(nóng)民收入；空間相關(guān)性；空間計量

中圖分類號F832.1文獻標識碼A

1引言及文獻綜述

農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟的核心，應(yīng)當成為促進我國農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)民收入增加的重要手段.而我國農(nóng)村金融發(fā)展不僅滯后于城市金融的發(fā)展，而且不能滿足農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實需要.地方財政支持和投資也是促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的重要手段，地方財政應(yīng)該解決城鄉(xiāng)公共產(chǎn)品供給失調(diào)的問題，調(diào)整公共財政配置格局，逐步在政策上和投入上實現(xiàn)公共財政覆蓋農(nóng)村，建設(shè)城鄉(xiāng)一體化公共產(chǎn)品供給體系，為農(nóng)民增收創(chuàng)建一個良好的外部環(huán)境.因此，從空間計量的角度來考察正規(guī)農(nóng)村金融支持以及地方財政支持等多種因素對農(nóng)民收入增長的影響，既具有理論意義，也具有現(xiàn)實意義.

國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)對影響農(nóng)民收入增長的各個因素進行了一定的研究.在國外，研究者一般是考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響.Greenwood and Jovan（1990）[1]、Galor and Zeira（1993）[2]、Banerjee and Newman（1993） [3]通過對金融發(fā)展與收入差距的研究，間接地揭示了金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系，但鮮有農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系的直接研究（溫濤等，2005）[4].國內(nèi)學(xué)者在借鑒國外學(xué)者的研究成果基礎(chǔ)上，針對我國的實際情況，進行了諸多富有成效的研究.溫濤、冉光和、熊德平（2005）對我國金融發(fā)展和農(nóng)民收入的關(guān)系進行了研究，結(jié)果表明我國農(nóng)村金融發(fā)展對我國農(nóng)民收入增長具有顯著的負效應(yīng).、張懿（2006）應(yīng)用ECM誤差模型實證檢驗了安徽省農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明農(nóng)村金融發(fā)展引起農(nóng)村經(jīng)濟增長，支持金融支持經(jīng)濟增長的概念[5].劉忠群、黃金、梁彭勇（2008）利用我國1978—2008的省級面板數(shù)據(jù)，檢驗了中國金融發(fā)展對我國農(nóng)民收入的影響，結(jié)果顯示我國金融發(fā)展對我國農(nóng)民收入的發(fā)展具有正向影響，但金融中介的低效率阻礙了農(nóng)民收入的進一步增長[6].余新平、熊皛白、熊德平（2010）通過實證分析表明：農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險賠付與農(nóng)民收入增長呈正向關(guān)系，而農(nóng)村貸款、農(nóng)業(yè)保險收入與農(nóng)民收入增長呈負向關(guān)系[7].李俊峰、伍艷（2011）運用2007—2009年重慶個區(qū)縣相關(guān)數(shù)據(jù)，探尋農(nóng)民收入增長與地方財政及金融支持的聯(lián)動關(guān)系，結(jié)果表明財政支持與農(nóng)村金融與農(nóng)民收入增長之間存在一定的正相關(guān)關(guān)系[8].本文將空間計量方法運用到分析農(nóng)民收入增長模型中來，考慮了鄰接省份之間經(jīng)濟因素的相互影響，更加具有現(xiàn)實性和科學(xué)性.

2模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

本文擬選取LnFINC作為被解釋變量，其中FINC為去除價格影響因素（各地區(qū)個時期農(nóng)村CPI）的農(nóng)村居民年人均純收入；選取各地區(qū)農(nóng)村金融相關(guān)率對數(shù)值LnFIR、人均農(nóng)業(yè)財政支持LnFISC、地區(qū)農(nóng)村勞動力占總農(nóng)村總?cè)丝诒戎豅nLABR、各地區(qū)城市化率對數(shù)值LnCTLZ、各地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林漁牧產(chǎn)值的比重的對數(shù)值LnAGRZ以及各地區(qū)農(nóng)村居民人均固定資產(chǎn)投資的對數(shù)值LnPAI作為解釋變量.其中，農(nóng)村金融相關(guān)率為各地區(qū)農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林漁牧總產(chǎn)值的比率，人均農(nóng)業(yè)財政支持為地方財政農(nóng)業(yè)投入與農(nóng)村總?cè)丝诒嚷剩鞘谢蕿楦鞯貐^(qū)城市人口占總?cè)丝诘谋戎兀r(nóng)村居民人均固定資產(chǎn)投資為農(nóng)村年投資總量與農(nóng)村人數(shù)的比重.由于數(shù)據(jù)的可得性原因，本文采用1998年和2008年我國31個省市的橫截面數(shù)據(jù)，各個數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》以及各省市的統(tǒng)計年鑒.

