财政收入分析范文

导语：如何才能写好一篇财政收入分析，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

关键词：平罗县；县级财政收入；运行对策

一、2017年县级财政收入完成情况及形势分析

1．2017年县级财政收入完成情况。2017年，县本级财政收入累计完成90992万元，为年度预算数的102．7％，增长10．05％。其中，一般公共预算收入完成80414万元，同口径增长11．12％。在一般公共预算收入中，税收收入完成54132万元，同口径增长10．67％；非税收入完成26282万元，增长12．04％。政府性基金完成10578元，增长2．6％。2．影响财政收入的增减因素分析。（1）财政收入增收因素。一是重点税源企业大户效应明显。二是医药、化工行业成为税收新的增长点。三是2017年下半年重点煤炭企业行情逐步好转，煤炭价格上扬，行业复苏在望。四是清理历年欠税。目前县企业欠税近4亿元，这些欠税有的是可以清理的。（2）财政收入减收因素。一是落实国家出台结构性减税政策影响财政收入增长。二是非税收入受政策影响，逐年递减。三是土地出让金收入减收严重。

二、财政运行中存在的问题

1．国库暂付款规模过大，影响资金调度。近年来经济持续下行，税收收入增长乏力，国有土地出让难度加大，2014年～2017年平罗县年初预算安排税收收入和土地出让金收入任务没有完成，但是在年度预算执行中，按照年初支出预算安排项目已经执行，按规定报人大调整收支预算后，已经执行的支出预算调减后只能作暂付款处理，造成暂付款规模增加；同时由于县级财力有限，财政预算除保障财政供养人员工资、机关事业单位正常运转、部分民生事业支出和偿还金融机构贷款本息外，县委、县政府确定的部分重点建设项目预算无法安排，有些重大项目建设资金通过国库借款方式解决，形成了规模较大的国库暂付款，占用了各类结转结余专项资金，影响了国库资金调度.

2．地方财力缺乏支柱税源支撑。从平罗县税收入库情况看，制造业、煤炭加工、冶金、电力、建筑安装业、金融保险业、房地产等行业是决定税收收入增减变化的主要因素。通过对2016年县级入库税收情况看，年纳税在1000万元以上的企业只有6家，占纳税500万元以上企业纳税额的54．7％。年纳税1000万元以上6家企业中，只有宁夏大地循环发展股份有限公司和宁夏坤辉气化有限公司属生产制造加工行业，其余4家企业属于电力、旅游和建筑安装企业。由此可看出，平罗缺乏支柱税源企业，没有年缴纳地方税收在5000万元以上的企业，同时大部分企业产业链短，附加值不高，多属高耗能企业，转型慢，受市场风险影响大，可持续发展能力不强，造成税源不稳定。

3．经济下行和税制改革，造成地方税收持续下降、主体税种缺失。随着全面推开“营改增”试点和增值税收入级次调整等政策实施，经济持续下行，地方税收增长乏力，整体税收收入持续下降。2014年～2017年主体税种税收呈下降态势，从2014年57896万元下降到2017年53387万元，减少4509万元。“营改增”后，作为地方税主要税种营业税退出历史舞台，纯县级税种主要有城建税、印花税、车船税、契税、耕地占用税及教育费附加小税种；共享税种有增值税（5∶2∶3）、企业所得税（6∶2∶2）、个人所得税（6∶2∶2）、房产税（区县3∶7）、城镇土地使用税（区县3∶7）和土地增值税（区县3∶7）；“营改增”后县级缺乏支柱税种，呈现多元化、分散型状态。

4．刚性支出增长压力持续加大，收支矛盾突出。2014年以来，随着行政事业单位招考人员逐年递增，城市建设日渐完善，临时聘用人员逐步增加，尤其是城市垃圾清运、路灯维护、绿化管护、公厕管护等财政供养人员数量增长较快，除开支日常工资支出以外，按照《劳动法》均需要缴纳养老保险、医疗保险、工伤保险等社保缴费，同时，在编在职财政供养人员随着工资调整，住房公积金、政府效能奖及民族团结奖等支出增加，全县财政供养人员工资及社保缴费等刚性支出持续增长，收支矛盾突出。

5．政府性债务偿还进入高峰期。目前，政府债务处于偿债和举债高峰叠加期，从2014年以来，政府性债务进入偿还高峰期，尤其是金融机构贷款及地方政府债券本息逐年还本付息不断增长。2014年～2017年，平罗县用于偿还金融机构贷款和地方政府债券本金全部属于举借自治区财政厅发行的地方政府置换债券进行偿还，财政预算只安排偿还到期利息，同时县委、县政府部分重点项目建设需要贷款资金进行建设，政府性债务规模不断增加。

6．重点项目建设对政府投资依赖性大，财政压力持续增大。2014年～2017年平罗县委确定的重点项目建设投资逐步下降，政府投入项目支出占比逐步增长，政府投入占重点项目投入比重从2014年15．2％上升到2017年的28％。

三、增加县级财政收入的对策

1．多措并举培植财源，确保财政收入持续增长。一是创新投入方式，注重支持工业园区基础设施建设，增强工业园区承载力和产业聚集力。围绕“三大战略”，做好落实各项经济政策的资金保障工作，发挥各类各级资金捆绑效应，支持传统产业改造升级，助力科技创新和“两化融合”，支持现代物流、全城旅游、科技金融、网络经济等新经济新业态新产业培育发展。二是开展对全县小、散、乱、污企业整治，规范企业达标排放，为园区企业创造良好的生产环境，减轻环境整治压力。同时多管齐下、综合施策，引导大企业对“僵尸企业”进行兼并重组，盘活企业资产和土地，腾出资源要素和市场空间，促进资源优化配置，助推平罗经济转型升级。三是严格落实国家、自治区取消、停征和减免行政事业性收费、政府性基金政策，清理规范地方出台的行政事业性收费，将各项减负政策落到实处，进一步降低企业负担，为企业松绑。

2．强化财政税收征管，收入质量不断提高。一是持续完善综合治税机制。严格落实财税联席会议制度，切实形成综合治税强大合力，加大收入征管力度，按照年度收入征收预期目标，按月将任务落实到国地税及各执收单位，逐月通报，确保完成全年收入任务。二是加强重点税收源头管控。突出对重点企业和重点行业的监控，及时掌握税源动态及变化情况，强化税收趋势分析研判，增补跟进措施，加大税收监管。继续深化“营改增”试点工作，推进水资源税、环保税等改革，细化平罗县配套措施制度，加大改革的协调和跟踪分析、运行实时监控，确保改革顺利推进。三是扎实抓好非税收入征管。挖掘增收潜力，稳步提高国有闲置资产处置和土地出让金收入，严肃查处应收不收、应缴未缴、截留挪用等违法违规行为。

3．加大税收清理力度，做到税收应收尽收。一是发挥综合治税领导小组职能和各部门协税护税作用，平罗县发改、工信、住建、财政等部门将当年开工的县委、县政府重点项目、企业自建项目建设情况和二手房交易等情况与税务部门共享，确保税务部门及时做到应收尽收；二是财政部门将中央、自治区和政府补助企业的资金及时通知税务部门，帮助税务部门清理欠税；三是县人民政府启动县处级领导包抓企业欠税工作，帮助税务部门清理欠税。

4．加强建筑业税收征管。建筑业历来是平罗县营业税的主要组成部分，“营改增”后，在平罗县施工的外来企业，要严格执行建筑业预征税款的规定，财政部门监督各预算单位在支付政府工程款时必须到平罗县税务部门开具预交税款通知书方可支付工程款，杜绝税源流失，实现地方留成足额征收。

5．加强个体税收管理。目前平罗县个体工商户具有管户数量庞大、分布范围广、经营灵活、流动性强的特点，定额核定征纳难度较大，漏征漏管户情况严重。随着“营改增”扩围工作的深入，建安房地产、金融保险、生活服务业将纳入国税部门管理，预计个体总管户将达到10000户以上（“营改增”前国税管理个体约6000户）。2016年全面实施“营改增”后，全部行业税负总体会呈现下降趋势，减负必然带来财政收入的减少。因此，把加强个体及小微企业税收管理，作为2017年税收增收的一个主要因素考虑，科学合理确定征收额度，确保应征尽征。

6．加强国库暂付款管理，不断压缩暂付款规模。一是通过预算安排进行化解。2017年通过预算安排进一步压缩国库暂付款规模。二是结合盘活存量资金，对超过2年以上项目结余结转资金，通过收回统筹使用的办法化解暂付款。三是尽力杜绝国库借款情形的发生。通过上述措施，不断加强国库暂付款管理，逐步压缩暂付款规模。

篇2

1引言

十八届三中全会提出，财政是国家治理的基础和重要支柱，科学的财税体制是优化资源配置、维护市场统一、促进社会公平、实现国家长治久安的制度保障。财政收入不仅是衡量政府财力的指标，而且是政府履行公共职能的资金来源。1994年我国开始实行分税制财政管理制度，地方政府可以因地制宜、因时制宜地决定立法、开征、停征、减税、免税，确定税率和征收范围。因此，地方财政收入的影响因素不尽相同，研究不同地域的财政收入影响因素是促进各地方经济长期平稳的增长的基础。

对于现阶段已有的财政收入影响因素的研究，学者们从不同的角度出发，研究出了很多丰富的成果。杨蕾（2012）[1]通过逐步回归方法得出我国税收高增长的主要影响因素有财政支出总额、货物进出口总额以及零售商品价格指数；张恩铨（2015）[2]通过回归分析得到影响新疆地区财政收入的主要因素为税收和固定资产投资；余力（2015）[3]在模型自变量中加入人口自然增长率，运用多元统计分析方法确定影响中国财政收入的主要因素有GDP、税收和人口自然增长率；阚跃（2013）[4]通过建立降维后的主成分与江苏省财政收入之间的线性模型，得到重要的影响因素是工业总产值和进出口总额；何邓娇（2014）[5]应用VAR模型分析出影响广州市财政收入的主要因素是GDP和税收收入。

