GDP与旅游收入（共8篇）
GDP与旅游收入 篇1
1 引 言
旅游业作为一个关联性极强的综合性产业, 与地区经济增长之间存在着不可分割的联系。重庆市旅游业起步于我国改革开放以后, 大发展于1997年直辖之后, 近年来旅游业在全市产业结构调整和社会经济发展中的作用日益凸显。为了准确判断重庆市旅游产业发展对地区经济发展的贡献, 本研究以1985—2007年旅游外汇收入和GDP为基础数据资源, 试图用单位根检验、协整检验和因果关系检验等分析方法构建重庆旅游外汇收入对GDP增长的贡献模型, 探索旅游外汇收入与GDP增长之间的内在关系, 以便旅游业界和管理部门正确估价旅游产业的带动作用。
2 文献综述
近年来, 随着旅游业的持续发展, 旅游产业发展与经济增长的关系问题引起了学术界的关注, 许多学者从不同角度探索旅游收入或旅游外汇收入与地区经济增长之间的关系, 并得出了三种结论。①旅游收入或旅游外汇收入促进经济增长。学者们对西班牙 (Balaguer & Cantavalla-Jord, 2002) 、中国湖北 (冯玮, 2004) 、海南 (卢江勇等, 2005) 、云南 (李兴绪等, 2004) 、苏州 (陶金龙等, 2004) 等地区的实证研究均得出了旅游发展促进经济增长的结论。②经济增长促进旅游收入或旅游外汇收入的增加。Chi-OkOh (2005) 对韩国的实证研究表明:韩国旅游业的发展与GDP的增长之间并不存在长期均衡关系, 而在短期内是经济增长促进旅游业的发展。③互相促进, 共同增长。Kulendran & Wilson (2000) 、Shan & Wilson (2001) 对澳大利亚、中国的实证研究表明国际贸易与国际旅游之间存在着相互促进的关系。
3 研究方案
3.1 重庆市旅游业概貌
重庆既是风景资源大区, 又是历史文化名城, 拥有大足石刻、长江三峡、抗战陪都遗迹等世界闻名的旅游名胜。直辖以来, 在重庆市委、市政府的强力推动下, 旅游产业发展十分迅速, 海外游客从1996年的16.17万人次增加到2007年的76.17万人次, 年均增长22.10%;旅游外汇收入从0.71亿美元增加到3.82亿美元, 年均增长21.68%。国内游客从1996年的1400万人次增加到2007年的8009.33万人次, 年均增长17.5%;国内旅游收入从42亿元增加到413.65亿元, 年均增长23.86%。其增长幅度与强劲的发展势头位列全国前茅。
3.2 数据来源
本文的模型数据均取自于《中国统计年鉴》、《中国旅游年鉴》、《重庆统计年鉴》中的相关数据, 鉴于数据的可获得性, 文中只选取了1985—2007年间的相关数据 (见表1) 。
续 表
3.3 数据分析方法
本文的数据描述与分析主要基于20世纪80年代初在计量经济学中提出的“数据驱动”型的分析理念, 选取改革开放以后重庆市旅游外汇收入与经济增长间的时间序列数据, 进而在此基础上对两者间的关系进行实证分析。在实际分析中, 本文首先是通过对旅游外汇收入与经济发展的时间序列数据进行协整检验, 然后再构建起两变量向量的自回归模型, 并用Granger因果检验对两者的关系进行因果检验。
本文用WHSR来表示重庆市旅游外汇收入水平, 用GDP表示重庆市地区生产总值;在使用这两组数据时, 分别用汇率和自然对数进行了转换, 对GDP取对数记为LGDP, 同样对WHSR取对数记为LWHSR, 因为对数化变换不但不会改变变量间的协整关系, 反而能够使其显性化, 从而方便我们构建模型, 以求能更好地反映两者之间关系的弹性值。另外, 文中还用到差分分析, 所以分别记一阶差分为DLGDP、DWHSR。在分析的过程中, 本文借用Eviews5.1软件获得了相关计量的统计数值。
4 重庆市旅游外汇收入与GDP增长的关系分析
4.1 描述统计分析
由于虚假回归问题的存在, 检验变量的非平稳性 (单整性) 是一个必须解决的问题。为了更好地观察重庆市地区生产总值与旅游外汇收入之间的关系, 首先我们进行了序列的描述统计分析, 利用Eviews5.1软件绘制了时序图 (图1) 和一阶差分序列图 (图2) 。
从图1可以看出LGDP 与LWHSR在1985—2007年的变动都呈上升的趋势, 并表现出水平序列的不平稳性, 而从图2的一阶差分序列显示出变量的一阶差分具有平稳性, 说明变量的一阶差分序列可能是平稳序列。但变量的一阶差分究竟是否平稳, 需要做进一步的单位根检验。
4.2 单位根检验
根据Granger因果关系检验的步骤, 在建立规范的协整关系模型以及用它进行估计之前, 首先必须得检验时间序列数据的平稳性, 因为如果随机变量是非平稳序列时, 在进行Granger因果检验时有可能出现伪回归现象, 从而导致错误的结论。鉴于此, 本文采用单位根检验方法对时间序列数据的平稳性进行检验, 选取Dickey—Fuller (DF) 单位根检验法判断变量单整 (Integration) 的阶。水平序列显示有时间趋势和常数项, 故在检验水平序列时确定选择有线性趋势项和常数项的检验方法, 而在做一阶差分单位根检验时, 选择仅含有常数项的检验方法, 滞后阶数以AIC和SC信息准则最小确定。检验结果如表2所示。
由表2可知, 在5%的显著水平下, 重庆市旅游外汇收入时间序列 (LWHSR) 的DF不能拒绝原假设, 进行一阶差分后, DLWHSR的DF统计值小于临界值, 拒绝原假设, 即序列达到平稳状态, 因此可以得出重庆市旅游外汇收入时间序列是一阶单整的, 记为:
LWHSR～Ⅰ
同样, 在10%的显著性水平下, 重庆市GDP增长数据序列 (LGDP) 的DF不能拒绝原假设, 进行一阶差分后, DLGDP的DF统计值小于临界值, 拒绝原假设, 即序列是平稳的, 因此可以得出重庆市地区经济生产总值序列是一阶单整的, 记为:
LGDP～Ⅰ
依据上述分析, 我们大致可以判定重庆市旅游外汇收入和GDP增长时间序列数据单整的阶是相同的。不过要判断出这两个时间序列是否具有协整关系, 还需进一步构建起旅游外汇收入和GDP增长之间的回归残差序列 (residual) 。
4.3 协整检验
LWHSR、LGDP为一阶单整序列, 符合协整检验的前提条件, 利用Engle-Granger两步法, 检验重庆市旅游外汇收入与GDP之间的协整关系。可建立如下协整回归方程:
LGDP=5.914394441+0.6454545304×LWHSR+ε
(103.9873) (23.11215)
其中 R2=0.962174 DW=1.009509 F=534.1717
从模型的估计结果来看, DW值过小, 所以变量存在一阶自相关, 进行自相关检验, 检验结果为:
LGDP=5.876098869+0.6587964832×LWHSR+
(58.09587) (13.98885)
[AR (1) =0.4060696387]+μ
(2.062267)
其中 R2=0 .969238 DW=1.833093 F=299.3181
此时, 协整方程各个检验项均通过, 表明重庆市入境旅游每增加1个百分点, 能拉动重庆市GDP增长约0.66个百分点, 这意味着重庆市入境旅游对经济增长有非常显著的拉动效应。进一步对残差进行单位根检验, 仍然选择DF检验法, 按照SIC准则确定的滞后阶数为0, 选取仅有常数项对回归方程的残差进行单位根检验, 结果表明:序列残差在任何显著水平上都是平稳的, 说明LGDP与LWHSR之间存在协整关系。
4.4 Granger因果检验
协整检验结果表明重庆市旅游外汇收入与GDP增长之间存在长期的均衡关系, 但这种均衡关系是否存在因果关系及因果关系的方向如何, 还需要进一步验证, 为此我们对两个变量进行了Granger因果关系检验, 以判定重庆市旅游外汇收入与地区生产总值之间的因果关系及其方向, 检验结果如表4所示。
