我国经济增长与经济结构财政收入居民收入关系之研究Word下载.docx
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得到的主成份得分如下表所示。
ID
F1
F2
F3
F4
北京-1995
北京-1996
北京-1997
北京-1998
北京-1999
北京-2000
北京-2001
北京-2002
-3.5151
北京-2003
……
新疆-2002
新疆-2003
新疆-2004
新疆-2005
新疆-2006
新疆-2007
新疆-2021
其中：
F1=0.5752*X1+0.6054*X2+0.5350*X3+0.1284*X4
F2=0.l173*X1-0.4227*X2+0.0794*X3+0.8860*X4
F3=0.6462*X1-0.6195*X2+0.1100*X3-0.1098*X4
F4=-0.4707*x1-0.2664*X2+0.8339*X3-0.1098*X4
各主成份之间互不相关，消除了多重共线性的影响。
现经济增长为被解释变量，以各主成份为解释变量，通过Eviews软件对面板序列进行序列单位根检验，结果如下表所示：
原序列的面板单位根检验结果
Method
Statistic
Prob.**
Cross-sections
Obs
Null:
Unitroot（assumescommonunitrootprocess）
Levin,Lin&
Chut*
150
1840
Breitungt-stat
1690
Unitroot（assumesindividualunitrootprocess）
Im,PesaranandShinW-stat
ADF-FisherChi-square
PP-FisherChi-square
1950
Nounitroot（assumescommonunitrootprocess）
HadriZ-stat
2100
由面板单位根检验结果可知面板序列存在单位根，需要进一步进行检验。
原序列的面板单位根检验结果
1540
1800
经一阶差分后面板序列到达平稳，且均为同阶平稳，满足建立动态面板模型的条件。
〔三〕模型形式的检验
根据相关计量检验方法来判断样本数据符合的模型形式，构造相应的
统计量如下：
其中，
为假定斜率和截距系数非齐性条件下残差平方和；
为假定斜率系数齐性、截距非齐性条件下残差平方和；
为假定斜率和截距系数齐性条件下残差平方和；
为截面单位数；
为外生变量个数；
为时期总数，利用
软件得出相关指标并计算如下表所示。
模型形式检验
检验名称
检验内容
统计量
临界值
系数类型检验
固定截距、固定斜率系数模型
固定截距、变斜率系数模型
在零假设下，统计量都拒绝原假设，故该样本应拟合固定效应变系数模型。
〔四〕基于个体差异的变截距变系数面板模型
1.个体固定效应模型的建立
为分析全国不同地区的财政收入、居民收入和经济结构对经济增长的作用有无差异，建立个体固定效应模型变截距变系数面板模型。
模型的估计结果如下表所示：
变量
参数估计
标准差
T统计量
伴随概率
C
000
北京--F1北京
北京--F2北京
北京--F3北京
北京--F4北京
新疆--F1新疆
新疆--F2新疆
191
新疆--F3新疆
新疆--F4新疆
新疆--C
整个面板模型的显著性较高，且大局部变量均通过显著性检验。
根据主成份和原始变量之间的代数关系，可以复原原始变量的系数，将个体差异的方程及其系数整理如下：
区域
c
x1
x2
x3
x4
北京
0.4585
天津
河北
青海
宁夏
新疆
由模型参数系数的比照可初步判断各区域的财政收入、居民收入和经济结构对经济增长均具有一定的促进作用但作用大小不同，进而借助对应分析来说明各区域的差异及相似之处。
2.各区域与经济变量的对应分析
由各区域定义的属性变量和四个解释变量的系数对应构成一组对应分析的数据，通过对应分析来判断各区域的典型特点及区域之间的相近程度。
对应分析图如下所示：
由对应分析图可以得出以下结论：
〔1〕聚合了北京和财政收入
财政收入在一定程度上反映了政府对辖区经济的政策调控能力，假设财政收入对经济增长的促进作用较大，说明财政收入的作用得以发挥，其与经济开展的关系越协调，对经济增长的促进作用越大。
由该对应分析可知，北京等地区的财政收入与经济开展的匹配程度较高。
〔2〕聚合了河南、宁夏、天津等地区和三产增加值
三产在经济开展中具有一定的先导性和根底性，其对于促进经济增长、带动就业、调整经济结构等方面都有至关重要的作用。
河南、宁夏、天津等地区的三产在其经济开展中发挥的作用较为接近，三产发挥了比拟重要的作用。
〔3〕聚合了广东、内蒙古、湖南、河北等地区和二产增加值
二产是国民经济的主体，随着我国各地区经济增长水平的差异性增强和各地区产业开展的差异程度逐步加大，各地区不同产业对经济增长影响的程度不同。
其中以第二产业开展为主导的区域，二产对经济增长的作用就较大，据此分析得出广东、湖南、河北和内蒙等各地区二产发挥作用类同，二产对经济增长的影响力较为相近。
〔4〕聚合了甘肃、新疆、西藏、广西、安徽等地区和居民收入
居民收入是反映经济增长水平的关键指标，甘肃、新疆、西藏、广西等这些省份属于西部地区，其居民收入水平相对较低，由相关的参数系数可知这些地区的居民收入对经济增长的促进作用较弱，有待进一步提高。
3.基于时点差异的变截距变系数面板模型
〔1〕时点固定效应模型
为分析随着时间的变化，财政收入、居民收入和经济结构对经济增长的作用所表现的特征，建立时点固定效应的变截距变系数模型，模型估计结果如表所示：
0.0000
F1?