以上文章均是通过分析财政收入的经济理论或者总结已有研究并结合地区实际情况来选取4～5个变量，然后构建财政收入与各待定影响因素间的多元线性回归模型，确定显著变量作为财政收入的主要影响因素。[6]第一，在通过理论或文献选取模型变量的时候，可能存在学者的主观影响和考虑不全面的情况，如果变量选择得太少、不恰当或者是加入了对财政收入影响很小甚至是没有影响的变量，会使得构建的回归模型效果不好或者计算量大且估计精度降低，对实际政策的制定也没有指导意义了。第二，多元线性回归模型是通过普通最小二乘方法来估计回归系数，而普通最小二乘估计求得的解往往是局部最优解。[6]第三，对于财政收入与各待定影响因素间的多元线性回归模型，可能存在多重共线性的问题，而用逐步回归方法来解决多重共线性问题时去掉一些变量后也会失去部分数据信息，必定会使模型的预测精度受损。[7]因此，需要找到一种更加科学、更加客观的变量选择模型。

针对以上方法的缺陷，Tibshirani（1996）[8]提出了一种全新的变量选择方法―Lasso方法，其思想是在最小二乘方法的基础上，增加了L1惩罚项，这样就同时实现了变量筛选和参数估计；Efron（2004）[9]提出了最小角回归算法，解决了Lasso方法的计算问题；Lasso方法的优势在于计算过程是有顺序且连续的且能处理变量间的多重共线性问题，劣势在于对所有的变量施加相同的惩罚，估计量是有偏的，不满足Oracle性质（变量选择的稀疏性、连续性和无偏性）。为了弥补Lasso方法的缺陷，Zou（2006）[10]提出了适应性Lasso（Adaptive Lasso）方法，即加入了惩罚权重；Fan和Li（2011）[11]针对Lasso过程中系数过度压缩的问题提出了SCAD（smoothly clipped absolute deviation）惩罚方法。

从理论上来说，Adaptive Lasso方法和SCAD方法是相??较科学的变量选择方法，且均满足Oracle性质。本文基于云南省1994―2015年的相关统计数据，在模型中加入所有可能的影响因素作为解释变量，运用SCAD方法选择出云南省财政收入的主要影响因素，并与逐步回归方法的结果进行对比。

2研究方法介绍

21逐步回归方法简介

逐步回归方法的主要目的是在自变量很多时，选取一个自变量的子集，使得最终的模型既简单且对样本数据的拟合较好。[7]其方法为逐步放入和移出变量，直到没有合适的理由继续下去为止，有“向前”“向后”和“双向”的逐步回归选项。向前逐步回归是从只有截距项的模型开始，逐个增加变量；向后逐步回归是从具有全部自变量的模型开始，逐个减少变量；双向逐步回归是不断增减变量。各软件的默认方法不同，准则也不同，有些软件根据自变量的t检验的p值来决定是否取舍，有些软件则使用AIC准则来决定。本文使用R软件中的step（）函数，其默认值为“双向”及利用AIC准则来选择模型。

22Lasso族方法简介

3数据来源、经济指标选择及说明

31数据来源说明

由于1994年我国开始实行分税制财政管理制度，因此，本文以1994―2015年为样本区间，选取《云南省统计年鉴》和《中国统计年鉴》中的相关经济指标数据作为研究对象。

32经济指标选择

早期的研究主要停留在财政收入与国内生产总值（GDP）的关系研究上，但是从实际数据来看，云南省财政收入的增长速度波动很大，其与云南省GDP的增长速度变化并不是完全同步的。在2005年前后，云南省财政收入的增长速度是先上升后下降的趋势，而云南省GDP增长速度是先下降后上升。因此，仅仅将GDP作为财政收入的主要影响因素是不符合实际的。如图1所示。

文章基于科学、客观的原则来选择构建模型的变量。被解释变量为云南省财政收入（Y，单位：亿元），即一般预算财政收入，包括税收收入和纳入一般预算管理的非税收收入。在对现有的研究和相关理论分析的基础上，本文选取的解释变量尽可能包括所有对云南省财政收入有影响的统计指标，具体有：GDP、税收收入、财政支出、固定资产投资额、社会消费品零售总额、进出口总额、年末总人口、人口自然增长率、社会就业人数、居民消费价格指数、在岗职工工资总额、第一产业增加值、第二产业增加值、第三产业增加值、卷烟产值、旅游业总收入、煤炭消费总量。

33经济指标说明

331经济指标选择的依据

GDP（X1）：国内生产总值，表示经济发展水平，对地方财政收入有影响。单位：亿元。

税收收入（X2）：是地方财政收入的重要来源。单位：亿元。

财政支出（X3）：能带动地方经济增长，而地方财政收入离不开经济增长。[2]单位：亿元。

固定资产投资额（X4）：政府主要通过投资来拉动经济增长，从而带动财政收入增加。[2]单位：亿元。

社会消费品零售总额（X5）：代表社会的整体消费情况，消费增长时，会引起经济系统中某些方面的变动，最终导致财政收入的增长。[6]单位：亿元。

进出口总额（X6）：该因素带来的影响主要是来自关税收入，其是政府税收的重要组成部分，从而影响财政收入。[1]单位：亿元。

年末总人口（X7）：在地方经济发展水平既定的条件下，人均地方财政收入与地方人口总数呈反比例变化。[6]单位：万人。

人口自然增长率（X8）：据统计，越是落后的地区，人口自然增长率越高，越是阻碍社会经济的发展，从而影响财政收入。[6]云南省位于我国西南地区，属于欠发达地区，因此，需要考虑人口自然增长率对财政收入的影响。单位：‰。

社会就业人数（X9）：社会就业人数越多，地方经济发展水平越高，从而促进地方财政收入增加。单位：万人。

居民消费价格指数（X10）：英文?s写为CPI，是根据与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标。由于价格变动是财政收入变化的影响因素之一，因此选取居民消费价格指数作为模型变量。[12]

在岗职工工资总额（X11）：指某一国家或地区在一定时期内，以货币或实物形式直接支付给全部在岗职工的劳动报酬总额。在岗职工工资总额中的一部分会作为税收，组成财政收入的一部分。单位：亿元。

第一、二、三产业增加值（X12、X13、X14）：三次产业的增加值都代表着国民经济水平，产业结构的变化会对财政收入产生影响。单位：亿元。

卷烟产值、旅游业总收入、煤炭消费总量（X15、X16、X17）：卷烟、旅游、矿产作为云南省特有的支柱产业，是政府税收收入的主要来源，对财政收入有一定的影响。[13]旅游业总收入单位为：亿元。煤炭消费总量单位为：万吨标准煤。

332特殊经济指标的计算

根据有关规定，卷烟实行从价、从量双重征税标准，即对卷烟征税既与卷烟的产量有关，又与卷烟的产值有关。但在《云南省统计年鉴》上只有卷烟的产量，没有具体产值。因此，本文中卷烟产值的计算公式为：卷烟产值=产量×商品零售价格总指数。同时，为了数据的统一，保证数值的可比性，把商品零售价格总指数均换算为以1994年为基期。[13]

煤炭征收从量税，且以实际的销售数量和自用数量为征税依据，不是指生产数量，故选取煤炭消费总量为计税依据。[13]结合《云南省统计年鉴》中数据的可得性，煤炭消费总量计算公式为：煤炭消费总量=能源消费总量×煤炭所占比例。

4模型建立

41多重共线性检验

411经济指标间的相关性检验

在实践中，若某些解释变量间的相关系数高（绝对值高于08或09），则表明多重共线性存在。多重共线性的存在，可能导致各共线变量参数的OLS估计值方差很大，即估计值的精度很低；由于若干个解释变量共线，则单个解释变量对被解释变量的影响无法确定；各共线变量系数估计量的t值低，使得犯第（2）类错误的可能性增加，容易将本应保留在模型中的解释变量舍弃。[15]

图2各变量的相关系数矩阵

注：矩阵图左下半部分表示各变量间的相关系数；右上半部分图示表示变量间的相关性及t检验的P值，其中，“×”表示P值大于005，“”的形状和颜色表示参数间相关性的大小，下同。

由图2可知，除了居民消费价格指数（X10）外，其他解释变量间的相关性t检验的P值均小于005。说明在5%的显著性水平下，除居民消费价格指数外，其余解释变量间存在显著相关关系。此外，其余解释变量间相关系数绝对值绝大多数大于08，表明可能存在多重共线性。

412多重共线性检验

通过R软件中的kappa（）函数可以得到条件数k为224×105，远远大于1000，则模型存在严重的多重共线性。因此，不能通过建立简单的多元回归模型进行财政收入影响因素分析。常用的处理多重共线性问题的经典方法有：逐步回归、岭回归、Lasso回归等。[7]

42模型分析

421指标及数据处理

各经济指标单位不尽相同，为了消除不同变量间由量纲差异带来的影响，对数据进行中心化和标准化处理。由图2所示，居民消费价格指数（X10）与财政收入（Y）的相关性不显著，在后续建模分析中不考虑该经济指标。

422变量选择结果对比

本文采用逐步回归方法和SCAD方法分别对可能对云南省财政收入有影响的经济指标进行变量选择，筛选出对财政收入影响较大的经济指标，所得经济指标的系数估计值如表1所示：