由表4可知, 在5%的显著水平下, 滞后期分别为1到5时, 重庆市GDP增长均不是旅游外汇收入变动的原因;同样, 滞后期分别是2到5时, 重庆市旅游外汇收入也不是引起地区GDP增长的原因。但是当滞后期为1时, 重庆市旅游外汇收入不是经济增长的原因在5%的显著水平下被拒绝, 而GDP增长不是重庆市旅游外汇收入的原因则被接受, 说明重庆市旅游外汇收入与GDP增长之间存在单向的因果关系, 即随着入境旅游发展, 旅游外汇收入增长能够促进重庆市地区生产总值 (GDP) 的增加。研究结果表明:在短期内重庆市旅游外汇收入是导致地区生产总值 (GDP) 增长的原因, 而重庆市地区生产总值 (GDP) 的增长对其入境旅游的发展没有明显的因果关系。
5 结论与建议
5.1 结论
协整分析表明:从长期看, 重庆市旅游外汇收入与地区生产总值存在着长期均衡的协整关系, 重庆市旅游外汇收入每增加1个百分点, 能拉动重庆市GDP约0.66个百分点的增长, 由此说明重庆市入境旅游所产生的旅游收入对重庆市经济增长有非常明显的拉动效应, 作为旅游收入重要组成部分的旅游外汇收入在重庆市国民生产总值中的地位是不容忽视的。Granger因果检验表明:从短期看, 重庆市旅游外汇收入与GDP有着单向的促进关系, 即入境旅游发展, 旅游外汇收入的增长能够促进重庆市地区生产总值 (GDP) 的增长。
5.2 建议
5.2.1 塑造世界级旅游品牌, 增强重庆旅游在海外市场的吸引力
重庆市历史久远, 文化深厚, 旅游资源丰富。根据旅游资源的特点、空间分布、发展条件和海外市场的需求的发展趋势, 应当重点打造在国际上有影响的反映中国9世纪到13世纪佛教、道教和儒家思想和谐相处局面的大足石刻, 风光无限、地灵人杰、中国古文化发源地之一的长江三峡, 以世界反法西斯远东战场指挥中心闻名于世的“陪都文化”, 世界温泉之都和被誉为“东方麦加城”的河川钓鱼城等旅游精品, 从而增强重庆旅游产品在国际市场上的影响力, 大力发展以港澳台、日韩、西欧、美国为主要客源的入境旅游市场, 增加旅游外汇收入, 进一步促进重庆市GDP的增长。
5.2.2 针对性促销, 拓展海外客源市场
重庆市的海外客源主要是日本、美国、西欧、东南亚、中国台湾五大市场。应该根据客源市场的不同区域、不同国别进行有针对性的促销活动。例如:三峡旅游产品相对于北京、桂林等旅游产品在日本市场价格较高, 在中国台湾市场价格也不低, 因此, 重庆对日本、中国台湾的促销重点是降低旅游产品直观价格, 增强价格竞争力, 并且充分利用重庆至名古屋的航线优势, 扩大市场的覆盖面;对于促销见效快的东南亚市场, 重庆与其有着较多的旅游业务联络, 加之东南亚国家旅客信奉佛教, 宜重点推出大足石刻等佛教旅游专项产品, 并利用重庆—曼谷的空中通道宣传该产品;对于香港市场, 重庆应充分利用“港龙航空”和“西航”两家航空公司天天有航班直达重庆、可进入性强的优势, 组合适宜香港消费者的产品, 推向该市场;处在欧洲大陆的德国、英国、意大利等国家的游客, 对以河流为主的休闲旅游产品非常感兴趣, 可利用长江三峡推出深受欧洲游客喜欢的游轮旅游;对于最稳定的客源市场北美则应突出以世界反法西斯远东战场指挥中心闻名于世的“陪都文化”, 并利用电视广告等形式加大宣传促销力度, 开通网络旅游预订方式, 与有实力的大旅行社建立起联系, 力争形成伙伴关系。
摘要：为探索重庆市旅游外汇收入与GDP增长之间的内在关系, 本研究以1985—2007年重庆市旅游外汇收入和GDP为基础数据资源, 采用描述统计、单位根检验、协整检验和因果关系检验等分析方法构建重庆旅游外汇收入对GDP增长的贡献模型。结果表明重庆市旅游外汇收入与GDP增长之间存在着长期均衡的协整关系, 旅游外汇收入每增加1个百分点, 能拉动GDP增长约0.66个百分点。旅游外汇收入对GDP的增长具有明显的拉动效应。
关键词：重庆市,旅游外汇收入,GDP,协整关系
参考文献
[1]Balagur, J.&M.Cantavalla-Jorda.Tourism as a Long-run Eco-nomic Growth Factor:The Spanish Case[J].Applied Economics, 2002, 34 (7) :887-884.
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[4]李兴绪, 牟怡楠.旅游产业对云南经济增长的贡献分析[J].城市问题, 2004 (3) :43-45.
[5]陶金龙, 袁勇志, 何会涛.苏州市旅游业经济拉动效应的实证分析[J].社会科学家, 2004 (5) :99-102.
[6]Chi-Ok Oh.The Contribution of Tourism Development to Eco-nomic Growth in the Korean Economy[J].Tourism Management, 2005, 26 (1) :39-44.
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[9]重庆市统计局.重庆统计年鉴[M].北京:中国统计出版社, 1985-2007.
GDP与旅游收入 篇2
热词之【收入】
与GDP同步非常必要
今年地方政府工作报告，民生亮点不少。一个突出的亮点是提出促进就业作为经济社会发展的优先目标，或者在指标上体现这一思路。这是符合国家在“十二五”期间的发展战略的。
还有，有些地方提出要实现居民收入与GDP同步增长，这是非常必要的，在个别年份超过GDP的增长也是正常的。只有居民收入跟上，才能有效拉动消费，使经济获得持续健康发展的动力。
但是，今年的国际经济局势还是比较复杂，同时我国的节能减排、产业结构调整任务很重，有一些劳动密集型产业面临着产业转移的压力，这都将对就业产生影响。
我们最近研究表明，“十二五”期间新增的就业人口比“十一五”期间还多，这与很多人的预想结果是不一样的。主要是因为我国人口受教育平均年限增加了，进入劳动力市场的年龄推迟了。因此，在“十二五”期间，我国的就业问题，特别是大学生的就业，还面临着很大的压力。
——莫荣（人力资源和社会保障部劳动科学研究所副所长、研究员）
热词之【教育】
学前教育是教改的突破口
看完各地政府工作报告中教育工作的整体规划，总体感受是各地在积极落实《国家中长期教育改革和发展规划纲要》的基本精神。
2010年被誉为“中国教育改革元年”，对于中国的教育改革来说，学前教育是突破口，也是整个教育体系当中基础中的基础，各地政府工作报告都着重提到了学前教育，各地先解决基本的入园条件，保证有园上，然后提高质量，保证上好园。这个问题抓得准，抓得好，部署也科学合理，是在解决为整个国民教育打基础的重要问题。
其次是高等教育发展问题，这也是各地政府工作报告中着重提及的内容。对于目前中国高等教育发展现状来说，其重点是提高质量、促进机制体制改革，让高等教育符合现代社会发展的整体需要，适应我国从人力资源大国向人力资源强国转变的需要，适应创新型国家建设的需要。
——周作宇（北京师范大学教育学部部长）
热词之【住房】
公租房成为保障房“宠儿”
各地能如此重视保障房建设，为今年实现开工建设1000万套保障房的目标奠定了基础，是一件大好事。加快保障房建设，一方面是弥补前几年在保障房建设方面的缺失，扩大保障范围；另一方面，也可以起到增加市场供应、抑制房价过快上涨的作用，给老百姓以信心。
从各地公布的计划看，公共租赁房将成为保障房发展的重点。这对解决中低收入家庭、新就业人员和外来务工人员的住房困难，将起到至关重要的作用。加快发展公租房等保障性住房，也会成为“十二五”规划的重点。
要实现对人民群众的承诺，完成1000万套的目标，还需要各地下很大的决心，想更多办法，努力完成。
——朱中一（中国房地产协会副会长）
热词之【医疗】
医院创收机制亟待改变
从这些地方政府工作报告中可以看出，各地在扩大医保覆盖面、提高医保水平和强化基层卫生设施建设上不断加码，老百姓将享受更多的医疗实惠。
