收入贡献

收入贡献（共6篇）

收入贡献 篇1

1中国医疗卫生业的发展

近年来,我国医药产业发展迅速,尤其“十五”期间,我国医药行业总体保持快速增长,规模不断壮大。2009年医药工业总产值已达10048亿元,比2005年增长了5684亿元,年增长率为23%[1]。IMS Health曾作出预测,2011年中国药品销售额将超越法国和德国,成为继美国、日本之后的全球第三大药品市场,2013年中国药品市场规模将达4564亿元人民币(2008年仅为1703亿元),到2020年将成为仅次于美国的第二大药品市场,年均增速达20%[2],这意味着我国医疗卫生业将会迎来新的发展和更大的规模。

纵观我国历年统计年鉴中城乡居民人均医疗保健支出的数据,2000年城镇居民支出318.1元、农村居民仅为87.6元每人每年,而到了2009年,城镇居民支出达856.4元、农村居民上升至287.5元每人每年,并且都基本稳定在年均消费支出的7%左右。卫生总费用则是从1978年的110.21亿元一路飙升至2009年的17204.8亿元,排除CPI和汇率的影响,变化是巨大的。其中医院费用在经常性卫生费用占比重最大,并呈上升趋势,2006年达67.64%。2000年前,我国卫生总费用年均增速基本都超过GDP的年均增速;2000年后,卫生总费用年均增长速度为9.87%,略低于GDP年平均增长,预计2014年我国卫生总费用将达到22215.86亿元[3]。

2中国医疗卫生收入的贡献因素

关于卫生费用的上涨、医疗开支的变化以及卫生行业的发展,大部分研究为基于以下方面的定性分析。需求面:经济增长、城市化程度、人均收入、人口变化、老龄化、医疗保险的普及与覆盖;供给面:医生引致需求、医疗技术进步、政府对医疗卫生的公共投入、医生、病床提供数;其他:通货膨胀、疾病谱的改变等。

本文旨在通过横截面的静态实证研究,分析我国医疗卫生收入的贡献因素,为避免解释变量之间的多重共线性, 并考虑到数据的可获得性,选取了四个最基本的指标进行探索,分别是人均GDP、人口数、城市化程度、以及代表老龄化水平的65岁以上人口所占比例。

2.1 人均GDP

人均GDP代表经济发展水平和人民的收入水平,也决定了人们对卫生服务的购买能力。国外学者很早就留意到人均GDP是人均卫生费用最主要的解释变量之一。例如Newhouse(1977),Gertdtham和Sosson(1992),Hitiris和Posnet(1992)使用OECD(经济合作与发展组织)国家数据,实证结果发现GDP是影响医疗费用支出的最重要的因素。Newhouse的研究还发现,医疗支出中超过90% 的变化可以由收入来解释[4],同时大多数学者研究得出的医疗支出的收入弹性约为1[5],医疗保健通常被认为是正常商品,人均GDP也许是我国医疗卫生收入的关键贡献因素。

2.2 人口数

由于人口绝对数的增加,即使在人均费用不变的情况下,卫生总费用也会随之上升,从而促进医药卫生市场的发展。有研究表明,自1965-1985的20年间,美国个人卫生保健费用年均递增12.4%,其中人口增长的影响是10%,占上涨因素中的8.06%[6]。中国卫生总费用课题组的研究也表明,我国在1978-1994年的16年间,由于人口增长带来了7.68%的卫生总费用增长[7]。因此,持续增长的人口必然要求更多的卫生服务量,这也将是医疗卫生收入增长的主要贡献之一。

2.3 城市化

医疗卫生服务具有不可贮存性,其生产、交换和消费同时发生,这就会产生聚集性的需求,卫生行业的发展规模对当地的市场容量依赖性很强。因此,城市化是医疗卫生业发展的助推器,城市的医疗卫生需求更多、购买能力更强,同时卫生服务供给水平更高、市场资源更优,这促成城市的医疗卫生服务的规模越大,从而具有规模上的聚集效益[8]。城市化进程可用城市化率来表示,而城市化率等于该地区城市人口数除以该地区的总人口数。1997年我国的城市化程度仅为32%,如今已增加值43%,预计2017年将可达到52%[9],预期这一变量对医疗卫生收入具有正向影响。

2.4 老龄化

一般认为,高于65岁和低于15岁的人口比例是影响卫生服务需求和医疗开支的重要决定因素。因目前我国新生儿出生率放缓,本研究中仅纳入不断上升的老龄化这个变量。并且老年人的患病率较高,慢性病较多,据卫生部调查显示:老年人发病率比青壮年高3-4倍;住院率高2倍;一般情况下,60岁以上年龄组的医疗费用是60岁以下年龄组医疗费用的3-5倍[10]。人口老龄化进程导致了卫生服务需求的增加和费用支出的大幅度增长。因此直觉上的假设是人口老龄化是近年我国卫生开支增长的重要因素之一,医疗卫生业收入也随着该截面老年人口比例的提高而提高。

3基于省级医疗卫生收入的横截面研究

3.1 数据来源

因我国省级层面的卫生费用统计资料有限,第一次全国经济普查为此次实证研究提供了较为全面的数据支持。本文数据来源于《中国经济普查年鉴2004》、《中国统计年鉴2005》、国家统计局、卫生部网站以及CNKI中国统计年鉴数据库。笔者借助2004年我国各省市、自治区的横截面数据,横向考察了经济发展水平、城市化水平、人口数以及老龄化水平四大基本因素对我国各省医疗卫生业收入的影响。

其中医疗卫生收入的统计口径包括:医院、卫生院及社区医疗活动部门、门诊医疗活动部门、计划生育技术服务活动部门、妇幼保健活动部门、专科疾病防治活动部门、疾病预防控制及防疫活动部门及其他卫生活动部门。

3.2 贡献因素模型

基于上述假设,笔者设定了中国各省市医疗卫生收入的贡献因素模型:

TI = β0 + β1 GPC +β2 PO + β3 UR + β4PA+ε

其中TI为各地区2004年医疗卫生收入;GPC为各地区的人均GDP,代表区域经济发展与购买力水平;PO为各地区的总人口数;UR为各地区的城市化率,即城市人口所占比例;PA为各地区的人口老龄化率,即65岁以上老年人口所占比例;β0为常数项,ε为随机误差项。各变量量纲:TI为人民币万元、GPC为人民币元,PO为人,UR、PA均为1%,样本量为31,通过SPSS软件对变量进行多元线性回归。

3.3 回归结果

回归结果显示,模型的拟合优度以及F、D-W值均符合要求,判定系数R2校正后达0.833,能解释各省医疗卫生收入变动的83.3%。在5%的显著性水平下,人均GDP、人口数、城市化率三个变量,与各省的医疗卫生收入在统计上相关性显着,并且参数均为正,即对区域医疗卫生收入有着显着贡献,而老龄化的贡献并不显着。