由表1可知，运用逐步回归方法和SCAD方法筛选对财政收入影响较大的经济指标的结果有很大差异。SCAD方法回归系数随相应调整参数变化的轨迹图如图3所示。样本数据经过标准化处理后，逐步回归法和SCAD方法（满足Oracle性质：变量选择的稀疏性、连续性和无偏性）均可通过系数估计值的绝对值大小对重要参数进行排序。逐步回归方法下，选择的显著性经济指标按重要性排序为：第三产业增加值（X14）、税收收入（X2）、社会消费品零售总额（X5）、第二产业增加值（X13）、固定资产投资额（X4）、人口自然增长率（X8）；SCAD方法选择的经济指标按重要性排序为：财政支出（X3）、进出口总额（X6）、旅游业总收入（X16）、卷烟产值（X15）、年末总人口（X7）。

423模型预测精度对比

针对两种模型结果差异较大的情况，分别运用10折交叉验证方法比较模型的预测精度。将数据观测值大致分为10等份，然后轮流以其中的所有可能的9份为训练集，用来拟合数据，剩下1份为测试集，一共计算10次，得到拟合测试集时的均方误差（NMSE）的10个指标，再做平均。两种模型的均方误差值见表2。

表2说明在对财政收入的影响因素进行研究时，对于存在多重共线性的情况，SCAD方法的预测精度明显优于逐步回归法。

424SCAD方法变量选择结果分析

由模型结果可知，SCAD方法选择的经济指标按重要性排序为：财政支出、进出口总额、旅游业总收入、卷烟产值、年末总人口。云南省属于欠发达区域，投资是政府财政支出的重要部分，通过投资拉动地区经济增长和居民消费，同时使政府增加税收来源，从而增加财政收入；进出口总额与云南省财政收入呈正相关，进出口总额的增加会带来财政收入的增加；旅游业和卷烟作为云南省特有的支柱产业，对财政收入具有正向影响；云南省年末总人口对财政收入产生正向影响。

篇3

1.变量选择与数据处理

从国民经济部门结构看，财政收入总额表现为来自各经济部门的收入。我国的财政收入主要来源于工业、农业、商业、服务业等部门。本文选取第一产业增加值（亿元）、第二产业增加值（亿元）、第三产业增加值（亿元）和就业人口总数（万人）作为影响财政收入的经济变量，所使用的数据为1978-2010年的年度数据，原始数据来源于《中国统计年鉴（2011）》，文中为了消除物价因素的影响，使用零售商品价格指数对我国财政收入、第一产业增加值、第二产业增加值、第三产业增加值四组数据进行了价格指数处理，得到我国实际财政收入、第一产业实际增加值、第二产业实际增加值、第三产业实际增加值，同时为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换，变换后不影响原序列的相关性。分别用LnGSH，LnPI， LnSI，LnTI和LnEmp，表示取自然对数后的实际财政收入、第一产业实际增加值、第二产业实际增加值、第三产业实际增加值和实际就业人口总数。

由逐步回归过程可知，第一产业增加值、第二产业实际增加值、第三产业实际增加值和实际就业人口总数都在一定程度上影响我国的财政收入，其中，第二产业增加值对其影响最大，关联度最高。改革开放以来，我国的产业结构经历了很大的变化。第一产业比重明显下降，第二产业比重稳步提升，对GDP的贡献率基本上在60%以上，个别年份达到70%。第三产业的比重逐年增加。综合分析可以发现，第二产业的发展对经济增长和税收收入的增加起主要拉动作用。第三产业虽然发展迅速，但对经济增长和税收收入的贡献度还相当有限。因此得出以下结论：

篇4

改革开放以来,我国的经济经历了日新月异的发展,国家财政收入也节节创出新高。有关数据显示,我国地方财政收入合计从2001年的7803.2999亿到2010年的32602.59亿元。总体来看,我国的地方财政收入发展情况良好,但是,各地区的地方财政收入如何呢?影响地方财政收入的因素又都有哪些呢?各自的影响程度又如何呢?这些都是值得我们研究的问题。

周忠辉提出,影响我国财政收入的因素主要是税收收入和国内生产总值。但是目前还没有学者研究我国各地区财政收入的影响因素,是否同国家财政收入那样,同样主要受税收收入和生产总值的影响?本文将选用税收收入、地区生产总值、就业人数结合相关数据,并运用计量经济学的一些模型和方法,来解释地方财政收入。

二、基本概念及简要论述

地方财政收入是指各地方政府为履行其职能、实施公共政策和提供公共物品与服务需要而筹集的一切资金的总和。地方财政收入表现为各地区政府部门在一定时期内(一般为一个财政年度)所取得的货币收入。地方财政收入是衡量一个地区政府财力的重要指标。地方政府在地区经济活动中提供公共物品和服务的范围和数量,在很大程度上决定于地方财政收入的充裕状况。税收收入:由于税收具有强制性、无偿性和固定性的特征,可以给地方政府带来充裕的资金,因此,各地方政府都把税收收入作为地方财政收入的最主要的收入形式和收入来源。

地区生产总值:本地区所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果。地区生产总值常被视为衡量一个地区经济发展水平的主要指标,我们认为,地区生产总值的提高会提高居民的收入水平,并促进地区财政收入的增加。

就业人数:一般认为,一个地区就业人数越多,所创造的财富就越多,会间接地影响地方财政的收入,并产生积极效应。

三、模型的建立

本文拟选用地方财政收入为被解释变量,地区税收收入、地方生产总值、就业人数为解释变量,建立多元线性函数,如下:

其中:y代表地区财政收入,x1代表地区税收收入,x2代表地区生产总值,x3代表地区就业人数,参数c1、c2、c3为x1、x2、x3的系数。

本文从《中国统计年鉴2010》中收集了2009年我国内地31个地区的财政收入及税收收入、生产总值、就业人数等四个变量的数据。

四、模型的估计检验与调整

利用Eviews6.0软件对数据及模型进行参数估计,选用OLS估计方法,结果如下所示:

■

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

t值 (2.700)(23.654)(3.609)(0.038)

(一)经济意义检验

由估计结果可以看出,c1的值为94.254,经济意义为:地区的税收收入每增加100亿元,地方财政收入就要增加92.254亿元;c2的值为16.450,经济意义为:地区生产总值每增加1000亿元,地区财政收入就要增加16.450亿元;c3的值为0.001,经济意义为:地区的就业人数每增加1万人,地区财政收入就要增加10万元。

以上分析表明,税收收入、地区生产总值以及就业人数的相关系数都为正,表明地区财政收入与这三个变量呈现正相关,符合经济事实。因此,我们可以认为,估计结果具有经济意义。

(二)统计检验

1、拟合优度检验。从结果中我们可以得出,拟合优度R-s为0.995,修正拟合优度为0.994,表明解释变量对被解释变量的解释是基本符合经济事实的,解释变量能够很好地解释被解释变量。

2、t检验。查t分布表得,在0.05显着性水平下,自由度为30的t的分布临界值为1.697,tc1=23.654>1.679,tc2=3.609>1.679,tc3=0.038

3、F检验。查F分布表得,在0.05显着性水平下,分子自由度为3,分母自由度为27,F的临界值为2.95,而估计结果中,F的值1602.554,明显大于2.95,所以F检验显着,说明估计方程模型的整体检验显着,与经济事实吻合较好。

(三)计量经济学检验

1、异方差。

(1)异方差的检验。通过检验,发现存在异方差。

(2)异方差的修正。剔除样本中的第6个样本(辽宁)和第11个样本(浙江)后,尽管异方差性未得到较好的消除,但是拟合优度提高至0.997,仍然比修正前要好。下面我们改变模型形式,建立如下模型:

■

变换模型后,异方差现象更加严重,所以我们仍选用之前建立的线性模型。

2、自相关检验。 用杜宾-沃森检验法进行自相关检验,步骤如下:

由估计结果知,d值为2.298。样本容量为29,解释变量数为3,查D-W表得出临界值,dl=1.198,du=1.650,因为4-dl=2.802,4-du=2.350,du

通过以上分析可知,模型中不存在多重共线性。所以,可以确定修正后的方程为:

■

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显着性水平下,自由度为28的t值为1.701,t(c1)=31.151>1.701,t(c2)=4.071>1.701,均显着。可以判断,税收收入和地区生产总值是影响地方财政收入的主要因素,就业人数则对地方财政收入的影响较小。

4、模型的预测检验。选用北京地区2008年的财政收入、税收收入、地区生产总值和就业人数的相关数据,有:x1=17.756,x2=10.488,x3=1173.8,代入估计方程,得:

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

=1903.973亿元

已知2008年北京地区的财政收入为1837.324亿元,估计值与真实值之间相差不大,说明方程拟合的较好,通过了预测检验。

五、结论

通过以上分析,我们可以得出下面几个结论:

(一)虽然各地区的财政收入存在差异,但是几乎都符合同一个模型。

篇5

【关键词】公立医院收入支出

我国公立医院承担着向社会成员提供基本医疗服务和公共卫生服务的职责，加强对公立医院财务收支管理，是保证公立医院履行社会公益职能，保持可持续发展的关键所在。而新疆维吾尔自治区由于具有特殊的地理、民族和经济发展特点，公立医院仍然是民众普遍信任并起主导地位的公众医疗机构，承担着政府提供准公共品的主要职责，影响着政府在公众中的社会公益形象。因而加强对新疆公立医院收支管理的调查与研究，不仅有利于公立医院的发展，也有利于政府公共职能的履行和和谐社会的建设。

1新疆公立医院收入管理的现状调查与分析

1.1新疆公立医院的基本情况2007年新疆公立医院总数为424家，我们在区级公立医院中选取的7家公立医院调查样本规模有所差异，业务收入在5000万至5亿不等，职工人数在400至2500人不等，拥有的病床数平均在800床位以上，其中有4家规模较大的医院床位数均在1000床位以上，具有高级职称人数占卫生技术人员的比例平均在30%以上。据调查问卷数据显示：规模较大的医院病床使用率较高，其中有4家区级公立医院的病床使用率超过100％，说明大型公立医院的市场需求较为集中，且供不应求。所调查公立医院的年业务收入额与该医院的规模、床位数和门诊量有明显的正相关关系，同时该医院的医疗设备使用达到满负荷甚至超负荷运转。医院的医疗设备使用情况与门诊量的多少没有显著的相关关系，但与公立医院的规模有一定的相关关系，这也从一个角度说明了公立医院医疗设备投资的潜在驱动因素和消费者就医的心理取向。