但是，实现这些目标还只是完成了初步工作。各地还应该更加着力解决“看病难、看病贵”的核心问题。
新医改启动以来，各级政府已投入5000多亿元，但是“看病难、看病贵”的现况还没有得到很好的缓解，与民众的期望还有一定距离。原因就在于医院创收的机制没有改变。
随着医保覆盖面扩大加快，医疗资源的利用效率有待提高，控制成本和提高质量的任务将更加紧迫。对于个人来说，不在于报销多少，而在于控制医疗费用。若医疗费用跟大米一样价，你报四成，我也付得起；若医疗费用跟黄金一样贵，你报九成，我也付不起。
因此，建立控制医疗总费用的机制，早比晚好，主动比被动好。既要做加法，也要做减法，要下决心挤出那些不必要的、不经济的费用。
若现行医院管理运行机制不改变，必然会增加未来改革的成本。
——李玲（北京大学国家发展研究院教授）
热词之【社保】
新农保推进取决于财政力度
各省份把社会保障放在民生的重要位置。特别是加强了新型农村社会养老保险，各地方包括贵州等尚不发达的地区，都在着力推动这事。
截至2010年年底，全国有838个县（市、区、旗）和4个直辖市的大部分区县开展国家新农保试点，覆盖面达到24%，加上15个省份的316县的自行开展新农保试点，试点地区共有1.43亿人参保。在此基础上，今年的新农保试点将有望得到进一步扩大。
新农保的扩面，将有力促进社会公平以及拉动内需，这是值得大力推进的民生实事。它的推进速度，相当大程度上取决于从中央到地方的财政投入的力度。
GDP与旅游收入 篇3
虽然旅游产业已经超过石油产业成为全球第一大产业,但旅游产业的发展在各国经济发展中的地位是不尽相同的,这是因为旅游产业的发展不仅依赖于一定的旅游资源,较高的管理水平以及相应的政策支持,而且旅游业发展的重要基础是人们拥有足够的消费能力,亦即一个国家或者地区的经济发展水平在很大程度上对旅游业的发展具有非常重大的影响力。这就使得旅游收入与GDP之间存在某种关联关系。就我国旅游业的发展而言,这种关系在不同地区或者同一地区的不同发展阶段都存在比较大的变数,有关这方面的问题,我国的众多学者都针对相关问题,从不同角度对这一问题进行了阐述。
一般而言,针对具体产业的分析,理论界往往侧重于产业结构的探讨,这是因为,合理的产业结构不仅是产业发展的重要基础,同时也是提升产业竞争力和优化资源配置的重要举措。因此,旅游收入与GDP增长之间的关系,同样涉及到旅游业在某一具体地区的产业结构优化与整合问题,同样是我国理论界近年来研究相关问题的重要切入点。
一般意义上讲,旅游收入与GDP之间应该存在正相关关系,而且旅游产业的发展也可以在某种程度上带动相关地区交通运输业、餐饮业、住宿业甚至通讯业的发展,但这种观点在不同地区实际上存在非常大的差异,亦即旅游业是否真的能够在很大程度上带动一个地区经济的发展,从而促进GDP的增长是存在争议的,这是因为,相对其他产业而言,旅游业的发展所依赖的外部条件是比较苛刻的,例如,有些地区虽然拥有比较丰富的旅游资源,但旅游收入却相对较低,旅游资源没有被充分加以利用,对地区GDP的增长贡献相对较小。因而旅游收入的多少不仅与各地区旅游资源的数量与质量存在密切的关系,同时与各地区的经济结构、产出能力、收入水平、区位条件以及交通条件等都有着非常密切的关系,这就使得我们在考察一个地区旅游经济收入与地区GDP增长之间的关系时,需要考虑更多的因素。
随着我国经济总量的不断增加与人民收入水平的不断提高,旅游业的发展应该说具有非常好的前景,尤其是在目前我国投资增长逐步放缓与外贸出口出现负增长的前提下,消费的增长成为维持我国经济持续稳定增长的重要动力,这就需要政府出台相关的政策措施鼓励个人消费,而旅游业的发展无疑是实现经济增长的重要因素之一。
有鉴于此,我国众多学者与经济学家针对这一问题提出了自己的看法。赵朋佳和郭索在他们发表于《经济论坛》的“陕西省旅游业发展与GDP增长的关系”一文中指出,陕西省旅游业发展与GDP增长存在长期的动态均衡关系,并且在短时期内存在从经济增长到旅游业发展的单项因果关系。赵素、王爱民等在他们发表于《产业经济》的“我国旅游业发展与GDP关联性的实证分析”一文中利用模型分析和Granger检验结果得出的结论为, 我国旅游业发展与GDP增长存在80%的长期均衡关系。朱吉玉和李剑则在发表于《邵阳学院学报》的“基于GDP和旅游收入相关分析看旅游经济发展”一文中对安徽省2002年至2011年的相关数据进行了分析,并运用相关的数学模型对安徽省旅游收入与GDP之间的关系进行了横向与纵向比较,得出的结论为, 安徽省的旅游收入与GDP之间存在高度的正相关关系。但也有学者的研究结论对旅游收入与GDP增长之间存在正相关关系持反对态度。我国学者杨勇运用历史数据对改革开放以来中国消费旅游支出与经济增长之间的关系进行了实证检验,得出的结论为我国经济增长与旅游收入之间不存在稳定的因果关系。 笔者以为,这些研究结论均有可取之处,结论相悖的原因主要在于研究采用的模型不同或者采用的数据和研究对象不同,从而造成了结论的偏差,虽然这些偏差可能在具体实践中会给政府制定相关的政策造成误导,但所有这些研究成果毫无疑问为我国学术界针对相关理论问题的研究都做出了贡献,同样也为相关理论问题的解决提供了更多的解决方案,从这个意义上讲,这些研究的价值无疑是非常巨大的。
但笔者认为,这些研究成果大都是针对某一省份进行的论述,而针对一个相对较小的地区进行这方面研究的理论成果相对较少,而且,就目前理论界的研究成果而言,针对某一省份的研究结论实际上还是存在比较大的差异的,就旅游收入与GDP的关联度而言,虽然总体上大家都认可正相关的结论,但显然在程度上存在差异的,这一方面是因为这些研究所依据的具体数据都是以一个省为单位的,甚至是以全国的整体情况作为依据的,虽然具有高度的概括性,但对于指导具体地区的旅游业发展就不具备更多的实际价值了,因为旅游业在任何地区的发展都需要依赖当地的旅游资源与市场环境,这就需要将问题更加具体化,使理论研究的结论能够为相对较小地区的旅游业发展提供更为现实的决策依据,这也是本文写作的目的所在。
二、实证分析相关数据与图表说明
作为我国的经济强省,江苏经济的发展一直保持着比较高的增速,GDP总量在全国各省市中长期稳居第二位,不仅对全国GDP的增长做出了非常巨大的贡献,而且其第三产业的增长速度近年来远高于第二产业,产业结构的调整与优化也在不断推进。就旅游业的发展而言,一方面,由于江苏具有相对比较丰富的旅游资源,闻名遐迩的江南美景吸引着来自全国和全球各地的旅游者,为江苏省旅游业的发展奠定了基础;另一方面,江苏对于发展旅游业的政策扶持较多,管理水准在全国处于领先地位,因而旅游业在江苏经济发展过程中处于非常重要的地位,也是促进江苏产业结构调整与增加就业的重要举措。
但就江苏各主要城市的旅游业发展而言还是存在比较大的差异的,应该说形成这种差异的具体原因是非常复杂的,反映了江苏经济发展过程中的诸多因素与诸多问题。但就本研究而言, 笔者主要是从旅游收入与GDP增长之间的关系入手对相关问题进行探讨的,并试图通过对江苏省主要城市旅游收入与GDP增长关系的研究,寻求对江苏省相关城市在发展旅游产业过程中可以采用的一些具体措施。
(表格相关代码说明:GDPR代表GDP增长率;TR代表旅游收入;TRR代表旅游收入增长率;TRP代表旅游收入在GDP中所占的比重;TRC代表旅游收入对GDP增长的贡献率。)
三、数据处理与结果分析
由相关图表我们得出的基本结论总结为:
首先,就江苏省而言,其主要城市的旅游收入与GDP关系为正向关联,除南通市以外,笔者考核的所有城市中,2014年旅游收入的增长率都高于GDP增长率,旅游收入对GDP增长的贡献率都达到15%以上,最高的镇江市更是达到了21%以上。
（单位：亿元）
（资料来源：江苏统计年鉴 2014 年）
（资料来源：常州统计年鉴 2005—2014 年）