3.4 结论分析

现阶段,中国已基本解决了温饱问题,正快速向提高生活质量阶段过渡,人们比以往更加关注自身健康及公共卫生安全,对于医疗卫生消费也有着更多和更高的要求。

人均GDP代表着经济发展水平,一定程度上也代表人们的购买力水平,对医疗卫生消费起到正向的促进作用,其边际效果为:人均GDP每增加1元,各省的医疗卫生收入将增加约58万元。同时,每增多1人,各省医疗卫生收入将增加354元,在某种程度上可以理解为当年每人每年医疗卫生开支为354元。根据04年卫生统计资料,当年我国城镇居民人均医疗保健支出为528.2元,农村居民人均支出130.6元,回归结果基本与当年统计数据接近。

国民经济实力的增强是医疗卫生业发展的物质基础,而地区经济发展水平的高低则决定和影响了地区的供给水平以及人们对医疗卫生服务的需求。

城市居民消费能力强,对医疗保健的重视程度高,对中高端卫生机构的就诊需求不断增多。而农村居民的收入水平低,医疗保障体系覆盖程度不及城市居民,这抑制了其对医疗卫生服务的需求,此外还存在很多农村居民患了大病前往城市的医疗机构进行救治。所以城市化程度的加快,必然带来医疗卫生机构的快速发展,从而导致地区医疗卫生收入的增加。城市化率的边际效果为,各区域城市化率每提高1个百分点,医疗卫生业收入将增加约2.68亿元。

就本研究而言,人口老龄化率对医疗卫生收入的影响并不显著。因人口老龄化过程往往伴随着健康水平的提高、年龄别死亡率的下降和预期寿命的延长,这种趋势将会相对减少年龄别人均卫生费用[11],这在一定程度上抵消了人口老龄化过程中增加医疗卫生开支的影响。而中国无论城市还是农村,老人在65岁之后收入迅速减少,在一定程度上也制约了其对医疗卫生服务的需求。此外,发达国家一系列对卫生开支决定因素的经济计量学分析也证实,人口变化趋势可能仅仅解释一部分未来医疗开支的增长,而人口结构老龄化并不是一个显著的解释变量12。

因此,消费需求的增长与消费结构的升级,是直接推动我国医疗卫生业发展的主要因素,为各地区带来了不断增长的医疗卫生收入。现阶段,应加快医改的进程、推进基本药物制度的实施、扩大医疗保险的覆盖面、以及健全基层医疗卫生服务体系,并且积极引导、鼓励群众正确、理性地进行医疗卫生消费,从供给和需求两方面着手,促进医疗卫生行业快速、稳定、健康的发展,从而成为第三产业乃至整个国民经济发展的重要贡献力量。同时,政府需在未来进一步加大对卫生领域的投入,并使卫生支出向次级卫生机构、向农村和经济落后的地区倾斜,进一步提高中国医疗卫生机构服务的公平性。

4讨论

鉴于资料的可获得性,笔者仅收集到满足实证分析中各个指标的2004年横截面数据,因此不存在通货膨胀或者CPI的变化、以及政府重大政策产生的影响。本文仅从静态的省级层面研究了人均GDP、人口、老龄化、城市化四个因素对医疗卫生业收入的影响,未能进一步通过时间序列对我国未来医疗卫生业的发展进行有效的预测,相信这将是未来研究的一个方向。

此外,实证研究结果中老龄化的影响因素并不显著,但也存在这样一种可能:老龄化因素对卫生费用的影响长期才能显现,短期影响不大。笔者尝试通过获取各省65岁及以上老年人更细化的年龄段数据,逐一套入模型进行回归,以期观察能否达到使老龄化率这个变量的相关系数发生变化(预期由负相关逐渐转正,并在某一年龄段达到显着性)。但由于客观因素的限制,未能收集到理想的数据,因此,老龄化对我国医疗卫生业收入的影响有待进一步研究。

参考文献

[1]中国新闻网.2009年中国医药工业总产值达10048亿元[EB/OL].[2010-08-02].http://www.chinanews.com.cn/jk/2010/08-02/2441330.shtml.

[2]IMS HEALTH.IMS Market Prognosis 2009-2013:ASIA/AUS-TRALIA China 2009[DB/OL].[2009-03].http://www.im-shealth.com/portal/site/imshealth.

[3]卫生部卫生经济研究所.2007年中国卫生总费用概要[EB/OL].http://www.nhei.cn/KS 4/ks 001/yjbg/.

[4]周旭东,赖瑞南.国外卫生费用决定因素的研究进展[J].国外医学卫生经济分册,2006,23(1):2-5.

[5]何平平.我国卫生总费用的弹性测算[J].统计与决策,2006,5:87-90.

[6]雷海潮.卫生费用的影响因素及未来展望[J].中国卫生经济,1996,15(10):29-31.

[7]中国卫生总费用课题组.中国卫生总费用影响因素的计量经济学分析[J].中国卫生经济,1996,12,页27-28.

[8]何平平.我国医疗支出增长因素研究[D].北京:北京邮电大学文法经济学院,2007:48-57.

[9]石永进,王曦,张涛.多因素对中国卫生保健市场的影响[J].世界临床药物,2009,30(4):248-252.

[10]黄成礼.人口老龄化对卫生费用增长的影响[J].中国人口科学,2004,4:36-43.

[11]黄成礼.人口因素与卫生费用的关系[J].人口研究,2004,28(3):24-30.

[12]Alastair Gray.Population Aging and Health Care Expenditure.韩英杰(译).人口老龄化与医疗卫生费用[J].中国劳动经济学,105-114.

收入贡献 篇2

一、引言

随着金融改革以及证券行业创新发展的深入推进, 在强化监管处罚力度与稳步推进创新等背景下, 证券行业传统业务恢复增长, 创新业务发展迅速, 行业经营业绩好转。根据中国证券业协会公布的未经审计的2013年度证券公司经营数据, 中国证券行业全年实现营业收入1 592.41亿元, 同比上涨22.99%;代理买卖证券业务净收入759.21亿元, 同比上涨50.62%;证券承销与保荐及财务顾问业务净收入173.37亿元, 同比下降18.59%;投资咨询业务净收入25.87亿元, 同比上涨125.74%;受托客户资产管理业务净收入70.30亿元, 同比上涨162.71%;证券投资收益 (含公允价值变动) 305.52亿元, 同比上涨5.29%;融资融券业务利息净收入184.62亿元, 同比上涨250.99%。证券行业全年累计实现净利润440.21亿元, 同比上涨33.68%。