1.2新疆公立医院收入管理的现状

1.2.1医疗服务收入不能弥补医疗服务支出，且缺口有增长趋势按2004年10月颁布的医疗服务项目收费标准执行，其平均医疗收费水平较为接近当时的成本，而近年来由于多方面因素的影响，各医院为提供优质服务，相继贷款改建、新建病房大楼，购置先进医疗设备，加之医院环境的人性化改造，职工工资及福利费增加等因素，使医院医疗收入的增长仍然赶不上医疗支出的增长，近几年医疗支出均高于医疗收入，且缺口也在逐年增长。

1.2.2财政补贴不足，且分配方式有待合理化目前财政补贴收入是新疆公立医院最主要的收入来源之一，但目前财政补贴收入较少，补贴严重不足，而且补贴标准不够科学合理，各级财政对卫生事业还基本是按机构规模、按在编人员多少来补助，使得政府卫生投入产出效益低下。

1.2.3收入的预算管理和收费流程尚未实现精细化管理个别医院在细节管理上缺乏相应的管理制度和执行力度。

2新疆公立医院支出管理的现状调查与分析

2.1新疆公立医院支出管理现状调查数据显示，近几年新疆公立医院支出增幅较快，但结构变化不大，相对比较合理，新疆各公立医院的支出管理工作有专门的成本核算组织和管理系统，有较完整的支出管理流程、管理办法和相关的岗位职责管理制度。

医疗活动中的各项原始记录完整，内部材料物资的计量、验收、领发和盘存制度较完善，有一个从上至下、互相配合的成本核算系统。约56%的医院其公用经费能实行制度化、标准化管理，并有较完善的专项经费管理和使用制度，可以按定额、按编制内人数和项目编制预算，做到既保证业务的开展，又尽量提高资金的使用效率。

2.2新疆公立医院支出管理存在的问题

2.2.1经济核算责任制不健全多年来医院在计划经济体制下采用事业单位管理模式，片面强调医院是一福利单位，不重视核算，至今仍没有一套较完整的医院经济核算制度和方法，经营上少有压力，疏于管理，已到期不能用的账面固定资产报废不及时，造成管理乱，资产家底不清，情况不明，导致出现账、卡、物不符现象。尤其在当前，公立医院在医院成本增加的同时，其核算却明显滞后，成本管理、核算的方法、手段、范围以及制度等相比内地发达地区较不规范，成本信息的收集、整理、分析、预测的能力和水平还较低。

2.2.2核算中可控成本较少医院的实际状况是固定成本在医院成本中占的比重过大，可控部分相对较小，成本核算的工作空间相对狭小。

2.2.3成本核算基点偏重物化过于强调经济因素，忽略了质量、责任和风险等因素，致使各科室在固定性成本分摊上出现不公平现象。

3规范新疆公立医院收支管理的具体措施

3.1规范新疆公立医院收入管理的具体措施

3.1.1强化收入预算管理刚性，提高医院财务管理水平医院预算要在强调综合绩效的前提下确定各部门的业务收入预算，对一般临床科室要鼓励通过提高服务和技术质量扩大病源，提高收入；对特色科室要鼓励通过技术创新吸引病人，提高收入水平。同时逐渐降低药品、检查收入预算的比重，并明确降低的幅度标准，将其纳入综合绩效中，每季兑现奖惩。

3.1.2加强对医院收入的控制，实现收入的全过程控制对于大型设备检查和特殊用药，要求科室必须严格把握指兆，并征得病人或家属同意，对乱检查、乱用药，一经查处，即扣减当月综合绩效考核分值。医院设专职稽核、审计人员，加强对各收费部门报来的收入凭证和存根的审核。同时加强收入凭证的管理。

3.1.3寻找扩大业务收入的合理途径，提高医院综合效益医院要增加业务收入，要充分挖掘医院内部潜力，利用现有设备和技术条件，扩大医疗服务项目，提高医院的社会效益和经济效益。医院应每季开展业务收入完成情况的分析，使其处于一个适当状态，并纳入综合绩效指标进行考核。为医院领导改进工作和决策提供依据。

3.2规范新疆公立医院支出管理的具体措施

3.2.1实行支出预算管理，保证费用总量监控支出预算的编制应本着既要保证医疗业务正常运行，又要合理节约的精神，合理确定资金比例。

篇6

关键词：“省管县” 财政管理体制 财政收入 预算收入

中图分类号：F810文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）27-0022-02

“省管县”财政管理体制是一种明确界定省级财政与县级财政间相互关系，由省直接领导县的财政管理体制，即，在财政收支划分、专项拨款、预算资金调度、财政年终结算等方面，由省直接分配下达到县、市，县财政和市本级财政一样都直接同省财政挂钩，并明确确立各级财政的组织架构和运行原则，划分省级财政和地方财政收入和支出范围，规定地方财政收入的许可来源和财政支出的许可用途，明确各级财政间的相互关系。“省管县”财政管理体制反映不同财政主体之间的分配关系，省财政可根据全省各地的不同实际，分类分别确定不同的市县财政体制，保证各级财政体制和政策规定范围内的既得财力不受影响。省对下级各项转移支付补助按照规范的管理办法直接分配到县。省财政专项资金由省财政厅会同有关部门直接分配下达到县，开通省县直达车。

省管县有两层含义：一是财政意义上的省管县。在财政预算编制上，由省直接对县编制预算，在收入划分上，也由省对县直接划分。二是政府管理体制上的省管县。市县平级，不仅是财政体制，在人事权、审批权等经济社会各方面的管理权都由省直接跟县打交道。

中央十六届五中全会在《关于制定国民经济和社会发展第十一个五年规划的建议》中提出“理顺省以下财政管理体制，有条件的地方可实行省级直接对县的管理体制”。总理在2005年全国农村税费改革工作会议和2006年全国农村综合改革工作会议上两次提出要推进省直管县财政管理体制改革。到2007年，浙江、安徽、江苏、吉林等14个省（市、区）已实行省直管县财政管理体制，实行扩权强县政策，赋予了县级政府更大更多的经济、行政管理权限，增强县域经济发展活力。

近年来，许多省份推行“省管县”财政体制和进行相应的行政体制改革，同时还有更多的省份在加强“强县扩权”政策，以期松绑县域经济，大力促进县级财力增长。实施“省管县”财政体制有利于中国行政层级体制的有效运作，中国的行政层级可以由原来的四级（即中央一省一市一县）变为三级，将让 “市”和 “县”处在一个相对平等的地位上，通过市场力量进行资源优化重组，而不是通过行政方式，这样才符合经济发展的规律和城乡的协调发展。

“省管县”财政管理体制有利于充分发挥财政政策在宏观调控中的重要作用，是深化改革，健全制度，突破现行体制机制弊端，完善分税制改革未尽事宜，改善管理技术手段，合理弥补基层财力缺口，结合财政管理的实际需要，提高财政管理的科学化、规范化、现代化水平，符合科学理财、依法理财要求，建构完善合理高效运行贯通的财政管理体制的成功实践。

聊城市对莘县、冠县进行省管县试点体制改革是提高县级财政的运行效率，促进县域经济发展，缓解县乡财政困难状况，增强基层政府提供公共服务的能力，进而推进城乡协调发展和针对全体公民的基本公共服务均等化。在推进试点县的基础上，总结经验和教训，使试点的县区可以实现地级市和县（市）分治，相互不再是上下级关系，统一由省直管。在乡镇财政收入结构中，预算内收入在20世纪50年代中期曾居于主体地位，而非预算内收入只占较小的比重，如，1986年预算内收入占乡镇财政收入的83.29%，非预算内收入占乡镇财政收入的16%，这一比例关系没有保持很久就发生了显著变化，预算内收入在全部乡镇财政收入中的比重呈逐年下降趋势，相应的非预算内收入的比重则显著上升，如，2000年，预算内收入占乡镇财政收入的比重已经降到了87%，非预算内收入的比重上升到了48.13%。这种情况并非为乡镇财政所特有，而是整个国家财政非预算内收入不断增长的一个侧面。

冠县自2009年开始进行“省管县”财政改革，2009年的税收收入为16590万元，比2008年的税收收入增加了15.8%，而2010年的预算税收收入为26 493万元；冠县的非税收入也有较大增加，从2008年4 352万元增长到了2009年的6 245万元。2008年的经济金融危机对中国各省市都造成了较大的影响，但是冠县2009年财政总收入为100 793万元，比上年提高了11%，可以说这次的财政改革起到了一定效果。值得说明的是，上级补助收入的数据2010年的预算值和实际值可能出入较大，但是从2009年的数据来看，上级补助收入比2008年的62 776万元增加了8.3%，这种趋势应该会继续下去，预算的值偏低，同时2009年的数据可以看出，财政改革后上级补助较好的落实到了地方，上下级交流的工作效率得到了提高。

莘县虽然2009年的税收收入只比2008年的高出5%，但是2010年的预算收入为26 493万元；莘县的非税收入在改革后较快得到了体现，非税收入在2009年达到了6 245万元，比2008年增加了43.5%，非税收入的快速增长不是偶然，这个结果说明莘县的财政改革现阶段对非税收入产生了很大的积极影响。上级补助收入从2008年的75 215万元增加到2009年的85 067万元，根据类似冠县的分析，2010年的实际值很可能比预算值高。同样面对经济危机，2009年莘县的财政总收入为124 881万元，比上年提高了8%，说明“省管县”体制改革起到了一定作用。