上述数据说明,旅游业已成为江苏省经济发展的重要推动力,不仅对地区GDP的增长贡献非常大,而且由于旅游业为劳动密集型产业,因而旅游业的增长毫无疑问会解决大量闲散人员的就业问题,从而为江苏省的消费增长打下了坚实的基础。但同时我们也应该看到,旅游业的发展除了必须具备一定的旅游资源以外,对区位的要求同样是非常高的,这就是为什么南通市旅游业的发展相对滞后于其他主要城市的重要原因,因为南通市不仅旅游资源相对较少,而且更为重要的是其地理位置位于江北,不利于借助江南所拥有的各种交通、信息、管理等其他资源,从而使其旅游业在GDP中所占比重一直比较低。
另一方面,旅游业的发展同样受到自身发展规模的制约,例如,苏州市虽然具有非常好的旅游资源与非常高的城市管理水平,但其旅游业在达到一定规模以后就很难再有比较大的增长了,这一方面是受到庞大基数的限制,另一方面也和旅游业的规模经济效益有着非常密切的关系,因为旅游业属于综合性非常强的产业,对区内交通、住宿、餐饮等行业的要求非常高,在规模达到一定程度以后,如果这些产业的发展相对滞后或者已经达到城市所能容纳的极限,旅游业的发展就会受到比较大的制约,因此,如果类似苏州这样的老旅游区域不能开发出新的旅游产品,吸引更多的国内外游客,在竞争日益激化的旅游市场中不断提升自己的管理水平,要想在未来经济发展过程中使得旅游业对GDP增长做出更大的贡献是非常困难的,原因在于各种旅游资源的利用基本上已经达到极限了。
其次,除南通市以外,江苏省各主要城市的旅游收入占GDP的比重都在13%以上,占比最高的镇江市达到了17.49%;旅游收入对GDP增长的贡献率都在15%以上,最高的镇江市达到了21%以上。
这一方面说明旅游业的发展确实为江苏省各主要城市带来了丰厚的回报,提升了地区GDP的增长速度,但另一方面也应该看到,这种对GDP增长的贡献也在逐步减弱,原因在于,一方面,江南的旅游业发展较早,各种旅游资源的利用较为充分,在达到一定高度以后,上升的空间已经非常有限了,例如,苏州市旅游业在GDP中所占的比重已经由本世纪初的15%以上下降到目前的12.34%,旅游收入对GDP增长的贡献率已经从本世纪初的20%以上下降到目前的17%左右。造成这种状况的原因一方面固然是由于苏州市其他产业,尤其是制造业,由于苏州工业园区对外商的吸引力巨大而造成的比重相对上升,但也不能完全排除旅游业在达到一定规模以后后继乏力的基本事实,因而如何开发更多的旅游产品,使之成为这些城市新的旅游景点就成为这些城市旅游业未来发展的重要课题。
再次,就纵向比较而言,笔者选取了常州市作为研究标的,常州市旅游业在笔者统计的10年数据中基本上是稳步增长的,从2005年的126亿元增长到目前的654亿元,旅游收入在GDP中所占的比重也是逐步提高的,从2005年的9.68%增长到目前的13.34%,从常州市GDP增长与旅游收入的散点图中也基本上可以看到这种正相关关系。
但常州市旅游收入对GDP增长的贡献率是不稳定的,其中,2012年旅游收入对GDP增长的贡献率最高, 达到了24.28%,而2008年的贡献率最低,只有10.81%,虽然整体而言, 常州市旅游收入对地区GDP增长的贡献较大,每年都在10%以上,这一指标高于或者接近常州市GDP增长的平均水平,但这种情况同时说明旅游业的发展受到多重因素的影响,政府在制定相关政策法规时,尤其要考虑到旅游业发展的综合性与复杂性,从理论上讲,由于旅游业的综合性较强,因而发展旅游业可以带动住宿业、餐饮业、交通运输业甚至房地产业与机械行业的发展,但政府在考虑这些乘数效应时首先应该看到的是城市发展旅游业的潜力,如果没有足够的旅游资源或者对旅游业管理水平较为低下,则这些乘数效应就不但不会产生,从而促进GDP的增长,反而可能造成大量的浪费,或者影响到其他产业的发展,因为就某一地区的经济发展而言,资源都是相对有限的,如果不能将资源用于发展对地区GDP增长有巨大作用的产业,则这样的投资对于地区经济发展而言就是不合理的。因此,如何解决旅游业与其他产业相互融合共同发展的问题同样是需要进行认真研究的课题。
四、产业结构调整与优化建议
上述分析表明,江苏省各主要城市的旅游业在经过了一段长时间的繁荣与发展以后,正处于一个由低级向高级过渡的重要时期,虽然就各主要城市的具体情况而言,旅游收入对GDP增长的贡献率存在差异,但总体而言还是对江苏省经济增长做出了比较大的贡献,但正如上述分析,这种贡献正在逐步弱化, 如果不能有效提升产业的产出质量,产业结构不能有效优化,则这种对于经济增长的促进作用将在不远的将来有可能逐步丧失,因为江苏省各主要城市除了产出规模较小的镇江以及旅游业相对落后的南通以外,旅游业的发展在规模方面已经基本达到极限,而解决这一问题的根本出路在于产业内部的行业优化与行业结构的调整。因为至少从理论上讲产业结构的高度化与集聚化不仅是现代产业发展的必然要求,同时也是提升一个地区经济发展水平的必然选择。因此,笔者以为,江苏省在发展旅游产业时至少应该在下述两个方面有所改进。
1.从江苏省旅游业发展的实际出发,创新旅游业发展模式。 根据笔者的研究结论,总体而言,江苏省各主要城市的旅游业虽然在过去30多年的改革开放过程中取得了辉煌的成就,为江苏省GDP增长做出了非常大的贡献,并且这种趋势还在延续,但江苏省旅游业粗放型的发展模式仍未根本改变,这集中体现为过多和过小的旅游公司以及低档次的酒店成为江苏省各主要城市旅游业发展的主体,这种小而散的结构使得江苏省各主要城市旅游业在发展过程中需要更多的资源支撑,这不仅是非常不经济的,而且相对较小的旅游公司不仅在市场开发的成本方面大大高于大公司,而且也对资源要素和生态环境带来了很大的压力。因此,实现经济增长方式的转变是产业结构高度化发展过程中刻不容缓需要解决的首要问题,亦即江苏省旅游业未来的发展模式应该体现为首先是行业内部需要进一步整合,政府应该出台相应的政策,扶持一些竞争力较强和资源优势较为突出的重点企业优先发展,鼓励这些企业对小型企业进行收购和兼并,首先在行业内部实现资源的相对集中,从而最终使整个产业的结构达到一个相对较高的层次,这不仅是提升江苏省旅游业竞争能力和加速旅游业发展最重要的举措,也是打造江苏省旅游业核心竞争力的必由之路。
2. 加快推进旅游业的多元化发展。江苏省各主要城市的旅游资源虽然不尽相同,但各主要城市还是总体上以观光旅游为主要特色的,这在我国经济水平相对较为低下的情况下当然是最明智的选择,因为观光旅游行业的发展不仅对江苏省旅游业具有非常重大的促进作用,同时,观光旅游行业对旅游业其他行业也具有非常重大的影响力,因为观光旅游业不仅会为住宿业、 餐饮业、娱乐业、交通业、零售业带来巨大的潜在收益,而且为江苏省的其他行业如通信、广告、乃至文化产业的发展带来巨大商机,同时也是江苏省创建旅游品牌的重要途径。
但再好的行业也有发展的瓶颈,也有规模的限制从而出现递减效应,就江苏省而言,由于长期依赖于自然风光与人文景观使得旅游业的发展在目前就已经遇到了一定的困难,因为这些景观一方面受到接待规模的限制无法取得更好的效益,另一方面,就市场运作而言,再好的景观对消费者而言通常情况下游览一次也就够了,重复游览的可能性非常低,加之随着我国经济的发展,相邻各省旅游业的发展也会在很大程度上分流江苏的客户,比如安徽与浙江近年来的旅游业发展就非常迅猛,对江苏省旅游业的发展也会形成一定的压力。因此,旅游创新就成为江苏省未来旅游业发展的关键所在,具体而言,人造景观与人文景观的创建是促使江苏省未来旅游业更上一层楼的必然选择,在这方面,常州市的恐龙园应该是可以借鉴的重要经验。常州本来是没有恐龙的,但常州市利用我国其他地区挖掘出的恐龙化石建立了中华恐龙园,并以此为基础创立了对客户具有非凡吸引力的恐龙游乐园,从而不仅将恐龙园打造成一个非常著名的旅游景点,同时也称为江苏省非常著名的娱乐园区,这个人造景观目前已成为常州市旅游业的标识,不仅对本省的游客具有非常大的吸引力,就全国旅游市场而言也同样是独树一帜的,这就不难理解为什么常州市在2012年旅游收入对GDP增长的贡献率可以超过20%了,因为正是在那一年,常州恐龙园的后续项目开始营业。因此,江苏其他城市如果能够利用当地资源或者移植其他地区甚至其他国家的旅游资源开发新的旅游项目,而不是单纯依赖现有的观光资源就一定会为地区经济的增长做出更大的贡献。
