遼寧省財(cái)政收入研究

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1、遼寧省財(cái)政收入研究［提要］本文從規(guī)模和適度性的角度分析遼寧省財(cái)政收入現(xiàn)狀，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的主成分分析法，對(duì)財(cái)政收入的影響因素進(jìn)行分析，得出工業(yè)總產(chǎn)值和稅收收入是影響遼寧省財(cái)政收入的主要因素，并提出相應(yīng)建議。關(guān)鍵詞：財(cái)政收入；規(guī)模；主成分分析中圖分類號(hào)：F81文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A原標(biāo)題：基于主成分分析法對(duì)遼寧省財(cái)政收入的研究收錄口期：2013年4月19口一、遼寧省財(cái)政收入現(xiàn)狀財(cái)政收入是指政府為履行其職能、實(shí)施公共政策和提供公共物甜與服務(wù)需耍而收取的一切資金的總和。財(cái)政收入規(guī)模必須與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相適應(yīng)，適度的財(cái)政收入規(guī)

2、模能夠有效地保證財(cái)政職能的發(fā)揮，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的發(fā)展。表1包含了遼寧省2001至2010年財(cái)政收入和GDP的數(shù)據(jù)。從十年的數(shù)據(jù)可以看出遼寧省財(cái)政收入一直在穩(wěn)步的增長(zhǎng)，從2001年的1,010.1億元到2010年的6,72&2億元，從絕對(duì)數(shù)值上看，這是一個(gè)巨大的發(fā)展,但是從財(cái)政收入增長(zhǎng)速度方面來看，發(fā)展的并不穩(wěn)定，雖然總規(guī)模每年都在增加，但是增長(zhǎng)速度在2008年、2009年出現(xiàn)過減緩的現(xiàn)象，當(dāng)然這與全球性的經(jīng)濟(jì)危機(jī)有關(guān)。（表1）用財(cái)政收入占地區(qū)生產(chǎn)總值（財(cái)政收入占GDP）的比重可以研究財(cái)政規(guī)模適度性的問題

3、。從表1中的數(shù)據(jù)可以看出，隨著遼寧省GDP總額的增加，財(cái)政收入的規(guī)模也在不斷擴(kuò)大，而且財(cái)政收入占GDP的比重也在穩(wěn)步提高，由2001年的20.07%提高到2010年的36.45%。由此看出，GDP的增長(zhǎng)帶動(dòng)了財(cái)政收入的增加，這樣財(cái)政職能得到了更好的發(fā)揮，又進(jìn)一步促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和GDP的增長(zhǎng)。二、遼寧省財(cái)政收入影響因素實(shí)證分析（-）變量的選取。分析了遼寧省財(cái)政收入的發(fā)展規(guī)模和適度性問題,下面將對(duì)遼寧省財(cái)政收入的影響因素進(jìn)行分析。影響地方財(cái)政收入高低的因素很多，但大體上而言主要是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和稅收兩個(gè)方面。就

4、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平方面，本文分別選取農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)總產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和固定資產(chǎn)投資四個(gè)變量，稅收方面選取遼寧省稅收收入為變量，另外加上一個(gè)最終消費(fèi)支出。表2屮列出了2001?2010年的原始數(shù)據(jù)（表2）,模型為：Yi=00+BlXli+02X2i+33X3i+34X4i+B5X5i+B6X6i（-）實(shí)證分析1、多重共線性檢驗(yàn)。由于選擇的影響因素較多，所以估計(jì)模型之前,應(yīng)該先分析各個(gè)因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度。利用EViews6.0軟件進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，輸出的相關(guān)系數(shù)矩陣見表3。計(jì)算結(jié)果

5、表明，各因素與財(cái)政收入高度相關(guān)，而且解釋變量Z間也是兩兩高度相關(guān)。（表3）為進(jìn)一步檢驗(yàn)解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系利用EViews6.0軟件計(jì)算出解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值見表4。(表4)X1=5.9670X2=0.0254X3=0.0044入4二0.0020入5=0.0009入6=0.0003此時(shí)，XXz=nX1=3.60X10-13^0,即(標(biāo)準(zhǔn)化后的)樣本數(shù)據(jù)矩陣XX’是一個(gè)病態(tài)矩陣，而且病態(tài)(條件)數(shù)和病態(tài)指數(shù)分別為：K二二二19869>1000CI=?141>30因此，模型存在嚴(yán)重的多重共線性。如果此

6、時(shí)用OLS法估計(jì)模型，將得到以下估計(jì)結(jié)果：Y二-610.06-0.4462X1+2.9775X2-1.7334X3+0.1694X4-0.1020X5+0.3696X6t=(-0.70)(1.56)(-0.63)(0.13)(-0.02)(0.26)R2二0.9956F二113.02DW=2.11模型的F檢驗(yàn)高度顯著，但是所有解釋變量的t檢驗(yàn)都不顯著，并且XI、X3、X5的系數(shù)為負(fù)數(shù)，系數(shù)符號(hào)的經(jīng)濟(jì)意義不合理，這也表明多重共線性造成模型t檢驗(yàn)可靠性的降低和系數(shù)估計(jì)誤差的增大。2、主成分回歸?，F(xiàn)在采用主成分回

7、歸解決多重共線性問題。由于表2結(jié)果的計(jì)算采用相關(guān)矩陣，也可以由表4中的數(shù)據(jù)得出：6個(gè)特征值之和等于6,第一個(gè)成分占總方差的99.45%,第二個(gè)成分占總方差的0.42%,前兩個(gè)成分占總方差的99.87%o利用Eviews6.0軟件同時(shí)得到因子得分系數(shù)矩陣見表5。(表5)根據(jù)表4的計(jì)算結(jié)果，和所對(duì)應(yīng)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到99.87%,由表4可以得出和對(duì)應(yīng)的單位特征向量為：ul二(0.4086,0.4083,0.4063,0.4085,0.4092,0.4086)u2=(-0.2752,-0.3268,0.7

8、508,0.3411,-0.1440,-0.3416)所以，兩個(gè)主成分為：Z1二0.4086X1+0.4083X2+0.4063X3+0.4085X4+0.4092X5+0.4086X6Z2二-2752X1-0.3268X2+0.7508X3+0.3411X4-0.1440X5-0.3416X6將變量Y關(guān)于Z1和Z2進(jìn)行回歸，估計(jì)Z后經(jīng)檢驗(yàn)，模型還存在一、二階自相關(guān)性，所以加上AR(1),AR(2)項(xiàng)后重新估計(jì)模