2014年, 行业创新改革的方向未变, 创新业务的发展将拓宽券商业绩改善的空间, 比如融资融券 (转融通) 、中小企业私募债、债券质押式报价回购、约定购回式证券交易、分级资产管理计划、集合理财、期权等产品类创新业务, 以及并购基金创设业务等必然会对券商带来收入结构的改变, 对业绩也会带来新的贡献。预计随着标的券范围的扩大, 两融业务将继续增长, 但增速有可能放缓。同时, 随着中小券商试点资格范围的扩大, 两融业务的竞争将越发激烈。股票质押回购业务无论是市场总规模还是券商业务占比仍有一定提升空间, 而衍生品业务和资产证券化等其他创新业务也将成为券商新的收入来源。此外, 券商公募基金产品的推出和业内并购重组的加速将成为证券行业新的看点。

二、中国证券公司创新业务对公司业绩的贡献

2012年传统经纪业务、承销业务对证券公司营业收入的贡献度首次下降, 2013年上半年这一贡献度虽略有回升, 但在投行业务同比萎缩的情况下, 融资融券、股指期货、资产管理等创新业务增长已在一定程度上弥补传统业务下降带来的损失。

自2010年3月31日融资融券业务开展以来, 随着国内投资者对融资融券业务的日渐熟悉, 个人与机构参与者越来越多, 融资融券业务规模也加速增长。据中国证券业协会数据统计, 融资融券余额从2010年底的128亿, 到2011年底的382亿, 再到2012年底的895亿, 2013年两市融资融券业务规模更是突破1 000亿元。截至2014年, 上市公司公开信息表明19家上市证券公司中, 已经开展融资融券业务的有宏源证券、东北证券、国元证券、国海证券、广发证券、长江证券、山西证券、西部证券、中信证券、国金证券、西南证券、海通证券、太平洋、兴业证券、东吴证券、华泰证券、光大证券、方正证券18家券商, 在经营结构中以融资融券具体财务数据公开的有5家, 其他的证券公司将融资融券业务和约定购回、股票质押式回购创新业务合并为信用业务进行统计。本文以在公告中公开了融资融券业务变化的上市公司为对象, 进行不同报告期的创新业务对其公司收入贡献分析。

(一) 融资融券业务在上市证券公司的相关公开数据统计 (以下表1、表2、表3、表4数据来源:华西证券华彩人生)

(二) 对不同报告期的数据分析 (以华西证券软件中有三个及以上公开报告期数据的公司为样本)

1.宏源证券、国元证券、方正证券融资融券收入变化柱状图

数据来源:华西证券华彩人生, 没有国元证券2013年12月融资融券业务收入统计数据。

由上图看出, 三家证券公司的融资融券业务的绝对收入随报告期呈稳步上升的趋势, 宏源证券2013年12月环比翻倍大幅上升。表3和表4数据显示方正证券、华泰证券的两融营业收入和利润的绝对数在2013年呈现出3倍左右的涨幅。各证券公司的融资融券业务毛利率在50%以上, 国元证券、华泰证券、方正证券稳定在90%以上。

2.宏源证券、国元证券、方正证券融资融券收入占主营业务收入比例的变化图

由下页图2可看到, 三家公司两融业务的收入占比随报告期稳步上升, 方正证券两融业务收入占主营业务收入的比例2013年由个位数上升到两位数, 翻倍增长。

数据来源:华西证券华彩人生。

方正证券2011年实现营业收入17亿元, 同比下降45%, 公司利润同比下降, 主要是受经纪业务和自营业务收入下降所致。在这种情况下, 创新业务开始贡献利润。2011年末, 融资融券业务收入为0.23亿元, 实现利润0.2亿元, 占公司税前利润的6%, 融资融券业务成为公司重要的利润来源之一。2012年末公司融资融券余额19.55亿元, 排名证券市场两融业务第十三位, 市场份额为2.18%, 为公司贡献收入1.3亿元, 占收入6%。2013年末, 两融业务收入4.6亿元, 占收入13%。

宏源证券2011年末, 融资融券余额市场占有率为1.72%。2012年公司融资融券业务快速发展, 2012年末两融利息收入0.48亿, 占营业收入的2.62%, 两融余额17亿元, 市场份额2.79%, 提升速度较快。2013年末, 两融业务收入占比为4.56%。

2014年年初融资融券余额增长可观, 据相关网站统计, 到2月26日, 沪深两市两融余额达3 873.16亿元。其中, 融资余额为3 850.02亿元, 融券余额为23.14亿元, 可见两融业务在证券业务发展中结构并不平衡。这和国内可融标的券种类和数量有关。国泰君安、中信证券等大型券商的融资融券在百亿元以上, 业务量占了市场份额50%以上, 而多家小型券商不足10亿。可见两融业务的竞争相当激烈, 大中型券商更有竞争力。

(三) 其他创新业务对上市证券公司的贡献

据华西证券交易软件统计, 资产管理业务是19家上市公司都开展的创新业务, 海通证券、中信证券大型券商资产管理规模上亿元, 对收入贡献波动从5%~10%以上, 而有些中小型券商资管业务量小甚至出现亏损, 出现了增产不增收的现象。其中, 较好的宏源证券资产管理业务2012年6月营业收入为2 207.26万元, 利润32.99万元, 占主营收入1.2%;年底收入为9 547.82万元, 利润提升到3 439.45万元, 占主营收入2.9%;2013年6月资产管理业务收入上升到21 143.4万元, 利润贡献11 908.77万元, 占主营收入8.71%;2013年末, 资产管理业务收入36 348.55, 利润19 470.17万元, 占主营收入8.83%。宏源证券的资产管理业务在上市券商中收入及占比都属于升幅较大的公司。另外, 对于部分有资格开展期货业务的证券公司, 能提供完整数据的宏源证券期货业务在4个报告期的收入占比都稳定在4%左右, 2012年末收入1.6亿元, 而2013年末达2亿元。在2013年末开展的私募股权投资业务带来了2 148万元的收入。

三、结论

通过前面对宏源证券证券公司融资融券业务、资产管理业务、期货业务两个会计年度收入占比变化的数据对比, 以及方正证券、国元证券和华泰证券融资融券业务收入占比数据的比较, 创新给证券行业收入带来强劲增幅, 改善了靠天吃饭的收入结构。与传统经纪、承销业务相比, 创新业务净收入绝对值仍然较为有限, 证券公司要实现盈利模式调整与转型发展, 需要更进一步突破。证券公司各项业务规模增长的同时, 市场同质化竞争也将加剧, 尤其是利率市场化趋势带来的融资成本上升及互联网金融可能带来的整个商业模式的转变, 都将对行业转型与创新提出更高的要求。

摘要：近年来, 中国证券行业创新发展的格局打开, 整个行业迎来历史性的发展机遇。伴随经济转型升级与多层次资本市场的建设, 资本市场成为市场化资源配置的主要场所。作为资本市场中介的证券公司通过业务创新实现的内涵式增长和通过兼并收购实现的外延式增长成为做大做强的主要手段。证券公司近年的业务创新是否给业绩带来增长, 可以上市证券公司收入结构的变化来进行观察。

关键词：证券创新业务,收入结构,收入贡献

参考文献

[1]中国证券业协会.中国证券业发展报告 (2012) [M].北京:中国财政经济出版社, 2012.