--1995
F2?
F3?
0.4451
F4?
--2021
0.0100
2021--C
时点固定效应模型整体较为显著，且大局部变量均通过显著性检验，根据主成份和原始指标之间的关系，将原始指标的参数系数进行复原，复原后整理得时点差异的模型如表所示。
年份
rgoi
V2
V3
rinc
模型_1995
模型_1996
模型_1997
模型_1998
-
模型_1999
模型_2000
模型_2001
模型_2002
模型_2003
919
模型_2004
模型_2005
模型_2006
模型_2007
模型_2021
由系数表的横向比拟可以得出以下结论：
〔1〕三产增加值对经济增长的边际作用较大
总体来看，三产增加值较二产增加值对经济增长的边际促进作用要大，有挖掘的潜力，故开展第三产业对经济增长的促进作用要大，但是由其边际作用的时序变化来看，其对经济增长的边际作用随着时间的变化有逐步降低的趋势，到2021年末，三产对经济增长的边际作用与二产的边际作用根本持平。
〔2〕二产增加值对经济增长促进作用的潜力较大
现阶段二产增加值对经济增长的促进作用较三产要低，但由其时序变化可以判断，二产增加值对经济增长的促进作用随着时间的推移逐步提高和加强，不难判断，三产对经济增长的长期边际作用有可能会超过三产，这说明我国二产的产出效率有所提高，这与我国一直以来致力于调整产业结构、促进产业升级，不断提高行业附加值水平等一系列产业政策的实施密切相关，也验证了我国产业政策实施的有效性。
〔3〕收入分配不合理制约经济开展
财政收入和居民收入对经济增长的促进作用不明显，特别是居民收入对经济增长有一定的阻滞作用。
财政收入和居民收入表示了国民收入在政府部门和私人之间的一种分配，合理和有效的分配会提高收入的配置效率，促进经济的增长。
然而，这两个变量却在很大程度上制约了经济的增长，说明我国目前的收入分配机制存在一定的不合理，使得无论是政府收入还是个人收入，向消费传导的效率较低，即政府收入配置相对低效，个人收入消费相对缺乏，这两个因素对经济增长的促进作用较弱。
利用面板模型的情景分析对经济增长进行预测，得出各省2021年和2021年的经济增长水平如表1所示：
表1：
各地区2021年和2021年的GDP预测值
省份
2021年
安徽
黑龙江
河南
山东
重庆
湖北
上海
福建
湖南
山西
甘肃
江苏
西川
广东
江西
广西
吉林
贵州
辽宁
西藏
海南
1
内蒙古
云南
浙江
四、影响居民收入水平的因素分析
在全国层面上，在经济增长、经济结构、财政收入、居民收入四因素经济系统内部，分析经济增长、经济结构、财政收入对居民收入水平的影响程度。
在动态经济系统内部，为防止变量间的伪相关关系，首先对变量进行单位根检验。
〔一〕序列单位根检
原序列是非平稳序列，序列在进行二阶差分后均到达平稳，结果如表所示。
故Rinc、gdp、rgoi、V2、V3均为二阶平稳序列，同阶平稳满足做协整检验的条件。
进而对变量进行协整检验。
Rinc
gdp
检验统计量
临界值（水平1%）
临界值（水平5%）
-1.9500
临界值（水平10%）
〔二〕协整检验
对序列做协整检验，检验结果如表所示。
Hypothesized
Trace
No.ofCE（s）
Eigenvalue
CriticalValue
None*
Atmost1*
Atmost2*
Atmost3*
Atmost4*
由协整检验可知，变量之间存在协整关系，考虑到原始变量之间的高度相关性，为防止多重奉献性问题，这里利用主成份回归得出协整方程，即：
R
模型较为显著，且各主成份均通过显著性检验。
根据模型可初步判断，经济增长水平对居民收入的影响是较大的；
二产对居民收入的影响要大于三产，这也说明我国目前的产业升级所处的阶段，主体上仍是处在由一产向二产转移的阶段，根据产业演进理论，当产业有一产向二产转移进而向三产转移的过程中，居民收入水平会有所提高，就目前来看，我国还是处在以二产为主体来影响居民收入水平的开展阶段。
〔三〕格兰杰因果检验
存在协整关系是进行格兰杰因果检验的前提，经检验，模型存在协整关系，故可对其进行格兰杰因果检验，检验结果如表所示。
Lags:
原假设
F统计量
显著性水平
X1不是Y的Granger原因