莘县2008年境内财政总收入为59 676万元，一般性预算收入是21 362万元，人均纯收入仅为8 467元。2008年，该县累计完成各项税收收入92 002万元，占莘县财政总收入的79.6%，占市级总财力199 552万元的46.1%，也就是说，莘县全年80%的收入来自预算内收入，2008年虽然遭遇经济危机，但是莘县的财政收入占到了聊城市GDP比重为1.5%。预计2009年莘县的税收收入肯定达到了1亿左右！而莘县2008年的财政一般预算收入才21 362万元，政府性直接债务就达16亿元。莘县在聊城市9个县市中排名第七。“省管县”体制改革以后，2009年莘县财政总收入为124 881万元，比上年提高了8%。一般性预算收入为24 139万元，比上年提高了13%。2009年莘县的上级补助收入由2008年的75 215万元调整为现在的85 067万元。莘县增值税和消费税税收返还收入由原来的6 768万元调整为现在的6 570万元。

冠县2008年境内财政总收入为41 800万元，一般的预算收入是20 080万元，人均纯收入为9 995元。2008年，该县累计完成各项税收收入82 409万元，占全县财政总收入的71.3%，占市级总财力199 552万元的41.2%，也就是说，冠县全年70%以上的收入也是来自预算内收入，而冠县的财政收入也只占到了聊城市GDP比重的1.7%。2009年冠县财政总收入为100 793万元，比上年提高了11%。一般性预算收入为24 139万元，比上年提高了20%。冠县上级补助收入由原来的62 776万元调整为现在的68 020万元。冠县增值税和消费税税收返还收入由原来的6 570万元调整为现在的5 124万元。

篇7

2016年“营改增”等结构性减税政策在青岛也进一步落实。据青岛市国税局公开数据显示，2016年各项优惠政策兑现税收优惠198.65亿元，仅“营改增”就整体减税49.42亿元，相关行业整体税负下降明显。

房地产业对地方税收贡献度较大，“营改增”扩围后，房地产业相关税收势必会对地方税收、中央税收、地方财政收入带来较大影响。目前，已有的研究关注的问题主要是“营改增”对房地产业税负的影响，还有少数研究者关注作为地方税主体的营业税改征增值税后会对地方财政收入产生的影响。上述研究者大多站在全国的角度进行分析，借鉴前人的研究思路，本文将以青岛市房地产业为具体研究对象，通过对比“营改增”前后，青岛市房地产业税负变化及对地方税收收入的影响，提出相应的应对思路和策略。

一、“营改增”前后房地产业税收情况

分税制实施以来，营业税成为地方税收的主体，作为以营业税为主的行业，房地产业一直是地方税收的主要税源。下面将详述“营改增”前后青岛市房地产业相关税收情况。

（一）楼市量价齐升，受“营改增”影响，房地产业税收累计增速全年呈倒“V”型走势，增速大幅回落

2016年青岛楼市回暖明显，尤其表现在成交数据上。2016年青岛新建商品住宅累计成交216729套，成交均价9109元/?O，同比分别上涨69.93%和1.8%（见图1所示）；受楼市量价齐升推动，青岛市房地产业累计增速同比上涨7.02%，相较去年同期累计增速回升6.88%。然而，2016年5月1日之后，“营改增”扩围至房地产业，房地产业税收累计增速顺势大幅回落，增速全年呈倒“V”型走势，具体而言，2016年1～5月份青岛市房地产业累计增速同比增长25.59%，较年初上升11.63%，同比回升41.72%；之后房地产业税收累计增速呈逐月下滑态势，由2016年5月份的峰值一路下滑至2016年12月份的7.02%，累计下滑18.57%。（见图2所示）

（二）分税种看，营业税和增值税、城建税累计增速下滑明显，企业所得税增速小幅回升，房地产业减税效果明显

“营改增”对财政收入的影响只涉及增值税、营业税、城建税、教育费附加及企业所得税。从房地产相关税收的走势看，营业税和增值税累计增速在营改增后成迅速下滑趋势，从2016年5月份的68.23%逐月下行至2016年12月份的-3.19%，累计下滑71.42%，城建税也呈逐月下滑趋势，从5月份的66.78%逐月下行至12月份的28.78%，累计下滑38%。与此相反，企业所得税累计增速则从2016年5月份的17.84%上升至27.97%，上升10.13%。企业所得税上升的幅度小于增值税、营业税、城建税的下降幅度，说明“营改增”减轻了房地产业的税负，客观上将结构性减税落到了实处。（见图3所示）

二、房地产业“营改增”后对地方财政收入的影响效应分析

房地产业税收占地方税收比重一直保持较高水平，是地方税收的主要税源。房地产业税收增速的下滑，势必拖累地方税收收入累计增速亦回落明显。

（一）房地产业税收增速下滑，地方税收收入减少

2016年青岛市房地产业税收收入占地方税收收入比重平均为28.06%，房地产业依旧是地方税收的主要税源。作为地方财政收入重要税源的房地产业，其相关税收累计增速的持续回落，在一定程度上已影响地方财政收入的增速。具体而言，“营改增”后，房地产业税收累计增速逐月下滑拖累地方税收收入增速亦回落明显，地方税收收入累计增速由2016年5月份的12.63%下滑至2016年12月份的-2.06%，下滑14.69%，“营改增”后地方税收收入增速连续6个月为负增长（见图2所示）。

（二）地方主体税种退出，地方财政承担了较大部分的“营改增”减税收入

营业税作为房地产业第一大税种，2013年至2016年5月占房地产业税收收入平均高达36.85%，房地产业“营改增”后，营业税增速下降38.89%，增值税增速上升10.67%（见图4所示）。尽管中央强调全面实施“营改增”是中央和地方共同的责任，“营改增”减少的税收由中央和地方共同承担，并?榇私?增值税分成的比例由75：25调整为50：50，但从数据看，“营改增”后地方营业税下降的幅度远大于增值税上升的幅度，说明“营改增”少交的税收收入较大部分由地方财政承担了，这也是造成地方财政收入下降明显的原因。

（三）中央级公共预算收入累计增速高于全口径营业税和增值税的累计增速，侧面反映了地方财政在营改增税收分配博弈中占劣势地位

房地产业全口径营业税和增长税累计增速在2016年5月份达到高点后一路下滑，累计下滑37.86%，显示了“营改增”将减税落到了实处。与此相反，中央级公共预算收入累计增速一路上扬，有2016年1月份的-2.32%增长到10.18%，上涨12.5%，在全口径营业税和增值税占全国公共预算收入比例变动不大的情况下，凸显了中央政府在税收分配博弈中占据优势，地方政府在此次“营改增”税收分配博弈中占劣势地位。

三、应对房地产业“营改增”后地方财政收入大幅回落的相关策略

（一）重新梳理和规划地方财政体系

“营改增”后，营业税退出历史舞台，作为地方主体税种的营业税的退出，必将对地方财政收入带来较大影响。从收入比例看，营业税一直充当地方财政主要税种的角色，地方财政主要税种的重大改革必然要求地方财政体系进行重新梳理和规划，以此保证地方财政有充足的收入来维持地方建设、公共服务以及其他开支需求。地方财政体系与中央财政体系如何划分税收收入？“营改增”后，以什么样的税种作为地方财政的主要税种？这些都是地方财政体系建设需要面对的问题。

（二）进一步研究调整增值税中央地方的分享比例

“营改增”扩围后，虽然中央和地方的分享比例已有原来的75：25调整为50：50，但从前述分析来看，“营改增”降低了房地产业的税负，客观上达到了结构性减税的目的，但“营改增”导致的减税效应主要是由地方财政承担，成为地方财政减收的主要因素。因此，需要进一步测算中央地方收入变动情况，再综合中央地方事权后，确定增值税分享比例如何调整。

（三）进一步完善财政转移支付制度

事权决定财权，地方政府是地方性公共产品和服务的主要提供者，履行这些事权需要财力的保障。从前述数据看，房地产业“营改增”提高了中央财政收入在全国财政收入中的比例，要保证地方政府各项事权的顺利实施，需要中央进一步完善现行财政转移支付制度。长效的、规范的财政转移支付制度，既有助于地方财力的稳定性，也有助于地方政府各项事权的顺利实施。

（四）继续深化财税体制改革，推动中央与地方财政事权与支出责任划分改革

加快制定中央与地方收入划分总体方案，在大力推进税制改革过程中，适时将适合税收形式征缴的收费项目、基金项目改为税收，通过费改税，健全地方税收体系，确保地方财源稳固。加快推动中央与地方财政事权和支出责任划分改革，理顺中央与地方之间的关系，充分调动中央和地方的积极性，在保持中央和地方?力格局总体稳定的前提下，加快地方税收体系建设。

（五）地方财政收入增长压力加大情况下应着力优化支出结构

减税不减政府支出是治标不治本。一方面，政府部门应坚决执行厉行节约的规定，严格控制一般性支出，压缩行政运行成本，减少政府行政管理费用，确保“三公”经费只减不增。另一方面，面对地方税收收入增速下滑明显的现实，应优先保障民生及重点项目的支出。

篇8

关键词：财政政策：收入分配

中图分类号：F832.6　文献标识码：A　文章编号：1003-949X(2009)-09-0063-02

一、中国收入分配状况不断恶化

我国把构建社会主义和谐社会作为目标，和谐社会的经济标准中应重点考虑经济效率和分配公平，而与之相对应的，是我国经济现实中经济增长仍属于粗放型和收入分配状况随着经济快速增长而不断向着警戒线的方向恶化，并且目前有部分研究称我国基尼系数已超国际警戒线水平。收入分配不均、贫富差距扩大造成了现实矛盾的严重对立。