[2]中国证券业协会.中国证券业发展报告 (2013) [M].北京:中国财政经济出版社, 2013.

收入贡献 篇3

在税收增长原因问题的定性分析上, 先后经历了“三因素论”、“多因素论”以及“特殊因素论”。这些研究成果为进一步的实证分析提供了有益的分析视角。在实证分析方面, 由于对经济因素的影响作用进行测算, 不仅能说明经济因素自身的作用, 还能为税制和征管因素影响作用的实证分析提供有利条件, 因此, 对于经济因素在税收增长中贡献作用的估算, 一直是实证研究的重要突破口。

2 经济因素对税收影响的具体分析

2.1从税收弹性系数来看, 税收与GDP存在着较强的相关性

所谓税收弹性主要是指税收收入变化率与经济增长率 (通常用GDP变化率来表示) 之比。用ΔT代表税收收入变化量, ΔX代表GDP变化量, 则

Et=ΔT/T÷ΔX/X

即为税收弹性。当Et<1时, 称为税收缺乏弹性, 说明税收收入增长速度慢于GDP增长速度。当Et=1时, 称为税收单一弹性, 说明税收与经济同步增长。当Et>1时, 称为税收富有弹性, 说明税收收入增长速度快于GDP增长速度, 税收参与经济分配的比重有上升趋势。因此, 在一国财政收入主要依赖于税收的情况下, 为保证财政收入的正常增长, 满足政府履行各项职能的需要, 税制设计应使税收增长速度略快于经济增长速度, 即Et必须大于或至少等于1。当然, 税收弹性并不是越高越好。在经济发展水平较低、税基薄弱的情况下, 如果税收弹性过高, 有可能会损及税基, 阻碍经济的发展。

2.2 消费对我国税收收入增长的影响

消费是GDP的组成部分, 消费的增长, 可使GDP一对一地增长。不仅如此, 消费率的上升, 通过使投资乘数增加, 使投资对GDP的拉动作用增大, 增加了GDP扩张的速度, 扩大了税基。从1991-2005年的税收收入与社会消费品零售总额的变化可以看出, 当社会消费品零售总额有较大幅度的增长时, 税收收入的增长幅度也比较大。从统计数据可以看到从1991年到2005年这15年间, 税收收入增长了25788.37亿元, 平均年增长1719亿元, 而社会最终消费支出增长了82826亿元, 年均增长5521亿元。

2.3 财政支出对我国税收收入增长的影响

财政支出表明了财政对GDP的实际使用和分配的规模。通过财政支出的规模和结构实现资源的配置, 直接影响社会生产的规模和结构。根据瓦格纳法则, 财政支出会随着GDP的增加而增加。同时财政支出的规模直接决定了税收收入的增长, 因为税收作为财政收入的主要来源, 国家职能的实现, 依靠税收收入的比重。

3 实证分析

3.1 数据选择及处理

为了全面反映中国税收增长的全貌, 选择包括中央和地方税收的“国家财政收入”中的“各项收入”—Y作为被解释变量, 以反映国家税收的增长;选择“国内生产总值 (GDP) ”—X2作为经济整体增长水平的代表;选择中央和地方“财政支出”—X3作为公共财政需求的代表;选择“商品零售物价指数”—X4作为消费物价水平的代表 (上年=100) 。时间段为1978年到2007年。

3.2 模型设定及参数估计

将税收收入 (Y) 与GDP (X2) , 财政支出 (X3) 和CPI (X4) 的数据进行回归, 得到税收收入与各项因变量之间的回归方程:

Y=а+β2X2+β3X3+β4X4+μ

模型估计的结果为

Y=-36820.29+0.123817X2+0.140355X3+342.3363X4

3.3 将得到的参数进行检验

所有检验包括异方差检验, 自相关检验及多重共线性检验。

异方差检验采取white检验法。自相关检验是需查DW分布表, 再将结果与临界值比较。计算各个因变量之间的共线性, 再采用逐步回归的方法进行选择, 选择拟合效果最好的。

3.3.1 异方差检验

为了检验模型是否有异方差性, 进行white检验, nR2=7.149883, 在0.05条件下, 查x2分布表, 得临界值x2 (3) =7.81473, 比较计算的x2统计量与临界值, 因为nR2=7.149883>χ2 (3) =7.81473, 所以接受原假设, 表明模型不存在异方差。

3.3.2 自相关检验

根据样本容量n和解释变量的数目, 查DW分布表, 可得临界值dl=1.198, du=1.650, 回归结果中的DW=1.721627, 此时du

3.3.3 多重共线性

回归由结果可以看出, X3未通过t检验, 并且计算也可以得X3和X2之间高度相关性, 采用逐步回归的方法进行选择, 选择拟合效果最好的, 最后剔除解释变量X3。

最后修正多重共线性影响的回归结果为:

Y=-36205.44+0.150374X2+335.3236X4

这说明, 在其他因素不变的情况下, 当GDP增长一亿元时, 税收收入增长150.374万元, 当零售商品物价指数增长1%, 税收收入增长335.3236亿元。

摘要：分析了包括国内生产总值、消费及财政支出等经济因素对税收收入的影响, 在定性分析的基础上, 又实证分析了我国税收收入从1978-2007年的四个经济因素的统计数据, 得到了影响我国税收收入增长的多元线性回归模型, 该模型不仅验证了定性分析的结论, 而且为税收收入增长趋势预测提供了工具。

关键词：税收收入,经济因素,实证分析

参考文献

[1]高培勇.中国税收持续高速增长之谜[J].经济研究, 2006, (12) .