依據(jù)空間計量模型的原理，分別設(shè)計空間誤差模型和空間滯后模型.在空間滯后模型中，變量的空間自相關(guān)關(guān)系由因變量的空間滯后項反映，用于反映影響農(nóng)民收入的空間因素的空間滯后模型為：

其中W為空間權(quán)重矩陣，ε代表區(qū)位影響因素，λ為空間自相關(guān)系數(shù)，ξ為服從經(jīng)典假設(shè)的隨機誤差項.

3實證分析

3.1經(jīng)濟指標的空間相關(guān)性檢驗

3.1.1空間自相關(guān)檢驗

根據(jù)空間計量學(xué)的的原理，影響農(nóng)民收入的影響因素之間可能存在空間自相關(guān)性，有必要先對各個變量之間的空間自相關(guān)性進行檢驗，如果存在空間自相關(guān)性，就必須建立空間計量模型對影響農(nóng)民收入的各個因素進行分析.改革開放以來，我國各地經(jīng)濟發(fā)展差異逐漸擴大，一般可以分為東中西三個部分，各地農(nóng)民收入水平差異較大，農(nóng)民收入來源迥異.因此，必須對各區(qū)域農(nóng)民收入水平及其影響因素的空間依賴性進行檢驗.本文沿用空間計量學(xué)中常用的Moran’s I指數(shù)來衡量各個要素之間的全域空間自相關(guān)性，采用Moran’s I散點圖來檢驗區(qū)域空間自相關(guān)性.

首先對我國31個省市的農(nóng)村居民年人均純收入及其影響因素進行全局空間自相關(guān)檢驗.

由表1數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果可知我國農(nóng)村居民收入水平的Moran’s I指數(shù)從1998年到2008年一直在0.55的水平上下波動，其正態(tài)統(tǒng)計量Z（d）值均大于正態(tài)分布函數(shù)在1%水平下的臨界值（1.96），該結(jié)論表明我國個省市農(nóng)村居民收入在空間上并不是隨機分布的，區(qū)域農(nóng)民收入之間在地理空間上存在較高的空間依賴性；同時，我國各省市人均固定投資水平的Moran’s I指數(shù)從1998到2008年在0.4的上下波動，其Z（d）值均大于正態(tài)分布函數(shù)在1%水平下的臨界值，表明各省市農(nóng)村人均固定資產(chǎn)投資之間也存在十分顯著的空間自相關(guān)性；同理，農(nóng)村勞動比率和城市化率之間的空間自相關(guān)也較為明顯，其P值在5%的顯著性水平下，都拒絕了空間隨機分布的假設(shè)；但是，各區(qū)域農(nóng)業(yè)金融相關(guān)率和地方農(nóng)村財政投入的空間自相關(guān)性比較弱，其P值一般都處于接受原假設(shè)（變量不存在空間依賴性）的范圍之內(nèi).

3.1.2Moran’I散點圖檢驗

通過分析觀察Moran’s I散點圖更能清楚的分析省市農(nóng)民收入水平與其臨近省市的農(nóng)民收入水平之間的關(guān)系.通過繪制空間自相關(guān)系數(shù)的Moran’s I散點圖可以將各個區(qū)域農(nóng)民收入分為四個區(qū)域的集群模式，分別識別各個區(qū)域的農(nóng)民收入水平與臨近省市的關(guān)系：圖的右上方為第一象限，表示高農(nóng)民收入水平的區(qū)域被高農(nóng)民收入水平的其他區(qū)域包圍（HH）；左上方為第二象限，表示低農(nóng)民收入水平的區(qū)域被高農(nóng)民收入水平的其他省市包圍（LH）；左下方的第三象限，表示低農(nóng)民收入水平的區(qū)域被低農(nóng)民收入水平的其他區(qū)域包圍；右下方的第四象限，表示高農(nóng)民收入水平的區(qū)域被低農(nóng)民收入水平的其他區(qū)域包圍.第一、三象限正的空間自相關(guān)關(guān)系表示相似觀測值之間的空間關(guān)聯(lián)；第二、四象限負的空間自相關(guān)關(guān)系表示不同觀測值之間的空間關(guān)聯(lián)；若觀測值均勻的分布于四個象限，表明各地區(qū)變量之間不存在空間自相關(guān)性.