X2不是Y的Granger原因
X3不是Y的Granger原因
X4不是Y的Granger原因
Lags：
2
3
4
由格兰杰因果检验可以判断，经济增长对居民收入水平的影响具有长期性，即经济增长是居民收入水平的格兰杰原因；
财政收入对居民收入水平的影响也具有长期性，短期不对其产生影响，即财政收入是居民收入水平的格兰杰原因；
二产增加值对居民收入水平的影响亦具有长期性，即二产增加值是居民收入水平的格兰杰原因；
三产增加值不管是长期还是短期，均不是居民收入的格兰杰原因。
〔四〕误差修正模型
协整模型是一种长期均衡模型，在短期内变量均很难处在均衡点上，故这里通过建立误差修正模型来分析短期模型的修正作用。
误差修正模型经过试算，剔除
不显著的变量，最终模型如上所示。
居民收入rinc的短期变动可由两局部来反映：
一局部是短期rinct-1的影响；
一局部是偏离长期均衡的影响，即在短期内，以1.49的调整力度将rinc的非均衡状态拉回到均衡状态，由于误差项的系数为负，说明短期内经济增长变动和三产增加值变动对居民收入水平有促进作用。
五、我国经济增长与财政收入、经济结构、居民收入间关系变动的数量特征和趋势分析
（一）经济增长与财政收入变动分析
财政收入与经济增长密切相关：
财政需要通过经济增长来取得收入,经济开展水平高,经济总量扩大,财政收入就多;
而财政收入对于保证经济的增长,政府职能的实现以及经济社会的稳定协调开展,都具有重大作用。
因此,财政收入与经济增长之间存在着相互促进,相互制约的关系。
从理论上看,国家通过预算集中的财政收入就是归国家集中使用的国内生产总值（GDP）,因此财政收入是GDP的一局部。
改革开放以来我国财政收入总量与GDP同步增加,1997年前财政收入的增长落后于GDP增长速度，1997年后财政收入的增长快于GDP增长速度。
为研究GDP与财政收入的关系引入有关指标进行分析：
先分析财政收入占GDP比重（RGOI/GDP），这一比重兴旺国家一般在40％～50％左右，个别国家如瑞典高达60％；
开展中国家为25％～30％左右。
我国的比重呈现先降后升趋势,图1中1978年我国财政收入占GDP比重为34.5%,至1995年下降至9.7%,特别是1994年分税制实施后,财政收入占GDP比重逐年有所增加但增长幅度不大，2021年升至20.1%；
再引入财政边际收入率〔Et1〕和财政平均收入率（Et2）分析，财政平均收入率即财政收入占GDP的比重。
它反映了财政在GDP分配中的集中度和单位GDP对财政收入的奉献份额；
财政边际收入率就是当年新增财政收入总额与当年新增GDP总量的比率，如果财政边际收入率大于财政收入占GDP的比重（亦称财政平均收益率），那么说明财政收入有提高的趋势，财政的宏观调控能力有所增强，反之那么削弱。
1996年前Et1趋向＜Et2，1996年后趋于Et1＞Et2，说明财政收入的增长有赖于GDP的增长，GDP的增长将促进财政收入增加，且财政收入有提高的趋势。
图1:
经济增长与财政收入关系比拟
〔二〕经济增长与经济结构变动分析
表示产业结构变化的变量通常有三次产业的产值结构、劳动就业结构、资产结构和技术结构等，为了研究的方便，本文选用产值结构V1、V2和V3〔分别代表我国第一、二、三产业产值占国内生产总值的百分比〕来表示产业结构，利用实际国内生产总值GDP〔由名义国内生产总值指标按照可比价风格整得到—
=GDP/P,P为生产总值价格指数〕来表示经济增长。
为了消除时间序列变量回归后产生的异方差性和多重共线性而又不改变原来的协整关系，分别取自然对数，表示为LnGDP、LnV1、LnV2和LnV3，同时分以DLn*表示其一阶差分。
1．数据的平稳性检验〔ADF〕
扩展的单位根检验法是检验时间序列是否平稳最常用的方法，运用马克威软件对各变量分别进行ADF检验，结果如表所示：
变量的单位根平稳性检验
检验形式〔C,T,K〕
ADF值
临界值〔5%〕 临界值〔10%〕 结论
LnGDP
〔C,0,0〕-1.0311 非平稳
DLnGDP
〔C,0,1〕平稳
LnV1
〔C,0,0〕
-0.3036 非平稳
DLnV1
〔C,0,0〕平稳
LnV2
〔C,0,0〕非平稳
DLnV2
〔C,
升级会员 