收入贡献 篇4

一、农民工资性收入的概念界定

随着经济转型和经济发展, 非农就业机会增加, 兼业农户逐渐增多, 农民收入结构日趋多元化, 且构成比重变动比较大, 但自20世纪90年代以来, 农村居民收入构成逐渐明确化、固定化。根据统计局的分类, 目前我国农民收入主要由工资性收入、家庭经营性收入、转移性收入及财产性收入四部分构成。农民工资性收入作为农民收入的构成要素, 是相对于家庭经营性收入而言的, 指农村劳动力受雇于单位或个人, 通过提供或出卖劳动而得到的货币收入[1]。它也是个动态的概念, 不同的发展时期有不同的来源构成, 按国家现行统计口径, 共包括三方面内容:一是农村居民在非企业组织中劳动得到的收入;二是农村居民在本地企业劳动得到的收入, 即农村居民“离土不离乡”出卖劳动力获得的工资报酬;三是农村居民外出从业得到的收入, 即农村居民“离土又离乡”出卖劳动力获得的工资报酬, 人们通常称之为农民工工资。

二、工资性收入成为农民收入的重要成分和农民增收的主导力量

随着农村经济多样化的发展, 家庭经营性收入增长呈下降趋势, 工资性收入份额增长迅速, 转移性收入和财产性收入变化不大 (见下表) 。

从农民收入中各构成要素占农民人均纯收入的平均份额看, 家庭经营性收入占农民收入的平均份额在1986年~1995年的10年间, 农民收入主要来自农业, 家庭经营性收入占农民人均纯收入的80%以上, 同期家庭经营性收入对农民收入增长的贡献份额达80%以上。但自1995年起, 中国农业经济告别了短缺时代, 家庭经营性收入就不再对农民收入的增长有巨大的推动作用, 原因是农业作为传统部门, 农业劳动生产率低于现代根源部门的劳动生产率以及大中城市和沿海发达地位的经济发展, 农村劳动力必然从农业部门向现代工业转移, 农民工资性收入从无到有, 至2005年, 其份额约占农民收入的1/3, 对农民收入增长的贡献逐渐增强, 到2001年~2005年, 在家庭经营性收入贡献出现负面效应的情况下, 农民工资性收入的贡献高达99.11%, 动态的看, 贡献率呈现出依时间逐渐增长的趋势。

单位:%

资料来源:根据《河南省统计年鉴》 (1987年~2006年) 统计数据计算得到。

三、工资性收入成为欠发达地区新农村建设的重要支撑

㈠农民工资性收入的增长为农业现代化的发展创造了必要条件

一方面, 大量农村剩余劳动力外出务工, 减少了农业生产人口, 推动了土地有序流转, 促进了土地规模经营, 提高了农业集约化程度和边际收益;另一方面, 外出务工人员带回的资金增加了对农业的投入, 改善了农业生产条件, 提高了农业劳动生产率。据河南省统计局的统计, 河南农民工资性收入为新农村建设提供的资金支持远远超过了政府对农村的财政转移支付, 如2004年河南省各级财政用于改善农村生产、生活条件的支出为300亿元, 还不到劳务收入的1/2 (当年全省劳务收入730亿元) , 而河南劳务大市——信阳, 2004年的劳务收入为当年财政收入的7.5倍。

㈡农民工资性收入的增长促进了农村管理体制变革和基层组织建设

农民工资性收入的持续增长是和农村劳动力大量转移就业分不开的, 农村人口大规模的转移流动, 促进了政府的管理创新和社会变革, 加快了以民主选举、民主管理、民主监督为重点的政治文明建设。如农村民主选举, 村民越来越倾向于接受能致富会赚钱的村长和党支部书记, 村长和书记如果没有外出的经历, 没有致富的经验, 就难以做下去。

㈢农民工资性收入增长提高了农民的生活水平

据专家测算, 1亿多农民进城务工, 每年可为农村增加5000亿元~6000亿元的收入[2], 如河南省农民人均工资性收入由2000年的473.68元提高到2005年的853.95元, 由占同期农民总收入的17.38%提高到21.64%, 绝对额增加了380.27元, 平均每年增长76.05元, 为农民生活水平的提高提供了保证。

㈣农民工资性收入的增长塑造了新型农民

农村劳动力流动就业是提高劳动力素质、培养经营管理人才的摇篮。农民流动就业, 不仅是增加收入之源, 也是人与物的要素结合在创造劳动力价值中得到发展、素质得到提高的基本条件和重要途径。以有文化的农村青年为主体的农民, 离别家园来到与原来环境有很大反差的现代文明城市和我国现代化发展的先导地区, 进入非农产业, 在竞争中出于生存和发展的内在需要, 必须学文化、学科学、学习各种新知识和新技术, 改变原来受小农经济影响的生活方式、价值观念、目标取向, 提高了各方面的素质。如在上海市环卫局务工的65名固始县青年, 因成绩突出, 受到上海电视台、中央电视台《东方时空》栏目的专题采访报道, 他们所在的团组织被上海市团委评为“先进团组织”, 有的加入了中国共产党, 一部分成为有文化、懂技术、会经营的新型农民。

四、工资性收入成为发达地区新的经济增长源

农村劳动力跨区域流动, 主要是流向东部沿海地区和大中城市, 这些劳动力在该地区的工资水平要低于当地同等劳动力劳动消耗的工资水平, 这个工资差距成为东部地区产业的超额性利润。刘易斯将这种差距称之为现代产业部门由于使用工资便宜的农村剩余劳动力而形成的剩余[3]。据测算, 一个农民工在珠江三角洲等发达地区的贡献, 折合成GDP约为全年3万元左右, 除去自身消费和带回家乡的费用, 还剩余1.5万元~2万元左右, 以平均每人按最低贡献1万元~1.5万元计算, 河南以2004年外出农村劳动力1557万人计, 当年为流入地区GDP所做的贡献约为1557万元~2335.5亿元。

进入大中城市的农村劳动力还成为城市经济所有制结构、产业结构调整的催化剂。他们适应城市经济建设规模扩张和结构调整的需要, 除了进入传统产业和劳动密集的工业外, 主要是进入城市人不愿干的建筑、服务、环保等行业, 化解了城市劳动力结构性短缺的矛盾, 已成为城市经济建设和市民生活正常运转中不可缺少的一部分。

五、工资性收入成为国民经济增长的重要动力源

有关研究表明, 一个农民由农村进入城镇就业后, 其消费需求平均会增加2倍, 其食品性消费需求会增加3倍以上[4]。可以想象, 数以亿计的农民进入到沿海地区、城镇非农产业, 一方面, 能够创造十分广阔的市场需求;另一方面, 边际生产率为零的农业剩余劳动力与非农产业的生产资料相结合形成新的生产力。微观上由市场对劳动力优化组合, 有较高的效率;宏观上, 节约了昂贵的稀缺资源, 发挥劳动力优势, 降低企业成本, 非农产业使用农村劳动力的综合成本相当于城镇劳动力的1/3~1/4, 能够在非农产业的结构优化中替代人力资本和技术资本, 农民工的实际工资远远低于城市国有企业职工。据测算, 1995年二者的差距就达到7381元, 即每雇佣一个农民工就等于节省了7381元的工资性支出[5], 或者说, 每一个农民工为整个国民经济增加了7381元的剩余积累。以2005年河南省农民工1557万人计算, 河南省农民工1年为国民经济提供的剩余积累就达1149亿元。