圖1 表明，在1998年，位于Moran’s I散點圖第一象限的省市有：上海、浙江、北京、天津、福建、河北、山東七個省市，這是高農(nóng)民收入水平—高空間滯后的自相關(guān)集群；位于Moran’s I散點圖第二象限的省市有：江西、安徽、海南三省，這是低農(nóng)民收入水平—高空間滯后的自相關(guān)集群；位于Moran’s I散點圖第三象限的省市有：湖南、陜西、黑龍江、湖北、四川、新疆、內(nèi)蒙古、甘肅、山西、山西、寧夏、廣西、云南、貴州、重慶、、河南、青海十八省市，這是一種低農(nóng)民收入水平—低空間滯后的自相關(guān)關(guān)系集群；位于Moran’s I散點圖第四象限的省市有：廣東、吉林、遼寧三省市，這代表高農(nóng)民收入水平—低空間滯后的自相關(guān)關(guān)系集群.2008年的情況與1998年基本保持一致，只是位于第四象限的廣東、吉林、遼寧三省市移到低三象限，河北、山東、由第一象限移到第二象限.

3.1.3Liza圖檢驗

在圖2 中可以看出，2008年農(nóng)民收入水平位于第1級排列只有上海，表示農(nóng)民收入水平很高；位于第二級排列的省市有三個：江蘇、北京和天津，較低與上海市農(nóng)民的收入水平；位于第三級排列的省份有12個，代表中上水平的農(nóng)民收入；位于第四季級列的省份有12個，代表農(nóng)民收入處在中下水平；位于第第五級排列的省份是青海和貴州，該地區(qū)農(nóng)民收入水平比較低下；寧夏農(nóng)民的收入水平處在全國的最低水平.從LIZA圖的整體可以看出，我國農(nóng)民收入呈現(xiàn)出以江滬為核心和以京津為核心的高收入板塊，東北地區(qū)和中部地區(qū)次之，西部地區(qū)農(nóng)民收入水平最低.

3.2參數(shù)估計結(jié)果及說明

由于本文選取的解釋變量與被解釋變量都存在一定程度的空間自相關(guān)性，因此考察金融支持和地方財政支持等因素對農(nóng)民收入的影響需要引入空間自相關(guān)因素進行空間分析.為了考察各個因素引起農(nóng)民收入增長的動態(tài)演進特征，選取了1998年和2008年兩個截面進行分析. 3.2.1基于1998年統(tǒng)計數(shù)據(jù)的實證結(jié)果

根據(jù)Aselin等提出的判別準則，參照表2的結(jié)果可以看出，影響農(nóng)民收入的空間誤差模型的AIC值和SC均分別小于空間滯后模型的SIC值和SC值；但是，空間滯后模型的擬合優(yōu)度系數(shù)R_squared和對數(shù)似然值LogL均分別略大于空間誤差模型的R_squared和LogL.認為空間滯后模型要略好于空間誤差模型.表3的結(jié)果表明，無論是SLM模型還是SEM模型，解釋變量的系數(shù)估計值都通過了5%的顯著性檢驗，表明模型擬合良好.

從表3中空間滯后模型的參數(shù)結(jié)果來看，LnFIR的系數(shù)為0.096 8，說明農(nóng)村金融對農(nóng)民收入增長存在較弱的正向促進作用，農(nóng)村金融并沒有發(fā)揮其在促進農(nóng)民收入所應(yīng)有的作用；LnFISC的系數(shù)為-0.106 7，表明地方財政不僅沒有促進本地區(qū)農(nóng)民增收，反而成為阻礙其收入增長的力量，可能是因為在1998我國還未取消農(nóng)業(yè)稅收，地方農(nóng)業(yè)財政支出越多，可能會征收更多的農(nóng)業(yè)稅，反而導(dǎo)致農(nóng)民收入水平下降；LnLABR的系數(shù)為-0.287 1，表明從事農(nóng)業(yè)勞動的比重越多，農(nóng)民收入反而降低，LnAGRZ的系數(shù)為-0.374 8，表明各省市農(nóng)業(yè)占農(nóng)林漁牧的比重越大，農(nóng)民收入水平越低，這從另一個方面說明，農(nóng)業(yè)以外的其他產(chǎn)業(yè)對農(nóng)民收入影響巨大，單獨依靠農(nóng)業(yè)的省市的農(nóng)村居民收入比依靠漁牧林業(yè)的農(nóng)民收入低；LnPAI的系數(shù)為0.358 1，表明農(nóng)村投資可以明顯的促進農(nóng)村居民收入增加，符合客觀實際.