综上所述,江苏省各主要城市旅游业的发展对各地区GDP增长的贡献还是非常大的,各主要城市旅游收入与GDP增长之间也存在明显的正相关关系,但这种情况也在发生变化,如果不能在旅游创新与产业优化整合方面有更多的作为,这种正相关关系是可能发生不利变化的,这同样是应该认真研究与警醒的问题。
摘要：文章运用Eviews等相关数据模型对江苏省各主要城市旅游收入与GDP增长之间的关联性进行了分析;并在分析相关问题的基础上,对常州市2005—2013年的旅游收入与GDP增长之间的关系进行了纵向对比分析;得出的结论为,无论从横向还是纵向进行比较分析,江苏省各主要城市的旅游收入与GDP增长之间存在正相关关系;并对江苏省以及常州市旅游产业结构调整与优化提出了相应的对策与建议。
关键词：江苏省主要城市,GDP与旅游收入,旅游收入贡献率,对策建议
参考文献
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[2]常州统计年鉴.2014年
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[5]赵素,王爱民.我国旅游业发展与GDP关联性的实证分析[J].北京.产业经济,2012
[6]赵朋佳,郝索.陕西省旅游业发展与GDP增长的关系研究[J].经济论坛,2013
GDP与旅游收入 篇4
当前, 经济增长处在平稳增长阶段, 我国居民实际收入保持较高增长, 消费结构升级步伐加快。2010年以来, 城乡居民实际收入增速有所回调, 消费刺激政策效应减弱, 消费实际增速也开始下降。2012年城镇居民收入仅增长7.5%, 对2013年城镇居民消费增长将形成硬约束。
为了更准确地研究我国居民收入与消费对国民经济发展的影响, 本文将采用E-views分析软件, 通过协整检验、多元回归等方法研究居民收入与消费二者的关系, 以及其他因素对经济增长的影响。
1.1 研究方法
本文将采取E-views软件建立计量经济学模型。首先分别对收入与GDP、消费与GDP进行相关分析;然后进行平稳性分析和协整检验, 建立误差修正模型;最后针对影响我国GDP的其他因素建立行多元回归模型, 用逐步回归法筛选出影响较突出的几个因素, 并确定最终结论。
1.2 数据来源
数据来源于国家统计局网站, 变量包括:城乡人均家庭总收入、城乡居民年家庭总消费、国内生产总值、政府投资、进出口贸易等。
2 我国收入消费与GDP关系的实证分析
2.1 我国居民年人均总消费、总收入与GDP的序列相关检验
用D.W.检验对收入与GDP, 消费与GDP分别作相关分析, 如表1所示, D.W=0.199121, 给定显著性α=0.05, 得下临界值dL=1.38, 上临界值dU=1.51, 由于0 < D.W < dL, 故存在正自相关。用同样的方法检验我国居民人均家庭总收入与GDP的序列相关性, 如表2所示。
表2中的D.W=0.142774, 也存在正自相关。
2.2 收入与消费序列的平稳性检验
单方程计量经济学模型要求数据是平稳的。对这三组原始数据进行平稳性检验, 采用ADF单位根检验法。
由表3可知, p值是1.0000, 大于显著性水平α, 表明该序列是非平稳的。
同样, 表4中的p值大于0.05, 所以不能拒绝原假设, 认为该序列是非平稳的。
2.3 序列的单整检验
首先对一阶差分序列进行单位根检验, p值等于0.94, t统计量为-0.0889, 大于临界值-2.619160, 说明该序列仍是非平稳的, 因此要对原序列进行二阶差分单位根检验。
表6表明序列INCOME二阶差分不存在单位根。
综上所述, 非平稳序列{INCOME}经过二阶差分后为平稳, 所以它是二阶单整序列。
对消费序列数据采取同样的方法。
由于序列{INCOME}和{EXPENDITURE}都是二阶单整序列, 因此它们之间可能存在协整关系, 结果如表7所示。
这些系数的t统计量或者p值都是显著的。两组序列均是I (2) , 回归后得到的残差项是平稳的I (0) , 因此它们之间存在长期稳定的均衡关系。
2.4 误差修正模型
建立误差修正模型:ΔlnEt=β0+β1ΔlnIt+λecmt-1+εt
本文选用1978—2011年家庭人均可支配收入和家庭平均每人全年消费性支出作为变量, 并利用城镇家庭人均可支配收入指数和城市居民消费价格指数分别将以上两组时间序列平减为以1980年为基期的实际值, 取自然对数, 记为lnIt 、lnEt。
先获取误差修正项, 得lnEt-1=1.041×lnIt-1+ecmt-1
然后对误差修正模型ΔlnEt=β0+β1ΔlnIt+λecmt-1+εt进行回归, 得:
lnEt=0.29+0.31 lnIt-0.1lnIt-1+0.77lnEt-1+ut
由R2值看出模型拟合优度较好, DW值接近2, 说明模型残差序列无自相关, Prob (F-statistic) < 0.01, 说明模型估计整体有效。
2.5 多元回归模型的建立
影响国内生产总值 (Y) 的主要因素有:人均可支配收入 (X1) 、人均消费 (X2) 、对外贸易进口总额 (X3) 、对外贸易出口总额 (X4) 、政府投资 (X5) , 为消除自变量自身的异方差性, 将对这六组时间序列数据取对数并建立多元回归方程:
lnY=β0+β1ln X1+β2ln X2+β3ln X3+β4ln X4+β5ln X5+μ
2.6.1 多重共线性的识别
根据表9, 得到回归估计结果是:
lnY=2.066+0.126ln X1+0.778ln X2-0.118ln X3+0.057ln X4+0.242ln X5+μ
(7.06) (0.75) (4.88) (-1.32) (0.71) (3.66)
R2=0.9988undefined2=0.9986 F=4486.998 D.W.=0.455
由于R2接近于1, 而且F=4486.998 > F0.05 (5, 27) =2.57, 故认为我国国内生产总值与上述解释变量间总体线性关系显著。但由于其中X1 、X3 、X4 前参数估计值未能通过t检验, 说明X1 、X3 、X4对因变量影响不显著, 故认为解释变量间存在多重共线性。
2.6.2 多重共线性的修正
分别作lnY与ln X1 、ln X2 、ln X3 、ln X4 、ln X5 间的回归, 得到以下模型最为理想
lnY=1.951+1.175 ln X2
(27.72) (123.81) R2=0.998 D.W.=0.21
用逐步回归法将其他解释变量分别导入 (结果略) , 得到回归结果为:
undefined
2.6.3 异方差检验
用ei对X2、X3、X5及平方项与交叉项作辅助回归, 得:怀特统计量nR2=12.241, 小于5%显著水平下, 自由度为7的χ2分布的临界值14.067, 说明该模型不存在异方差性。
undefined
3 结论与建议
3.1 实证结论
(1) 由上述分析可知我国人均家庭年总收入与城乡居民人均消费水平和农村居民人均消费水平之间存在着长期均衡关系。
(2) 收入与消费对我国国内生产总值的影响程度不同, 但居民消费水平对GDP的贡献较大。因此, 需要不断调整投资和消费的关系改善消费环境, 提高城乡居民消费能力。
3.2 政策与建议
影响因素主要是消费水平, 同时还有其他影响因素, 如进出口贸易和政府投资等, 因此国家在注重消费的同时也应关注进出口和政府投资状况情况, 应考虑各项因素的综合影响。
参考文献
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[5]陈军民.我国城乡居民消费差异对比[J].河北理工大学学报, 2008 (11) :104.