世界上许多国家现代化的过程表明, 一个国家的经济快速增长, 是同这个国家从工业化的结构变动和农业剩余劳动力的转移相联系的, 农村剩余劳动力持续转移, 将成为我国经济在相当长的时期内持续快速增长的重要因素。蔡昉和王德文等的研究发现, 劳动力转移对1982年~1997年中国经济增长的贡献为20.23%[6]。

六、工资性收入成为构建和谐社会的重要力量

城镇居民收入年增速8%~9%, 农村则为4%~5%, 导致城乡人均收入差距由20世纪80年代的1.8:1扩大到90年代的2.5:1再扩大到2003年的3.2:1, 如果把农村居民收入被高估的水分挤调, 把城镇居民享有的隐性福利和优惠折算成收入, 那么, 城乡居民事实上的收入差距可能为5:1~6:1, 远高于同期发展中国家的水平 (1.7:1) 。农民工资性收入的持续增长恰恰起到了缩小城乡收入差距、促进社会稳定的作用。如河南省城镇国有企业职工月平均工资由1995年的389.75元上升到2005年的1239.75元, 而农民工资性收入则由1995年的163.51元上升到2005年的853.95元, 二者收入差距由1995年的2.38:1下降到2005年的1.51:1, 并且随着经济社会的发展, 农民工资性收入会持续提高, 这一差距还将继续缩小, 最终达到城乡收入基本持平。

摘要：从农民收入各构成要素占农民收入的比重看, 工资性收入成为农民收入的重要组成部分;从农民收入各构成要素对农民收入增长的贡献率看, 工资性收入逐渐成为欠发达地区农民增收的主导力量和新农村建设的重要支撑, 成为经济发达地区新的经济增长源, 并且有力促进了国民经济的增长与和谐社会的构建。

关键词：农民收入,农民工资性收入

参考文献

[1]吴先满.城乡居民收入增长研究[M].北京:经济科学出版社, 2004.

[2]国务院研究室课题组.中国农民工调研报告[M].北京:中国言实出版社, 2006.

[3]王小鲁, 樊纲.中国经济增长的可持续性——跨世纪的回顾与展望[M].北京:经济科学出版社, 2000.

[4]郑新立.21世纪初的中国经济[M].北京:社会科学文献出版社, 2005.

[5]邓鸿勋, 陆百甫.走出二元结构——农民工、城镇化与新农村建设[M].北京:中国发展出版社, 2006.

收入贡献 篇5

江苏省徐州市自实施综合治税以来, 主要开展了以下综合治税项目:采集各类涉税信息;补办税务登记证;建立“先税后证”等制度;信息比对;其他形式。在实施过程中, 睢宁县、新沂县和邳州县严格按照市级指令, 广泛开展综合治税活动, 取得相对突出的成绩, 所以本研究选取睢宁县、新沂县和邳州县三县作为样本进行比较分析。

一、社会综合治税对样本县财政收入贡献的时间纵向比较

通过搜集相关数据并整理, 得到睢宁县、新沂县和邳州县三个样本县在实践综合治税近三年来的新增的税收收入 (见表1) 。

对睢宁县、新沂县和邳州县三县近三年来新增的税收收入进行比较, 可以看出, 睢宁县、新沂县和邳州县三县在实践综合治税活动以来, 从2008-2010年每一年的税收收入都得到很大幅度的增长。其中, 睢宁县和新沂县两县在2010年对2009年的税收增长幅度远超过2009年对2008年的税收增长幅度。邳州县在2010年对2009年的税收增长幅度不及2009年对2008年的税收增长幅度, 追究其背后的原因是2009年邳州县在实践社会综合治税的力度上高于睢宁县和新沂县两县的实践力度, 所以该县在2009年对2008年的税收增长幅度比较大, 实践活动的平稳使该县2010年对2009年的税收增长幅度相对有所降低。随着睢宁县和新沂县两县在2010年综合治税实践力度的加大, 带来两县2010年对2009年的税收增长幅度的较大变化。

二、样本县实践社会综合治税项目财源增加分析

(一) 睢宁县实践社会综合治税项目财源增加分析

根据表2所整理的睢宁县近三年来实践社会综合治税项目税源及财源增加情况, 比较睢宁县近三年来各治税项目所带来的财政收入增加比率, 可以得出建立“先税后证”等制度新增税源、通过信息比对新增税源、通过其他新增财源分别占新增税源财源总收入的47%、24%、29%, 其中建立“先税后证”等制度新增税源所贡献的财政收入增加比例最高, 该项治税项目收效特别显著。

(二) 新沂县实践社会综合治税项目财源增加分析

根据表3所整理的新沂县近三年来实践社会综合治税项目税源及财源增加情况, 比较新沂县近三年来各治税项目所带来的财政收入增加比率, 可以得出建立“先税后证”等制度新增税源、通过信息比对新增税源、通过其他新增财源分别占新增税源财源总收入的30%、66%、4%, 其中通过信息比对新增税源所贡献的财政收入增加比例最高, 该项治税项目收效极为显著。

(三) 邳州县实践社会综合治税项目财源增加分析

根据表4所整理的新沂县近三年来实践社会综合治税项目税源及财源增加情况, 比较新沂县近三年来各治税项目所带来的财政收入增加比率, 可以得出建立“先税后证”等制度新增税源、通过信息比对新增税源、通过其他新增财源分别占新增税源财源总收入的52%、25%、23%, 其中建立“先税后证”等制度新增税源所贡献的财政收入增加比例最高, 该项治税项目的实践效果显著。

三、实践社会综合治税的几点建议

通过以上的数据分析与比较, 可以得出社会综合治税将有助于提高县级财政收入的结论。基于此, 本文提出实践社会综合治税活动的几点建议, 以进一步提高社会综合治税对县级财政收入的贡献, 同时也为社会综合治税活动在我国的实践推广提供一定的借鉴和思考。

(一) 完善社会综合治税的法律制度

为改变目前我国社会综合治税在法律上的“瓶颈”, 应尽快完善相关法律法规, 国家应制定社会综合治税的具体操作制度和操作规范, 明确社会综合治税涉及各部门与税务部门的关系, 协助部门的权利和义务, 统一社会综合治税的实施条件、流程、争议处理规则、程序及协助费用来源, 规定协助部门不作为的责任认定及处理等, 在提高社会综合治税的框架下, 税源监控多部门协作的权威性和规范性, 便于税务部门及协助部门在操作时有据可循、有法可依。

(二) 提高社会综合治税管理主体的信息处理能力

税务部门要跟同单位和行业的情况, 有针对性地采取措施, 创建有效的信息采集形式, 如通过信息采集平台, 与工商、银行、海关等信息化水平较高的部门联网, 实现了交换和共享;通过税务部门派员派驻或跟踪几个部门, 及时收集了有关涉税信息, 通过与有关部门联合进行项目审查审批, 在项目实施的最初环节实现了信息交换。