W_LnFINC的系數(shù)為0.107 7，表明臨近省市農(nóng)民收入對本地農(nóng)民收入產(chǎn)生的影響不明顯.

城市化率LnCTLZ的影響也較為明顯，表明各地區(qū)城市化進程為農(nóng)村富余勞動力轉(zhuǎn)移提供了就業(yè)機會，農(nóng)村勞動力通過外出務(wù)工可以顯著的提高其收入水平.

3.2.2基于2008年統(tǒng)計數(shù)據(jù)的實證結(jié)果

由表3的參數(shù)結(jié)果可以看出，空間滯后模型的擬合優(yōu)度系數(shù)R_squared和對數(shù)似然值LogL都要分別高于空間誤差模型的R_squared和LogL，空間滯后模型的赤池信息準則AIC和施瓦茨準則SC都要分別低于空間誤差模型的AIC和SC，按照判別準則，空間滯后模型要優(yōu)于空間誤差模型.

從空間滯后模型的參數(shù)統(tǒng)計指標可以看出，W_LnFINC的系數(shù)為0.418 7，P值很低，表明臨近省市農(nóng)民的收入對本地區(qū)農(nóng)民收入產(chǎn)生極其顯著的影響，這表明周邊農(nóng)民收入具有明顯的溢出效應(yīng)，周邊農(nóng)民收入增加能帶動本地區(qū)農(nóng)民收入的增長.同時，農(nóng)村金融相關(guān)率、農(nóng)村勞動力比重、 農(nóng)業(yè)占比地方農(nóng)業(yè)財政支持的影響不顯著，表明經(jīng)過十多年的發(fā)展農(nóng)村金融仍然未能在促進農(nóng)民收入收入增長中發(fā)揮重要作用，地方財政對農(nóng)民收入的影響由負變正，說明取消農(nóng)業(yè)稅后的地方財政雖然未能在促進農(nóng)民增收中發(fā)揮積極促進作用，但是改變了以往明顯的負作用.隨著農(nóng)村機械化程度的進一步普及，農(nóng)村勞動力的影響逐漸減弱.LnPAI的系數(shù)為0.240 7，表明農(nóng)村投資仍然是促進農(nóng)民增收的重要因素.

綜上所述，可以看出，隨著社會的發(fā)展，影響我國各地區(qū)農(nóng)民收入的因素也發(fā)生了較為明顯的變化.農(nóng)村金融和地方財政支持一直都未能在促進農(nóng)民增收的過程中發(fā)揮重要作用，農(nóng)村金融發(fā)展滯后，農(nóng)村財政支持薄弱等諸多因素都制約著我國農(nóng)村居民收入的人進一步增加.這為在下一階段制定相關(guān)政策，逐步消除城鄉(xiāng)收入差距，促進農(nóng)民增收提供了思路.

3.2.3基于1998—2008空間面板數(shù)據(jù)的實證結(jié)果

利用MATALAB的空間計量軟件包，運用1998—2008年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)可以得出相關(guān)結(jié)果如表4所示.從回歸結(jié)果可知，空間自回歸系數(shù)ρ和空間誤差回歸系數(shù)λ均滿足5%的顯著性水平，這又一次證明了空間因素在區(qū)域農(nóng)民收入增長的過程中發(fā)揮了作用.若忽略空間因素的影響而建立包含經(jīng)典假設(shè)的計量模型，則會使估計結(jié)果出現(xiàn)明顯的設(shè)置誤差.從各個模型的具體情況來看，面板SLM模型的調(diào)整擬合優(yōu)度系數(shù)和對數(shù)似然值均大于SEM模型的相應(yīng)值，因此選擇SLM模型更具有合理性.在SLM模型中，通過Hausman 檢驗值可以看出，其在5%的水平下是顯著的.同時，固定效應(yīng)模型的對數(shù)似然值、調(diào)整的擬合優(yōu)度系數(shù)和LR-test值均優(yōu)于隨機效應(yīng)模型的相應(yīng)值.因此，選擇固定效應(yīng)的SLM模型進行分析.該模型的調(diào)整擬合優(yōu)度系數(shù)為0.925 8，表明該模型可以解釋變量大部分信息，模型擬合良好.農(nóng)村金融相關(guān)率、農(nóng)村勞動力比重和城市化水平均未通過顯著性水平.這表明，我國農(nóng)村金融發(fā)展水平既不能滿足農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展的需要，也沒有在促進區(qū)域農(nóng)民收入增長的過程中發(fā)揮應(yīng)有的作用.近年來，我國農(nóng)村勞動力大幅涌向城市，使得農(nóng)村勞動力在長期不能滿足農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的需要.于此同時，在長期來看，區(qū)域城市化水平也未能在農(nóng)民增收的過程中起到明顯的促進作用.而人均農(nóng)業(yè)財政支持、