至2005年底，中国农村没有解决温饱的贫困人口还有二千三百六十五万人。按照人均每天消费一美元的标准，中国的贫困人口总数仅次于印度，列世界第二位，需要扶持的贫困群体数量依然庞大。世界银行行长沃尔夫威茨2005年10月向新闻界发表了他的“中国之行”考察感受，谈及更多的问题是贫富差距。他提到，用联合国定义标准，中国目前还有1.5亿人生活在贫困线以下，占世界贫困人口的12％，居世界第二位。沃尔夫威茨认为“中国减贫任务还非常艰巨。”全世界共有12亿人每天收人低于1美元，其中70％生活在农村，在中国则几乎是全部。

然而在贫困人口依然如此庞大的同时，中国的财富向富裕阶层集中的发展速度亦是惊人，2004年，中国富裕人士以12％的增速排名第二，这一增幅大大高于同一时期世界经济3.5％的增速和中国经济9.1％的增速。2005年，中国首500位富人的财富总额从5000亿元猛增至6000亿元，比上一年增幅达20％。在绝对贫困人口仍然居于世界第二位的同时，据美国高盛公司发表投资报告称，中国的奢侈品消费增速连续三年列世界首位。世界众多奢侈品巨头都把发展眼光投向了中国。据统计，我国农民人均年纯收入和城镇居民人均年支配收入的比率在1985年是1：2.57，到2004年为1：3.23，本应缩小的城农收入差距进一步扩大。

二、以财政政策改善收入分配状况的必要性

目前中国收入分配不公的问题已经非常明显地体现出来，这些问题容易引起部分社会成员心理失衡甚至利益冲突，对和谐社会构建形成了巨大的阻碍，主要体现在：

1，收入差距扩大速度过快，在不到一代人的时间里拉开非常大的差距，形了巨大的心理冲击，中国在上世纪70年代末的基尼系数是0.16,非常平均；到上世纪90年代中后期，已经达到0.40以上。

2，相对于收入分配来说，更为严重的是起点不公平。这里的起点不公平是指由于政策和人为造成的后天因素，比如受教育的机会、健康的机会、迁徙的机会等等的不公平，这利，层层累计的不公平加剧了中国社会财富和资源分配不公的态势，并且直接加剧了社会现实矛盾，并且这种矛盾产生于中国今后最有影响力的青少年群体中。

3，过程的不公平最为严重，这表现在人的发展机会不是平等的，进入市场的机会不是平等的，从比较贫穷的阶层提升的机会不是平等的，这其中由政策因素引起的垄断企业职工特别是高层管理人员收入过高，庞大的国有资产所有权不能具体明确落实从而政府寻租现象普遍存在，证券、金融行业透明程度与监管力度不够等等是明显表现。

4，与粗放式的经济增长互为因果关系。起点和过程的不公平使得人人力资源转变成人力资本比例不高，形成高质量的富有创造力的人力资本更是极为缺乏。收入分配差距过大也使得投资和消费的比例不平衡，首先使得投资方向偏向于资源占有和物质资本形成而不是人力资本培育，同时两极化的社会结构使得消费增长有限。

5，垄断企业的财富分配比例过高成为社会严重不满弊病。垄断企业所垄断的资源，其实是属于全国人民的，拥有全国共有的资源并且财富分配比例数倍高于一般企业，还通过垄断价格聚敛全国人民财富消费，从资源、财富分配、消费上三重创伤经济秩序，并且成为社会不和谐主调之一。

6，资源获取不公平。这最明显地体现在土地资源的获取上。近年来，中国房地产商的高利润成为全国焦点，房地产质量投诉全国领先，消费纠纷全国前列，然而利润率仍然保持行业之首，这和其中各个环节缺乏公平基础大大有关。这其中资源获取环节是关键。

7，财政政策支撑不到位。2003年，有两组数字曾经引起了社会公众的关注：一是说，中国银行里的10万亿元的存款中，80％的财富为20％的人所拥有；一是说，富人们所缴纳的个人所得税，仅占全部个人所得税总额的10％。税收问题的不公正可见一一般，为中国经济作出最主要贡献的中等收入劳动群体承担着国内最主要的税负功能，这严重打击普通劳动者的劳动热情和创业激情。

三、以财政政策改善收入分配状况的可行性

以财政政策来实现收入分配状况的改善，可以分为两方面来进行，最为根本的是培养经济长期持续增长的因素，实现人力资本和技术创新作为社会进步和经济增长主要因素从而体现其价值；从短期的结构调整来看，应通过财政转移支付政策和所得税、财产税、资源税等税收手段的健全以推进社会公平。

1，财政政策促进人力资本培育和技术创新

人力资本的培育上，一方面要加大政府的财政投入力度。宏观上持续提升人力资本财政支出占GDP的比重，持续提升公共教育经费投入比例；另一方面要通过财政政策调节引导全社会进行人力资本的培育和投入。在以财政投入为主的同时，引导建立多层次的教育投入机制，从机关、事业单位和国有控股型企业开始加强对于教育费用的支出引导全社会企业投资于人力资本培育，以贴息、税收减免等财政政策大力发展中等职业教育和职业培训。

政府应加大对于研究与开发活动的投入，尤其是加大对于处于研究与开发初级知识与创新生产的基础研发阶段，加大对高等院校和研发机构与技术创新有关的研究与开发活动，以促进研究开发活动中人力资本的创新能力。政策还直进一步提升人力资本的投入质量，增加可用于技术创新领域人力资本量，并提升技术创新领域人力资本效益回报，以加强人力资本进入高新技术领域的积极性。这首先要求政府加大对于高新技术产业发展的公共资源的投入，这些投^或是转化为直接的人力资本或是提高了人力资本在市场中的投资收益率，因而可以激发企业和个人积极投入人力资本的热情；同时大胆提高对于技术创新领域从业人员的待遇，奖励自主创新人才，补贴科学研究从业人员，引导全社会对于人力资本投资的热情。

财政政策也应作用于形成技术创新的激励导向，形成创新氛围，以通过人力资本和技术创新的高回报使得经济投资

主体由资源抢占、物质资本投入转向人力资本和技术创新的投入。比如，通过激励导向型的创新型,15-~激励税收政策、研发激励型的政府资助政策、激励型的政府技术政策，以刺激创新型人力资本形成，而非对于物质资本的占有和国有资源的抢占，创造出大量以人力资本收益为特征的中产阶级，有-效缩减社会收入分配差距。

2，短期结构调整的财政政策

首先就是要加强对于基本民生的投入，加强社会保障、医疗和教育的投入并保证公平秩序。然而，我们必须重视的一个问题，就是我国现有的在基本民生方面的改革，以不成功为多数，社会保障、义务教育、公共卫生、住房的改革也在其中。这些改革实际上对于广大中低收入群体来说，实际上是大大增加了各方面的支出和费用，与社会公平的方向完全背离。政府的社会保险支出，应该通过财政政策提供相应的财力保障，这应该是对于社会的贫穷阶层更为有利，从而在实际上起到公平社会福利的作用。

财政政策另一个更为有力的调节手段是税收手段，通过所得税、财产税和资源税以保证社会公平。对于没有力法避免的不公平的资源占据和获取，可通过资源税进行调节，这其中，尤以土地、自然资源、垄断资源、教育资源、公共卫生资源等等最为重要。资源税的征取并合理使用是调节社会公平和财富收入不公的根本解决办法，然而资源税的启动必然触及到多方面利益团体的核心利益，制定和执行的难度较大，可行性实际上不高。所得税方面，据前文所述，暴利行业、富裕阶层所缴纳的税收比例过低应成为改革的重点，我国一直为人所病的简单从量个人所得税税收政策也应尽早调整。

篇9

【关键词】收入水平 中小企业 财税政策

一、引言

近年，中小企业已经成为中国缓解就业压力的重要力量，吸纳了城镇就业的70%以上和新增就业的90%。然而，中小企业员工80%左右为工资较低的普通职工，其工资普遍低于社会平均工资。在这一背景下，如何缩小低端岗位与其他岗位收入的差距成为国家调整收入分配的关键。中国目前正处于转变发展方式、实现产业结构的调整和升级的经济转型时期。以劳动密集型企业为代表的民营中小企业如何度过这一转型期，成为一大难点。企业自身生存艰难使得给职工涨工资更为困难。

二、问题分析及财税政策介入的必要性

企业涨工资困难。一方面，企业的成本升高。另一方面，金融危机后，国际市场需求持续低迷，劳动密集型行业所面对的出口市场里的供求关系表现出极大的不均衡。供大于求使得销售价格下降，进而收入明显下降，企业的利润不断被压缩，这将直接导致企业没有足够的能力给职工涨工资。

职工的收入结构单一，缺乏应有的公共服务和社会保障。在劳动密集型中小企业中，大部分员工来自内地农村，作为流动人口，由于户籍限制，他们在子女教育、生活环境以及社会保障制度方面都受到一定程度上的不合理待遇。劳动密集型中小企业的职工收入完全等于工资，没有包含基本的公共服务和完整的社会保障，这才是他们收入水平低、生活困难的根源所在。农村中，很多在外打工人员在脱离农村社保之后，并没有及时进入流入地的社保体系。

在通胀的大背景下，生活成本一再提高，劳动密集型中小企业从业人员福利水平堪忧。同时，事实表明，只凭借市场的力量，这一问题并未得到有效解决。出于社会公平的考虑，政府有必要对市场进行干预，以提高劳动密集型中小企业在岗职工工资，改善其福利水平。

三、应对该问题的财税政策思路

（一）税收政策

（1）依据不同类型企业经营特点，将增值税一般纳税人认定标准多元化。大量中小企业处于增值税小规模纳税人状态，进项税额无法抵扣，这在某种程度上加重了企业的负担。目前中国增值税一般纳税人以应税销售额为主要认定标准。然而考虑到中小企业目前在经济社会中的数量和地位，税收政策的制定机关在制定增值税一般纳税人认定标准时，应考虑使用多种标准供不同类型的企业做选择。