(三) 增强社会综合治税管理主体的技术支持

建设一个实现工商、财政、税务、国库、海关、商业银行、交易等部门的横向联网、先进、可靠的部门间信息交换系统, 进一步增强了涉税信息采集的准确性、及时性和连续性, 提高了税务部门捕捉信息的水平。

(四) 规范社会综合治税的监督机制

为确保社会综合治税的落实到位, 应进一步完善监督制约制度, 建立一个全面的监督机制, 政府要将社会综合治税工作的落实情况作为各级政府及政府部门领导班子政绩考核的一项重要内容, 严格考核, 落实奖惩。建立公开公示的制度, 通过建立统一的管理平台, 将需要开展的工作, 各部门的工作情况及取得的成效在平台上予以公开, 各部门都能通过平台查询工作要求, 获取相关数据, 并对完成情况进行排名, 以促进各部门能按时完成各项工作, 以确保社会综合治税的健康发展。

摘要：社会综合治税是一项创新的综合治税方式。江苏省通过开展采集各类涉税信息、补办税务登记证、建立“先税后证”等制度、信息比对等治税活动, 取得显著成效。通过具体分析江苏省三个样本县的综合治税情况, 得出实践社会综合治税有助于提高县级财政收入的结论。为进一步提高社会综合治税活动对县级财政收入的贡献, 提出完善社会综合治税的法律制度、提高社会综合治税管理主体的信息处理能力、规范社会综合治税的监督机制等建议。

收入贡献 篇6

电价对电力资源优化配置起着重要的杠杆作用。为了充分发挥电价的杠杆作用, 2003年, 国家发展和改革委员会决定推行峰谷分时电价政策。

对于发电企业而言, 峰谷分时电价机制是一把“双刃剑”。它给发电企业带来了提高单位电量效益的机遇, 同时也加剧了发电企业之间的竞争。目前, 发电企业尤其是火力发电企业的发电成本急剧上升, 而基本电上网电价却仍由政府控制且难以调整。发电企业面临前所未有的经营压力, 其利润空间越来越少。[1]从这一角度来讲, 研究电量峰谷比变动对基本电售电收入的影响程度, 以至如何利用好峰谷分时电价政策, 对于发电企业提高经济效益具有十分重要的现实意义。

1 关于峰谷分时电价的理论概述

1.1 电量峰谷比、基本电售电收入的定义、假设与计算公式

电量峰谷比是指在基本电电量中高峰、平、低谷各时段电量的比例关系。为研究问题方便, 本文假设平时段电量在基本电电量中所占比例不变, 只研究基本电电量中高峰时段电量与低谷时段电量之间的比例关系。其计算公式如下:

电量峰谷比=高峰时段电量/低谷时段电量

基本电售电收入是指高峰、平、低谷各时段售电收入之和。其计算公式如下:

基本电售电收入=高峰时段电价×高峰时段电量+平时段电价×平时段电量+低谷时段电价×低谷时段电量

1.2 电量峰谷比变动对基本电售电收入贡献率的定义与计算公式

电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率与基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数都是相对值, 都是反映电量峰谷比变动对基本电售电收入影响程度的指标。电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率, 即由电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动率, 是以一个相对值来反映电量峰谷比发生变动后基本电售电收入的变动情况。基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数可以定义为基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之比。

设:电量峰谷比变动前:

电量峰谷比为k1, 基本电售电收入为R1;

电量峰谷比变动后:

电量峰谷比为k2, 基本电售电收入为R2;

电量峰谷比变动量为△k, 电量峰谷比变动率为δ1;

由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动额为△R, 由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动率 (即电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率) 为δ2;

基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数为φ。

根据上述定义可得:

△k=k2-k1

△R=R2-R1

δ1=△k/k1= (k2-k1) /k1

δ2=△R/R1= (R2-R1) /R1

2 YM发电公司电量峰谷比变动对基本电售电收入贡献率的数学推导

2.1 YM发电公司200X年1月份电量峰谷比变动对基本电售电收入贡献率的测算

YM发电公司200X年1月份基本电电量、电价、电量峰谷比与售电收入如表1所示。

我们先假设基本电电量合计不变, 平时段电量不变, 电量峰谷比合计上调10%, 分析电量峰谷比变动对基本电售电收入的影响程度。

设:电量峰谷比变动前:

高峰时段电量为x1千千瓦时, 平时段电量为y1千千瓦时, 低谷时段电量为z1千千瓦时, 电量峰谷比为k1, 基本电售电收入为R1元;

电量峰谷比变动后:

高峰时段电量为x2千千瓦时, 平时段电量为y2千千瓦时, 低谷时段电量为z2千千瓦时, 电量峰谷比为k2, 基本电售电收入为R2元;

∵平时段电量保持不变

∴y1=y2=181832.50 (千千瓦时)

由已知条件可得:

x1/z1即为变动前的电量峰谷比k1

k1=x1/z1=1.405627382

电量峰谷比变动后:

变动后的电量峰谷比为:

解得:

∵假设电量峰谷比合计上调10%

电量峰谷比变动前的基本电售电收入 (增值税税率为17%) :

电量峰谷比变动后的基本电售电收入 (增值税税率为17%) :

由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动额:

由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动率 (即电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率) :

基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数:

我们从计算结果可以看出:若YM发电公司200X年1月份的电量峰谷比变动10%, 它引起的基本电售电收入变动率 (即对基本电售电收入的贡献率) 为1.141014884%;基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数为0.114101488。这说明基本电售电收入变动对电量峰谷比变动是缺乏弹性的。

我们再假设电量峰谷比变动20%、30%、40%、50%, 并分别计算各种情况下电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率与基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数。计算结果如表2所示。

根据以上计算结果, 我们可以绘制出下列统计图 (图1) :

2.2 YM发电公司200X年2—6月份电量峰谷比变动对基本电售电收入影响程度的测算

YM发电公司200X年2—6月份基本电电量、电价、电量峰谷比与售电收入如表3所示。

我们仿照上述计算程序, 分别计算YM发电公司200X年1—6月份电量峰谷比变动对基本电售电收入的影响程度。计算结果如表4-表9所示。

根据以上计算结果, 可以绘制出下列统计图 (图2-图6) 。

2.3 YM发电公司基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间的函数关系

2.3.1 YM发电公司基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间的函数表达式

我们从以上统计表和统计图中可以看出:YM发电公司基本电售电收入的变动与电量峰谷比的变动存在一定的规律, 基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数约等于0.1。这也就是说, YM发电公司电量峰谷比每变动10%, 基本电售电收入变动1%左右。我们从而可以得出这样的结论:YM发电公司基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间近似地存在线性关系;在一定区间内, 我们可以认为其函数表达式为:y=0.1x。该函数的一阶导数就是基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数, 其几何意义是该直线的斜率。