GDP与旅游收入 篇5
关键词：农民,人均纯收入,城镇居民,人均GDP回归分析,揭阳市
引言
揭阳市位于广东省东部,北靠梅州,南濒南海,东邻汕头、潮州,西接汕尾。陆地面积5 240.5平方公里。揭阳是粤东古邑,历史悠久。1991年12月7日,国务院( 国函[1991]84号文) 批准揭阳撤县建市( 地级) 。改革开放以来,特别是建市以来,揭阳市经济迅猛发展,经济建设取得长足的进步,城乡居民生活明显改善。从总量和增速来看,揭阳市城乡居民的收入都有不同程度的增加。但是,从城乡收入差距来看,却是一年比一 年扩大 ,从2006年的5 527元扩大到2013年的11 960元。为什么会出现这种局面 ,如何进一步提高揭阳市农民人均纯收入,缩小城乡差距,这就是本文想要研究和解决的问题。
一、变量和样本的选取
本文选取揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距作为衡量揭阳市城乡居民收入状况的指标,选取揭阳市人均GDP数据作为衡量揭阳市经济发展水平的指标,选取2006—2012年的相关统计数据作为样本来进行分析。
在变量关系方面,以揭阳市人均GDP作为自变量,以揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距作为因变量分别建立回归模型,通过定量分析来确定揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP的量化关系。
二、定量分析过程
( 一) 2006—2013 年揭阳市农民人均纯收入 、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均 GDP 数据( 见下页表1) 。
从下页表1的数据可以看到,揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入随着揭阳市经济不断增长出现持续增长,与此同时,揭阳市的农民人均纯收入与城镇居民人均可支配收入的差距越来越大。2013年,揭阳市人均GDP为26 866元 ,比上年增长14.2%,比2006年增长2.16倍 ; 农民人均纯 收入9 020元 ,比上年增 长12.1%,比2006年增长1.08倍 ; 城镇居民 人均可支 配收入20 980元 , 比上年增 长11.1%,比2006年增长1.1倍 ;城乡收入差距11 960元 ,比上年增长10.2%,比2006年增长1.16倍。
( 二) 运用SPSS软件 ,对2006—2012年揭阳市农民人均纯收入 、城镇居民 人均可支 配收入、城 乡收入差 距与人均GDP数据,进行相关分析、回归分析和检验,得如下结果。
1.相关分析
运用SPSS软件计算出来相关系数的结果( 见下页表2)。从下页表2可以看到,揭阳市农民人均纯收入与人均GDP的皮尔森系数为0.992,单尾显著性检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以我们认为揭阳市农民人均纯收入与人均GDP具有很强的相关性;揭阳市城镇居民人均可支配收入与人均GDP的皮尔森系数为0.998,单尾显著性检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以我们认为揭阳市城镇居民人均可支配收入与人均GDP具有很强的相关性;揭阳市城乡收入差距与人均GDP的皮尔森系数为0.998,单尾显著性检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以我们认为揭阳市城乡收入差距与人均GDP具有很强的相关性.
我们运用SPSS软件分别绘制出2006—2012年揭阳市农民人均纯收入与人均GDP的散点图( 见下页图1) 、2006—2012年揭阳市城镇居民人均可支配收入与人均GDP的散点图( 见下页图2) 、2006—2012年揭阳市城乡收入差距与人均GDP的散点图( 见P174图3) 。
数据来源:《 2012 年揭阳统计年鉴》、揭阳市 2013 年国民经济和社会发展统计公报( 揭阳市统计局、国家统计局揭阳调查队)。
注:**—在 0.01 水平( 双侧) 上显著相关。
从上页图1、图2和图3来看,三张图的散点大致上均呈直线趋势,因此我们判断2006—2012年揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP呈直线相关,从直线相关的变化方向来看,2006—2012年揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距的增长与人均GDP的增长变化方向是一致的,因此我们判断2006—2012年揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距的增长与人均GDP的增长均为正相关关系。
2.回归分析
我们运用SPSS软件对表1中2006—2012年揭阳市的相关数据分别进行回归分析,得到以下三个线性回归方程:
Y1=2 032.014+0.245X ( 其中Y1为农民人均纯收入,X为人均GDP)
Y2=4 582.433+0.6X ( 其中Y2为城镇居民人均可支配收入,X为人均GDP)
Y3=2 550.419+0.355X ( 其中Y3为城乡收入差距,X为人均GDP)
( 1) 方差分析
表3是线性回归方程1( Y1=2 032.014+0.245X) 的方差分析表 。从表3中来看 , 线性回归 方程1的F检验统计量 为303.175, 相应的概 率p值为0.000, 小于0.05, 可以认为变量农民人 均纯收入 与人均GDP两者之间 存在线性相关关系。
注:a.预测变量:( 常量) ,人均 GDP;b.因变量:农民人均纯收入。
表4是线性回归方程2( Y2=4 582.433+0.6X) 的方差分析表。从表4中来看,线性回归方程2的F检验统计量为1 343.067,相应的概率p值为0.000,小于0.05,可以认为变量城镇居民人均可支配收入与人均GDP两者之间存在线性相关关系。
注:a.预测变量:( 常量) ,人均 GDP;b.因变量:城镇居民人均可支配收入。
表5是线性回归方程3( Y3=2 550.419+0.355X) 的方差分析表。从 表5中来看 ,线性回归 方程3的F检验统计 量为1 428.589,相应的概率p值为0.000, 小于0.05, 可以认为变量城乡收入差距与人均GDP两者之间存在线性相关关系。
注:a.预测变量:( 常量) ,人均 GDP;b.因变量:城乡收入差距。
( 2) 回归系数分析
在表6中,给出线性回归方程1( Y1=2 032.014+0.245X)的参数和常数项的估计值,其中常数项系数为2 032.014,回归系数为0.245,线性回归参数的标准误差为0.014,标准化回归系数为0.992,T检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以可认为回归系数有显著意义。
注:a.因变量:农民人均纯收入。
在表7中,给出线性回归方程2( Y2=4 582.433+0.6X) 的参数和常数项的估计值,其中常数项系数为4 582.433,回归系数为0.6,线性回归参数的标准误差为0.016,标准化回归系数为0.998,T检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以可认为回归系数有显著意义。
注:a.因变量:城镇居民人均可支配收入。
在表8中,给出线性回归方程3( Y3=2 550.419+0.355X)的参数和常数项的估计值, 其中常数项系数为2 550.419,回归系数为0.355,线性回归参数的标准误差为0.009,标准化回归系数为0.998,T检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以可认为回归系数有显著意义。
注:a.因变量:城乡收入差距。
3.检验
我们用2013年揭阳市的人均GDP分别代入线性回归方程1、2、3,预测2013年揭阳市的农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距数据,然后将预测值与实际值进行对比,检验线性回归方程1、2、3的误差率。计算结果如下:
预测值与实际值的误差率 =( 实际值 - 预测值)/ 实际值*100%。
农民人均 纯收入预 测值与实 际值的误 差率 =( 9 0208 614.184) /9 020*100%=4.5%。
城镇居民人均可支配收入预测值与实际值的误差率 =( 20 980- 20 702.033) /20 980*100%=1.3%。
城乡收入 差距预测 值与实际 值的误差 率 =( 11 96012 087.849) /11 960*100%=- 1.1%。
三个指标预测值与实际值的误差率均控制在5%以内,说明线性回归方程1、2、3预测的准确性较高,通过检验。
( 三) 分析结果
GDP与旅游收入 篇6
财政收入是政府部门的公共收入,是国民收入分配中用于保证政府行使其公共职能,实施公共政策以及提供公共服务的资金需求。国内生产总值(GDP)是反映一个国家(地区)在一定时期内国民经济活动最终成果的总量指标。财政收入规模的大小受多种因素的制约,其中主要有经济发展水平,政府收入分配政策和价格水平三个因素。而财政收入与经济发展水平即GDP的关系是本文的研究重点。近年来,国内学者做了大量工作。庞瑞芝,张志超(2002)用回归模型,自回归分布滞后模型和误差修正模型(ECM),对我国经济转轨时期国家财政收入增长与GDP增长的关系进行了实证研究,认为我国财政收入对GDP弹性过低,财政收入与GDP增长之间不存在协整关系[1];丁文斌(2003)利用协整理论对北京市地方财政收入与GDP之间的关系进行分析,认为北京市地方财政收入与GDP之间存在协整关系,并建立了误差修正模型[2];彭志捌,蒋丽娟,张凤(2004)利用逐步回归分析方法建立国家财政收入回归模型,找出影响财政收入的显著性变量为农业增加值,工业增加值和社会消费总额[3]。陈新(2006)通过财政收入和GDP的数据研究,建立了财政收入同GDP之间的一元线性回归模型[4]。
通过上述文献的问题,可以看出,国内多数学者对财政收入与GDP之间关系研究,更多的是关注比重问题,而在两者之间数量关系的研究方面,主要采用的是线性回归分析方法,在未对变量的时间序列的平稳性进行检验的情况下,直接进行回归分析,容易产生虚假回归的问题,从而导致所建模型毫无解释意义。另外对拥有即将成为中国经济第三个支撑点(滨海新区)的天津市的财政收入与GDP关系的研究少之又少。本文将采用近年来广泛使用的协整理论,并利用天津市相关年份的数据进行分析,在协整检验的基础上,建立误差修正模型。
二、检验模型
由于应用传统回归分析方法进行估计与检验的前提条件是相关的随机变量必须具备平稳的特性,否则容易产生虚假回归的问题。考虑到本文采用的时间序列可能存在非平稳性,因此首先应对各变量分别进行单位根检验以判定各变量的时间序列的平稳性,若为非平稳,则检验这些变量之间是否存在协整关系,在协整检验的基础上,再对各变量之间是否存在格兰杰(Granger)因果关系进行检验。
(一)变量时间序列的平稳性检验
变量的平稳性检验的主要方法是单位根检验,根据变量的不同分布特征,常用的有DF检验法,ADF检验法。因为实际的经济时间序列通常不会是一个简单的一阶自回归过程AR(1),所以带有被解释变量差分滞后项的ADF检验法较为常用。其模型为:
模型Ⅰ(无常数项,无趋势项):
模型Ⅱ(有常数项,无趋势项):
模型Ⅲ(有常数项,有趋势项)
其中{ζt}为白噪声过程,dyt表示随机变量yt的一阶差分。dyt-i表示单位根检验的滞后阶数,按照SIC准则确定。
提出模型的原假设H0:ρ=0(即{yt}有单位根,是非平稳时间序列)
备择假设H1:ρ<0(即{yt}无单位根,是平稳时间序列)
计算ADF统计量,若ADF小于Mackinnon临界值,拒绝原假设H0,接受H1,认为{yt}是平稳时间序列,否则是不平稳的。
(二)变量间的协整关系检验
对两变量之间的协整检验主要采用的Engle-Granger两步法。模型如下:
设{yt},{xt}均为I(1)变量,首先用最小二乘法(OLS)建立模型,进行协整回归:yt=β0+β1xt+ut(4)
其中ECMt-1是误差修正项,即协整方程中的残差项et。在误差修正模型中,既有描述变量长期关系的参数,又有描述变量短期关系的参数;既可以研究经济问题的静态(长期)特征,又可研究其动态(短期)特征。
(三)变量间的Granger因果关系检验
协整检验告诉我们:变量之间存在长期均衡关系,但是否构成因果关系,需要进一步检验。如果变量x有助于预测y,即在对y做自回归分析时,如果加上x的滞后值能够显著的增强回归能力,则称x是y的Granger原因,也就是x中包含了预测y的有效信息。格兰杰因果性检验式如下:
检验的零假设H0:β1=β2=…=βq=0。若零假设成立,则有:
三、检验结果
(一)数据处理
本文用于分析的数据分别来自于《天津统计年鉴》(2007),《中国财政年鉴》(2007),样本数据为1978—2006年的年度数据,财政收入(CZSR)和地区生产总值(GDP)的数据均为按当年价格计算,见图1。由于数据的自然对数变换不会改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中的异方差,所以对实际的财政收入(CZSR)和实际的地区生产总值(GDP)进行自然对数变换,变换后的变量分别用LCZSR和LGDP表示,其变化趋势如图2。
从图2可以看出,LCZSR和LGDP都有不断增长的趋势,并且方向较为一致,而且表现出一种不平稳的特性,再对各变量进行一阶差分,一阶差分后的变量分别用ΔLGDP和ΔLCZSR表示,其变化情况如图3,从图3中可以看出,一阶差分变换后的变量的时间序列变得较为平稳。
(二)财政收入与GDP的单位根检验
本文使用EVIEWS5.1计量软件对各变量分别进行ADF检验,检验结果见表1。由表1看出,所有变量的对数序列在5%和1%显著水平上都是非平稳的;而所有变量的对数序列的一阶差分在5%显著水平上都是平稳的。
(三)财政收入与GDP之间的协整检验和误差修正模型
根据单位根检验,由于LCZSR和LGDP均为一阶单整过程,即LCZSR,LGDP~I(1),可以利用“Engle Granger两步法”来检验其协整关系。首先对LCZSR和LGDP进行协整回归,
注:Δ表示一阶差分;(c,t,k)分别表示单位根方程包括常数项,时间趋势项和滞后的阶数;“0”表示不包括常数项或时间趋势项;滞后阶数的选择按照SIC规则。
得协整方程为:LCZSRt=0.1561+0.7675LGDPt+ut(8)
很显然,常数项的t值不能通过显著性检验,说明模型中不存在常数项;DW值太小,说明存在正自相关。因此,加入解释变量和被解释变量的滞后因素,对LCZSR和LGDP之间的协整关系重新估计。根据SIC准则选择各变量的滞后阶数,得到如下方程:
各项系数均显著,并能通过各项统计检验,因此协整方程(9)的拟合优度很好。
(四)财政收入与GDP的Granger因果关系检验
由于LGDP与LCZSR均为I(1)过程并具有协整关系,故可对其进行Granger因果关系检验。检验结果见表2。Granger因果关系检验表明,在滞后阶数为1的情况下,在5%的显著水平下,财政收入与GDP存在着双向的因果关系;而在滞后阶数为2和4的情况下,在5%的显著水平下,GDP是财政收入的决定因素,而财政收入不是GDP的决定因素。因此,一般来说,GDP的变化能引起财政收入的变化,可以用GDP的变化来解释和预测财政收入的变化。
四、结论
根据协整检验,尽管天津市的财政收入和GDP都具有非平稳性,但它们之间却具有长期稳定的协整关系,就长期而言,天津市的财政收入与GDP之间具有统计上的高度相关性。从误差修正模型来看,短期内天津市的财政收入与GDP之间存在动态调整机制,由于误差项的存在,可以自动实现二者之间的长期均衡关系。
摘要：利用协整理论对1978—2006年天津市财政收入与GDP之间的关系进行实证研究,结论是:天津市财政收入与GDP之间存在长期稳定均衡的协整关系和短期动态调整机制;天津市财政收入与GDP之间存在Granger因果关系;通过误差修正模型可以具体解释协整关系背后的内在原因和作用机制。
关键词：财政收入,误差修正模型,Granger因果关系
参考文献
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[3]彭志捌,蒋丽娟,张凤.财政收入的逐步回归分析[J].江汉石油学院学报,2004,(6):329-33.