（2）针对行业特点使征税方式合理化。目前中小企业微利或亏损问题严重，既然中小企业普遍亏损或微利，那么企业所得税方面的减税政策就显得意义不大，因为这些企业本身就不缴纳或缴纳很少的企业所得税。同时，劳动密集型中小企业生存困难的根本原因并不是税负过重，因此，在税收方面，除了减轻税负降低企业负担，更应当做的是调整税收政策，使中小企业的征税方式合理化。一方面，简化中小企业纳税申报程序和纳税程序，延长纳税期限。另一方面，采取各项措施，降低中小企业的纳税成本。

（3）提高企业财务税收管理水平。目前我国中小企业大多是家族企业，在发展初期，倾向于将财务交给“自己人”打理，不够重视财务团队的建设，缺乏足够的专业财务人员。鉴于中小企业财务管理水平普遍较低的实际情况，税务机关应着力推进中小企业纳税常识的推广工作，并且优化办税流程。降低中小企业纳税过程中的奉行成本和隐性成本。

（三）财政政策

（1）调整财政支出结构。近十几年来，中国农村劳动力加速转移和经济快速发展促进了流动人口大量增加。据2011年第六次全国人口普查结果显示，中国现有流动人口2.61亿，较2000年增长了增长82.89%。[中国现有流动人口2.61亿，较十年前大量增加.中国新闻网]然而，社会保障和公共服务支出在财政总支出中的比重太低，其调节收入分配的职能微弱。如1998年的教育、科技、医疗支出比重为19.95%，2010年变为22.93%。虽然社会保障支出从1998年的5.5%增加到了2010年的10.16%，[ 根据2011中国统计年鉴计算得出]但也不足以支撑失业、贫困和老龄化的福利需要，并远低于国际水平。

社会保障是调节收人差距， 促进社会公平分配的重要手段。在财政政策方面，应调整财政支出结构，加大财政支出中对社会保障项目的投入，重点关注低收入人群，着力完善针对流动人口的社会保障政策，使其生活水平不被工资水平完全限制。另外，在制度发展层面，加大对完善制度建设的财政资金支持，不断改进针对流动人口的社会保障政策，促使社保政策符合社会经济的发展要求。

（2）提高地方财政支出效率。中国地方政府的支出效率在改革开放以后的几十年中始终存在显著的地区差异，特别是西部地区的政府支出效率远低于东中部地区的情形没有得到太大改变。除了地区初始条件这样的不可控因素，地方政府的财政行为对支出效率有很大的影响。比如，政府的消费型支出或者说政府规模对效率有显著的负面影响；投资性的政府支出，包括基本建设的支出则对支出效率有促进作用。[陈诗一、张军.中国地方政府财政支出效率研究：1978～2005.中国社会科学2008（4）]因此，从制度上加强规范地方政府的收支行为，提高政府治理水平，有助于改善政府支出效率。

一方面，应切实落实财政管理的各项措施，加大财政支出的“成本―效益分析”，提高财政资金的使用效率。财政支出具有乘数效应，政府公共支出变动将带动的社会总需求变动。为了使同样的财政支出规模能最大限度地带动总需求增长，这就要求政府通过强化居民医疗、养老等社会保障工作来激励居民提高其边际消费倾向。另一方面，应进一步加强廉政建设，压制腐败活动，弱化“权力性消费”，让税收更好地实现“取之于民、用之于民”的目标。

参考文献：

篇10

关键词 农民收入；空间相关性；空间计量

中图分类号F832.1文献标识码A

1引言及文献综述

农村金融是现代农村经济的核心，应当成为促进我国农村经济增长和农民收入增加的重要手段.而我国农村金融发展不仅滞后于城市金融的发展，而且不能满足农村经济发展的现实需要.地方财政支持和投资也是促进农村经济发展和农民收入增长的重要手段，地方财政应该解决城乡公共产品供给失调的问题，调整公共财政配置格局，逐步在政策上和投入上实现公共财政覆盖农村，建设城乡一体化公共产品供给体系，为农民增收创建一个良好的外部环境.因此，从空间计量的角度来考察正规农村金融支持以及地方财政支持等多种因素对农民收入增长的影响，既具有理论意义，也具有现实意义.

国内外学者已经对影响农民收入增长的各个因素进行了一定的研究.在国外，研究者一般是考察金融发展对经济增长的影响.Greenwood and Jovan（1990）[1]、Galor and Zeira（1993）[2]、Banerjee and Newman（1993） [3]通过对金融发展与收入差距的研究，间接地揭示了金融发展与农民收入增长的关系，但鲜有农村金融发展与农民收入增长关系的直接研究（温涛等，2005）[4].国内学者在借鉴国外学者的研究成果基础上，针对我国的实际情况，进行了诸多富有成效的研究.温涛、冉光和、熊德平（2005）对我国金融发展和农民收入的关系进行了研究，结果表明我国农村金融发展对我国农民收入增长具有显著的负效应.、张懿（2006）应用ECM误差模型实证检验了安徽省农村金融发展和农业经济增长之间的关系，结果表明农村金融发展引起农村经济增长，支持金融支持经济增长的概念[5].刘忠群、黄金、梁彭勇（2008）利用我国1978—2008的省级面板数据，检验了中国金融发展对我国农民收入的影响，结果显示我国金融发展对我国农民收入的发展具有正向影响，但金融中介的低效率阻碍了农民收入的进一步增长[6].余新平、熊皛白、熊德平（2010）通过实证分析表明：农村存款、农业保险赔付与农民收入增长呈正向关系，而农村贷款、农业保险收入与农民收入增长呈负向关系[7].李俊峰、伍艳（2011）运用2007—2009年重庆个区县相关数据，探寻农民收入增长与地方财政及金融支持的联动关系，结果表明财政支持与农村金融与农民收入增长之间存在一定的正相关关系[8].本文将空间计量方法运用到分析农民收入增长模型中来，考虑了邻接省份之间经济因素的相互影响，更加具有现实性和科学性.

2模型构建及数据说明

本文拟选取LnFINC作为被解释变量，其中FINC为去除价格影响因素（各地区个时期农村CPI）的农村居民年人均纯收入；选取各地区农村金融相关率对数值LnFIR、人均农业财政支持LnFISC、地区农村劳动力占总农村总人口比重LnLABR、各地区城市化率对数值LnCTLZ、各地区农业产值占农林渔牧产值的比重的对数值LnAGRZ以及各地区农村居民人均固定资产投资的对数值LnPAI作为解释变量.其中，农村金融相关率为各地区农业贷款与农林渔牧总产值的比率，人均农业财政支持为地方财政农业投入与农村总人口比率，城市化率为各地区城市人口占总人口的比重，农村居民人均固定资产投资为农村年投资总量与农村人数的比重.由于数据的可得性原因，本文采用1998年和2008年我国31个省市的横截面数据，各个数据来源于《中国统计年鉴》、《中国金融统计年鉴》以及各省市的统计年鉴.

依据空间计量模型的原理，分别设计空间误差模型和空间滞后模型.在空间滞后模型中，变量的空间自相关关系由因变量的空间滞后项反映，用于反映影响农民收入的空间因素的空间滞后模型为：

其中W为空间权重矩阵，ε代表区位影响因素，λ为空间自相关系数，ξ为服从经典假设的随机误差项.

3实证分析

3.1经济指标的空间相关性检验

3.1.1空间自相关检验

根据空间计量学的的原理，影响农民收入的影响因素之间可能存在空间自相关性，有必要先对各个变量之间的空间自相关性进行检验，如果存在空间自相关性，就必须建立空间计量模型对影响农民收入的各个因素进行分析.改革开放以来，我国各地经济发展差异逐渐扩大，一般可以分为东中西三个部分，各地农民收入水平差异较大，农民收入来源迥异.因此，必须对各区域农民收入水平及其影响因素的空间依赖性进行检验.本文沿用空间计量学中常用的Moran’s I指数来衡量各个要素之间的全域空间自相关性，采用Moran’s I散点图来检验区域空间自相关性.

首先对我国31个省市的农村居民年人均纯收入及其影响因素进行全局空间自相关检验.

由表1数据统计结果可知我国农村居民收入水平的Moran’s I指数从1998年到2008年一直在0.55的水平上下波动，其正态统计量Z（d）值均大于正态分布函数在1%水平下的临界值（1.96），该结论表明我国个省市农村居民收入在空间上并不是随机分布的，区域农民收入之间在地理空间上存在较高的空间依赖性；同时，我国各省市人均固定投资水平的Moran’s I指数从1998到2008年在0.4的上下波动，其Z（d）值均大于正态分布函数在1%水平下的临界值，表明各省市农村人均固定资产投资之间也存在十分显著的空间自相关性；同理，农村劳动比率和城市化率之间的空间自相关也较为明显，其P值在5%的显著性水平下，都拒绝了空间随机分布的假设；但是，各区域农业金融相关率和地方农村财政投入的空间自相关性比较弱，其P值一般都处于接受原假设（变量不存在空间依赖性）的范围之内.

3.1.2Moran’I散点图检验

通过分析观察Moran’s I散点图更能清楚的分析省市农民收入水平与其临近省市的农民收入水平之间的关系.通过绘制空间自相关系数的Moran’s I散点图可以将各个区域农民收入分为四个区域的集群模式，分别识别各个区域的农民收入水平与临近省市的关系：图的右上方为第一象限，表示高农民收入水平的区域被高农民收入水平的其他区域包围（HH）；左上方为第二象限，表示低农民收入水平的区域被高农民收入水平的其他省市包围（LH）；左下方的第三象限，表示低农民收入水平的区域被低农民收入水平的其他区域包围；右下方的第四象限，表示高农民收入水平的区域被低农民收入水平的其他区域包围.第一、三象限正的空间自相关关系表示相似观测值之间的空间关联；第二、四象限负的空间自相关关系表示不同观测值之间的空间关联；若观测值均匀的分布于四个象限，表明各地区变量之间不存在空间自相关性.