我们从以上统计表和统计图中还可以看出:当YM发电公司电量峰谷比变动率变动相同的幅度时, 基本电售电收入变动率的变动幅度呈递减趋势, 即电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率的变动幅度呈递减趋势, 基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数的变动幅度呈递减趋势。这符合西方经济学中的边际收益递减规律。

2.3.2 YM发电公司基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间的函数定义域

基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间的函数定义域就是电量峰谷比变动率的变化范围。我们依据YM发电公司四台机组在各种运行方式和各种工况下的最高负荷与最低负荷 (如表4) , 求出电量峰谷比的最大值与最小值, 就可以确定电量峰谷比变动率的取值范围。

为研究问题方便, 我们假设YM发电公司在所研究的月份内机组运行方式不发生改变。YM发电公司四台机组在各种运行方式和各种工况下的最高负荷与最低负荷、电量峰谷比及其差值如下表所示。

我们从以上测算结果可以看出, 当#1机组运行, #2、#3、#4机组同时停运, 且机组处于最优工况 (即高峰时段带最高负荷, 低谷时段带最低负荷) 时, 电量峰谷比取得最大值1.722 222 222;当#1机组运行, #2、#3、#4机组同时停运, 且机组处于最差工况 (即高峰时段带最低负荷, 低谷时段带最高负荷) 时, 电量峰谷比取得最小值0.580 645 161。我们由此可得:

从最优工况到最差工况的过程中, YM发电公司电量峰谷比最大变动量为:

从最优工况到最差工况的过程中, YM发电公司电量峰谷比变动率的最大值为:

从最差工况到最优工况的过程中, YM发电公司电量峰谷比最大变动量为:

从最差工况到最优工况的过程中, YM发电公司电量峰谷比变动率的最大值为:

我们由此可以确定基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间的函数定义域为:[-66.285119 7%, 196.604 938 3%]。

3 YM发电公司电量峰谷比变动对基本电售电收入贡献率的数学证明

3.1 YM发电公司峰谷分时电价盈亏平衡点的数学推导与分析

已知:高峰时段基本电电价为415.45元/千千瓦时 (含税, 增值税税率为17%, 下同) ;

平时段基本电电价为311.20元/千千瓦时;

低谷时段基本电电价为171.16元/千千瓦时。

设:高峰时段基本电电量为x千千瓦时;

平时段基本电电量为y千千瓦时;

低谷时段基本电电量为z千千瓦时。

当执行峰谷分时电价时的基本电售电收入合计等于执行平时段电价时的基本电售电收入合计时, 发电企业在执行峰谷分时电价上实现盈亏平衡;此时的电量峰谷比即为峰谷分时电价盈亏平衡条件下的电量峰谷比。据此可得下列等式:

解得:x/z=1.343309353

当电量峰谷比等于1.343 309 353时, YM发电公司在执行峰谷分时电价上实现盈亏平衡;此时的电量峰谷比即为峰谷分时电价盈亏平衡条件下的电量峰谷比。电量峰谷比等于1.343 309 353与YM发电公司实现峰谷分时电价盈亏平衡互为充分必要条件。当电量峰谷比高于1.343 309 353时, YM发电公司的基本电售电收入高于峰谷分时电价盈亏平衡条件下的基本电售电收入;当电量峰谷比低于1.343 309 353时, YM发电公司的基本电售电收入低于峰谷分时电价盈亏平衡条件下的基本电售电收入。由于发电企业的基本电售电收入与电量峰谷比之间存在正相关关系, 所以, 当基本电售电量一定时, 电量峰谷比越大, 发电企业的基本电售电收入就越多。

3.2 YM发电公司电量峰谷比变动对基本电售电收入贡献率的数学证明

以下是根据YM发电公司200X年1月份峰谷分时电价执行情况, 利用实现峰谷分时电价盈亏平衡条件下的电量峰谷比与基本电售电收入, 证明YM发电公司基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间的函数关系, 以说明上述推导过程与结果的正确性与合理性。

设:1.YM发电公司实现峰谷分时电价盈亏平衡的状态:

电量峰谷比为k1, 基本电售电收入为R1元;

2.YM发电公司200X年1月份实际执行峰谷分时电价的状态:

电量峰谷比为k2, 基本电售电收入为R2元;

3.YM发电公司200X年1月份电量峰谷比上调10%的状态:

电量峰谷比为k3, 基本电售电收入为R3元;

4.YM发电公司由实现峰谷分时电价盈亏平衡的状态变化到200X年1月份实际执行峰谷分时电价的状态:

电量峰谷比变动量为△k1,

电量峰谷比变动率为δ1,

由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动额为△R1,

由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动率 (即电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率) 为δ2,

基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数为φ1;

5.YM发电公司由200X年1月份实际执行峰谷分时电价的状态变化到电量峰谷比上调10%的状态:

电量峰谷比变动量为△k2,

电量峰谷比变动率为δ3,

由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动额为△R2,

由于电量峰谷比变动引起的基本电售电收入变动率 (即电量峰谷比变动对基本电售电收入的贡献率) 为δ4,

基本电售收入对电量峰谷比变动的弹性系数为φ2。

根据前面的推导结果可知:

我们从以上计算结果可以看出:1与2很接近。这足以说明:YM发电公司基本电售电收入变动率与电量峰谷比变动率之间近似地存在线性关系;在一定区间内, 我们可以认为其函数表达式为:y=0.1x。该函数的一阶导数就是基本电售电收入变动对电量峰谷比变动的弹性系数;其几何意义是该直线的斜率。我们从而证明了这一推导过程与结果的正确性与合理性。

4 结论

对于发电企业来说, 充分利用好峰谷分时电价政策, 使单位电量效益最大化, 是一项复杂而系统的工作。尽量增加高峰时段上网电量, 厂用电尽量安排在低谷时段, 是发电企业积极利用峰谷分时电价政策的原则。[1]

我们坚持“从实践中来, 到实践中去”的研究路线, 将西方经济学中的弹性理论同YM发电公司峰谷分时电价执行情况的具体实际相结合, 找出了该发电公司电量峰谷比变动对基本电售电收入影响程度的一般规律, 并利用该发电公司实现峰谷分时电价盈亏平衡条件下的电量峰谷比与基本电售电收入, 对上述规律进行了数学证明。这不但具有一定的理论价值, 而且对于发电企业的生产管理和经营管理工作都具有现实的指导意义。

参考文献

[1]胡辉明.电厂如何利用峰谷、丰枯电价掘金[N].中国电力报, 2004-11-30 (7) .