農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林漁牧產(chǎn)值的比重和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資均通過了顯著性檢驗.這說明，農(nóng)業(yè)財政投入雖然在短期效果不明顯，但是在長期內(nèi)對農(nóng)村居民收入增長具有正向的促進作用.農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林魚牧產(chǎn)值的比重越大，農(nóng)民收入水平就傾向于更低.因此，農(nóng)民拓寬收入來源口徑，發(fā)展畜牧水產(chǎn)等副業(yè)，能夠更加有利地促進收入增長.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資作為促進農(nóng)民收入增長的推動力，不論是短期還是長期都發(fā)揮著重要的作用.

4結(jié)論與建議

本文將空間計量模型引入對我國31個省市農(nóng)民收入增長研究中，結(jié)果表明我國省域農(nóng)民收入及其影響因素存在不同程度的空間自相關(guān).經(jīng)過十多年的發(fā)展，影響各地區(qū)農(nóng)民收入的因素更加多元化，空間因素的影響進一步明顯，但是農(nóng)村金融支持在促進農(nóng)民增收的過程中影響一直不顯著.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與各區(qū)域城市化進程一直是促進農(nóng)民收入增長的重要因素，農(nóng)村勞動力比重與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重的影響進一步弱化.雖然農(nóng)村財政投入在短期內(nèi)對農(nóng)民增收影響不明顯，但是在長期內(nèi)卻產(chǎn)生了積極的促進作用.同時，我國農(nóng)民收入水平形成了較為明顯的高低聚集區(qū)域，長江三角洲與京津地區(qū)的農(nóng)民收入水平明顯高于西部農(nóng)民的收入水平，中部地區(qū)和東北地區(qū)的農(nóng)民收入水平處在中間水平.本文得出的結(jié)論為我國政府制定政策促進區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟平衡發(fā)展、促進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展以及有效幫助落后地區(qū)農(nóng)民脫貧致富提供了依據(jù).基于本文分析結(jié)果，現(xiàn)提出促進農(nóng)民收入增長的建議如下：首先，積極有序的加快促進城市化進程，引導(dǎo)農(nóng)村富余勞動力流動.我國現(xiàn)階段正處于城市化高速發(fā)展的時期，農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移的過程可以解決農(nóng)村勞動力過剩的問題，農(nóng)村居民進城謀職可以促進其收入增長.其次，加大對農(nóng)村地區(qū)的投資，促進農(nóng)民收入來源多元化.加大農(nóng)村投資可以促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，帶動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進農(nóng)民本地就業(yè)，為農(nóng)民收入增長提供動力.最后，加大對農(nóng)村地區(qū)的財政支持與金融支持.各地區(qū)地方政府應(yīng)該針對本地區(qū)影響農(nóng)民收入增長的制約因素，制定有針對性的政策，加快地方財政反哺農(nóng)業(yè)的進程，促進農(nóng)村經(jīng)濟跨越式發(fā)展.同時金融機構(gòu)應(yīng)該針對農(nóng)業(yè)項目的特點進行金融創(chuàng)新，制定符合農(nóng)民需求的金融產(chǎn)品，發(fā)揮其在農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)民收入增長過程中應(yīng)有的影響.

參考文獻

[1]J GREENWOOD， B JOVANOVIC.Financial development， growth and the distribution of income[J].Journal of Political Economy， 1990 ， 98（5）： 1076-1107.

[2]O GALOR，J ZIERA. Income distribution and macroeconomics[J].Review of Economic Studies， 1993，60（1）：35-52.

[3]A V BANERJEE， A F NEWMAN. Occupational choice and the process of development[J].Journal of Political Economy，1993，101（2）：274–298.

[4]溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J] .經(jīng)濟研究，2005，40（9）：30-43.

[5]，張懿農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長——基于安徽省的實證研究[J]金融研究，2006（11）：177-182