图1 表明，在1998年，位于Moran’s I散点图第一象限的省市有：上海、浙江、北京、天津、福建、河北、山东七个省市，这是高农民收入水平—高空间滞后的自相关集群；位于Moran’s I散点图第二象限的省市有：江西、安徽、海南三省，这是低农民收入水平—高空间滞后的自相关集群；位于Moran’s I散点图第三象限的省市有：湖南、陕西、黑龙江、湖北、四川、新疆、内蒙古、甘肃、山西、山西、宁夏、广西、云南、贵州、重庆、、河南、青海十八省市，这是一种低农民收入水平—低空间滞后的自相关关系集群；位于Moran’s I散点图第四象限的省市有：广东、吉林、辽宁三省市，这代表高农民收入水平—低空间滞后的自相关关系集群.2008年的情况与1998年基本保持一致，只是位于第四象限的广东、吉林、辽宁三省市移到低三象限，河北、山东、由第一象限移到第二象限.

3.1.3Liza图检验

在图2 中可以看出，2008年农民收入水平位于第1级排列只有上海，表示农民收入水平很高；位于第二级排列的省市有三个：江苏、北京和天津，较低与上海市农民的收入水平；位于第三级排列的省份有12个，代表中上水平的农民收入；位于第四季级列的省份有12个，代表农民收入处在中下水平；位于第第五级排列的省份是青海和贵州，该地区农民收入水平比较低下；宁夏农民的收入水平处在全国的最低水平.从LIZA图的整体可以看出，我国农民收入呈现出以江沪为核心和以京津为核心的高收入板块，东北地区和中部地区次之，西部地区农民收入水平最低.

3.2参数估计结果及说明

由于本文选取的解释变量与被解释变量都存在一定程度的空间自相关性，因此考察金融支持和地方财政支持等因素对农民收入的影响需要引入空间自相关因素进行空间分析.为了考察各个因素引起农民收入增长的动态演进特征，选取了1998年和2008年两个截面进行分析. 3.2.1基于1998年统计数据的实证结果

根据Aselin等提出的判别准则，参照表2的结果可以看出，影响农民收入的空间误差模型的AIC值和SC均分别小于空间滞后模型的SIC值和SC值；但是，空间滞后模型的拟合优度系数R_squared和对数似然值LogL均分别略大于空间误差模型的R_squared和LogL.认为空间滞后模型要略好于空间误差模型.表3的结果表明，无论是SLM模型还是SEM模型，解释变量的系数估计值都通过了5%的显著性检验，表明模型拟合良好.

从表3中空间滞后模型的参数结果来看，LnFIR的系数为0.096 8，说明农村金融对农民收入增长存在较弱的正向促进作用，农村金融并没有发挥其在促进农民收入所应有的作用；LnFISC的系数为-0.106 7，表明地方财政不仅没有促进本地区农民增收，反而成为阻碍其收入增长的力量，可能是因为在1998我国还未取消农业税收，地方农业财政支出越多，可能会征收更多的农业税，反而导致农民收入水平下降；LnLABR的系数为-0.287 1，表明从事农业劳动的比重越多，农民收入反而降低，LnAGRZ的系数为-0.374 8，表明各省市农业占农林渔牧的比重越大，农民收入水平越低，这从另一个方面说明，农业以外的其他产业对农民收入影响巨大，单独依靠农业的省市的农村居民收入比依靠渔牧林业的农民收入低；LnPAI的系数为0.358 1，表明农村投资可以明显的促进农村居民收入增加，符合客观实际.

W_LnFINC的系数为0.107 7，表明临近省市农民收入对本地农民收入产生的影响不明显.

城市化率LnCTLZ的影响也较为明显，表明各地区城市化进程为农村富余劳动力转移提供了就业机会，农村劳动力通过外出务工可以显著的提高其收入水平.

3.2.2基于2008年统计数据的实证结果

由表3的参数结果可以看出，空间滞后模型的拟合优度系数R_squared和对数似然值LogL都要分别高于空间误差模型的R_squared和LogL，空间滞后模型的赤池信息准则AIC和施瓦茨准则SC都要分别低于空间误差模型的AIC和SC，按照判别准则，空间滞后模型要优于空间误差模型.

从空间滞后模型的参数统计指标可以看出，W_LnFINC的系数为0.418 7，P值很低，表明临近省市农民的收入对本地区农民收入产生极其显著的影响，这表明周边农民收入具有明显的溢出效应，周边农民收入增加能带动本地区农民收入的增长.同时，农村金融相关率、农村劳动力比重、 农业占比地方农业财政支持的影响不显著，表明经过十多年的发展农村金融仍然未能在促进农民收入收入增长中发挥重要作用，地方财政对农民收入的影响由负变正，说明取消农业税后的地方财政虽然未能在促进农民增收中发挥积极促进作用，但是改变了以往明显的负作用.随着农村机械化程度的进一步普及，农村劳动力的影响逐渐减弱.LnPAI的系数为0.240 7，表明农村投资仍然是促进农民增收的重要因素.

综上所述，可以看出，随着社会的发展，影响我国各地区农民收入的因素也发生了较为明显的变化.农村金融和地方财政支持一直都未能在促进农民增收的过程中发挥重要作用，农村金融发展滞后，农村财政支持薄弱等诸多因素都制约着我国农村居民收入的人进一步增加.这为在下一阶段制定相关政策，逐步消除城乡收入差距，促进农民增收提供了思路.

3.2.3基于1998—2008空间面板数据的实证结果

利用MATALAB的空间计量软件包，运用1998—2008年的相关面板数据可以得出相关结果如表4所示.从回归结果可知，空间自回归系数ρ和空间误差回归系数λ均满足5%的显著性水平，这又一次证明了空间因素在区域农民收入增长的过程中发挥了作用.若忽略空间因素的影响而建立包含经典假设的计量模型，则会使估计结果出现明显的设置误差.从各个模型的具体情况来看，面板SLM模型的调整拟合优度系数和对数似然值均大于SEM模型的相应值，因此选择SLM模型更具有合理性.在SLM模型中，通过Hausman 检验值可以看出，其在5%的水平下是显著的.同时，固定效应模型的对数似然值、调整的拟合优度系数和LR-test值均优于随机效应模型的相应值.因此，选择固定效应的SLM模型进行分析.该模型的调整拟合优度系数为0.925 8，表明该模型可以解释变量大部分信息，模型拟合良好.农村金融相关率、农村劳动力比重和城市化水平均未通过显著性水平.这表明，我国农村金融发展水平既不能满足农村经济的发展的需要，也没有在促进区域农民收入增长的过程中发挥应有的作用.近年来，我国农村劳动力大幅涌向城市，使得农村劳动力在长期不能满足农村经济发展的需要.于此同时，在长期来看，区域城市化水平也未能在农民增收的过程中起到明显的促进作用.而人均农业财政支持、

农业产值占农林渔牧产值的比重和农村固定资产投资均通过了显著性检验.这说明，农业财政投入虽然在短期效果不明显，但是在长期内对农村居民收入增长具有正向的促进作用.农业产值占农林鱼牧产值的比重越大，农民收入水平就倾向于更低.因此，农民拓宽收入来源口径，发展畜牧水产等副业，能够更加有利地促进收入增长.农村固定资产投资作为促进农民收入增长的推动力，不论是短期还是长期都发挥着重要的作用.

4结论与建议

本文将空间计量模型引入对我国31个省市农民收入增长研究中，结果表明我国省域农民收入及其影响因素存在不同程度的空间自相关.经过十多年的发展，影响各地区农民收入的因素更加多元化，空间因素的影响进一步明显，但是农村金融支持在促进农民增收的过程中影响一直不显著.农村固定资产投资与各区域城市化进程一直是促进农民收入增长的重要因素，农村劳动力比重与农业产值比重的影响进一步弱化.虽然农村财政投入在短期内对农民增收影响不明显，但是在长期内却产生了积极的促进作用.同时，我国农民收入水平形成了较为明显的高低聚集区域，长江三角洲与京津地区的农民收入水平明显高于西部农民的收入水平，中部地区和东北地区的农民收入水平处在中间水平.本文得出的结论为我国政府制定政策促进区域农村经济平衡发展、促进城乡协调发展以及有效帮助落后地区农民脱贫致富提供了依据.基于本文分析结果，现提出促进农民收入增长的建议如下：首先，积极有序的加快促进城市化进程，引导农村富余劳动力流动.我国现阶段正处于城市化高速发展的时期，农村人口向城市转移的过程可以解决农村劳动力过剩的问题，农村居民进城谋职可以促进其收入增长.其次，加大对农村地区的投资，促进农民收入来源多元化.加大农村投资可以促进农村经济增长，带动农村产业的发展，促进农民本地就业，为农民收入增长提供动力.最后，加大对农村地区的财政支持与金融支持.各地区地方政府应该针对本地区影响农民收入增长的制约因素，制定有针对性的政策，加快地方财政反哺农业的进程，促进农村经济跨越式发展.同时金融机构应该针对农业项目的特点进行金融创新，制定符合农民需求的金融产品，发挥其在农村经济发展与农民收入增长过程中应有的影响.

参考文献

[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]温涛，冉光和，熊德平.中国金融发展与农民收入增长[J] .经济研究，2005，40（9）：30-43.

[5]，张懿农村金融发展和农业经济增长——基于安徽省的实证研究[J]金融研究，2006（11）：177-182