GDP与旅游收入 篇7
关键词：GDP,财政收入,VAR模型,脉冲响应函数,方差分解
1 引 言
财政收入是政府行使其职能的财政基础,GDP是国家经济发展水平的重要标志。在以往的文献中,探究GDP对政府财政收入影响的较多,且普遍认为GDP是财政收入的一项重要来源。但在财政收入对GDP影响方面的研究较少。政府的财政收入增加,在一定程度上能更好的保证其行使自身的公共职能,增强其对经济发展的调控能力,从而促进GDP的平稳发展。本文旨在对这种双向的影响机制进行探究,从而能够更好的指导现实经济的发展。
2 VAR 模型估计
2. 1 数据的选择和预处理
本文选用全国GDP和政府财政收入两个指标,为了消除两个指标的异方差,对上述序列均取自然对数,分别用x和y表示取自然对数之后的GDP指标和财政收入指标。
所有数据来 源于中国 统计局网 站,时间跨度 为1980—2013年,采用Eviews软件进行数据分析。
2. 2 单位根检验
为了保证序列的平稳性,在5% 的显著性水平下,分别对x和y序列进行ADF检验,根据ADF检验的结果可以看出: x序列和y序列的T值绝对值均小于对应的5% 水平绝对值,故不能拒绝原假设,即x序列和y序列均存在单位根,不平稳。经过一阶差分后,x序列在5% 水平下平稳; 经过二阶差分后,y序列在5% 水平下平稳。
2. 3 VAR 模型
VAR模型的一般形式为:
其中,E(εt) = 0,E(εt,Yi = 1) = 0,i = 1,2,…,p;
yt是( n×1) 向量组成的同方差平稳的线性随机过程,βi是( n×n) 的系数矩阵,Yt - i是Yt向量的i阶滞后变量,εt是误差项,在本模型中可视为随机干扰项。
根据AIC准则和SIC准则确定 最优滞后 项数为5阶,结果由于篇幅不在此展示。对VAR模型进行稳定性检验,得出所有特征根倒数的模都 落在单位 圆内, 故模型稳定。
3 结合工具对 VAR 回归模型进行分析
3. 1 脉冲响应函数
由于系数只是反应了局部的动态关系,并不能捕捉全面复杂的动态关系,而我们所需要关注的是一个变量变化对另一个变量的全部影响过程,在这种情况下通过绘制IRF脉冲响应函数可以比较全面的反应出各个变量之间的动态影响,见图1。
由 (累积) 脉冲响应结果可以看出,GDP受到财政收入正向冲击后,前四期趋于0稳定,从第四期开始正向上升,在第五期升到最大,以后趋于稳定; 财政收入受到GDP正向冲击后,从第一期开始财政收入开始正向上升, 在第二期达到最大,然后冲击作用开始下降,到第四期左右开始保持平稳。两者相互之间的正向响应作用明显,且财政收入对GDP的冲击反应更为快速和剧烈,GDP对财政收入的冲击反应表现出一定的滞后性,大概在一年 (第四期) 后开始上升。
从图2方差分解的结果可以看出,随着期数的增加, GDP变动方差由自身变动解释的部分逐渐下降,而由财政收入变动解释的部分逐渐增加,其中在第五期达到了峰值,即大约20% 的GDP变动方差由财政收入的变动所解释; 而对于财政收入的变动方差解释中,随着期数的增加,GDP和财政收入本身的解释比例基本稳定,即从初期开始,大约20% 的财政收入变动方差由GDP的变动所解释。
3. 2 方差分解
一般情况下,脉冲响应函数捕捉的是一个变量的冲击对另一个变量的动态影响,而方差分解可以将VAR模型系统内一个变量的方差分解到各个扰动项上。因此方差分解提供了关于每个扰动项因素影响VAR模型内各个变量的相对程度。
4 研究结论
GDP与旅游收入 篇8
一、湖北省地方税收入规模与结构分析
自1994年实行分税制以来,湖北省地方税收入整体规模相对于分税制改革前有了很大的提高,特别是进入2003年以后,地税收入增长速度明显加快,2003~2007年地税收入年平均增长率为22.6%(见表1)。
资料来源:国家税务总局网和湖北统计信息网,以下如无特别说明,所有图表原始数据均同此。
图1的曲线充分反映了这种变化及其趋势。而从地方税税种结构来看(如图2所示),2003~2007年湖北省地方税收入中比重较大的依次是营业税、企业所得税、个人所得税和城市维护建设税等4个,其他6个税种比重较小。
具体从营业税、企业所得税和个人所得税这三大税种收入情况来看,2003~2007年营业税在地方税收入占有比重均保持在45%以上;企业所得税为12%以上,个人所得税位于15%上下,三大税种占地方税总收入的70%以上。三者相比,营业税的增长率要远远大于两个所得税(如图3所示)。但是笔者将营业税与地方税总收入进行比较发现,营业税的增长要落后于地方税总收入的增长,这说明地方税中的小税种正在显著地发展,这与各级政府的宏观调控政策有关,譬如2004年底湖北房地产行业开始出现迅速发展,各级政府相关部门已着手房地产的监管,地税机关也加强了土地增值税及土地使用税的征管工作,因此2006~2007年土地增值税和土地使用税收入表现出极高的增长坡度(如图4所示)。
二、湖北省地方税与GDP关系分析
(一)总量分析
用于分析税收收入与GDP之间相互关系的指标主要有弹性系数、税收负担率(1)。本文根据湖北省近5年地税收入与GDP的发展情况,从定性分析与定量分析两方面研究了两者之间的辨证关系。湖北省2003~2007年地税收入与GDP增长的情况见表2。
从表2可以看到,近5年湖北地方经济发展迅速,全省GDP总量从2003年的5395.91亿元增长到2007年的6969.61亿元,年平均增长12.37%;同时湖北省地方税收入保持较快的增长势头,2006年超过200个亿,2007年达到了302.38亿元,增长速度由19%上升到26%,增加了7%。GDP总量不断平稳上升,按可比价计算的增长率均在10%以上,但没有超过20%,增长速度明显慢于地方税收入的增长速度,即使按现价计算,即当期价格没有剃除物价变动因素,其增长率仍然低于地方税收入的增长速度。由此可见,湖北省地方税收入与GDP均呈逐年增长势头,两者具有正相关关系,其中地方税收入对GDP的弹性系数为1.82,计算公式如下:
资料来源:国家税务总局网;湖北省地方税务局网;各市2003~2007年国民经济和社会发展统计公报。
此外,在仅考虑地方税收的情况下,湖北省宏观税负在不断增加,税收负担率由2003年的2.49%直线上升到2007年的3.3%。
(二)分城市对比分析
湖北省近年来经济发展态势良好,地方税收入翻了一番,但与东部发达地区相比,经济、税收都有很大的提升空间。为了更深入地研究湖北地方税收入与GDP的内在变动关系,本文还选取了湖北省经济较发达的5个市做进一步的比对分析(见表3~4)。
表3描述了武汉、宜昌、襄樊、十堰、黄石这五大城市近5年地方税收入及其占湖北省地方税总收入的比例变动情况。其中,武汉作为龙头城市继续发挥着举足轻重的作用,它的地方税收入占全省一半以上并有持续扩大的倾向,地方税收入增长率保持强劲增长趋势。而另一经济强市宜昌的地方税收入不及武汉市一半,税收增幅也较平稳。此外,襄樊、十堰、黄石地方税收入比重均低于10%,税收增长率集中在百分之十几。
表4表明,武汉市对全省的经济贡献作用十分突出,每年提供全省超过1/3的地区生产总值,远超过宜昌9.23%,襄樊9.01%,十堰4.61%,黄石5.28%,武汉、宜昌GDP增长率基本稳定在15%,襄樊、黄石迎头追上,而十堰市波动性较大。
三、湖北省地方税与产业结构关系的分析
(一)湖北省地方税与产业结构关系的总体描述
自1991年至今,湖北省产业结构调整的特征表现为轻重工业关系的再次调整与国民经济外向化市场化。现阶段湖北发展重点是运用高新技术和先进技术改造提升冶金、汽车、化工、轻纺、建筑建材等支柱产业,大力培育光电子信息、生物工程与新医药、新材料及先进制造业等具有优势与特色的高新技术产业。(2)从图5中可以看出,第二产业进一步增加,第一、三产业平稳提升;第二产业比第三产业的上升趋势要更加明显,这与政府产业发展政策密不可分。(3)
2003~2007年湖北省地方税收入中比重较大的依次是营业税、企业所得税、个人所得税和城市维护建设税等4个,其他6个税种比重很小。湖北省地方税收入这种“四大六小”的结构特征,是由湖北省第二产业和第三产业保持较高的GDP占有量及
较高的增长速度所决定的。
第二产业和第三产业的发展必然相应地导致由之产生的地方税种营业税、企业所得税和城市维护建设税收入的增加,同时二、三产业的发展也会带动就业的增加以及就业待遇的提升,因此个人所得税表现出较大的提高。
第一产业对于地方税收入的贡献较少的原因在于:其一,城镇土地使用税对直接用于农林牧渔业的生产用地法定免缴;其二,车船税对在农业部门登记为拖拉机的车辆及捕捞养殖的渔船法定减免;其三,企业所得税对于从事农林牧渔业项目的所得也给予减免征的政策等一系列对于第一产业有利的财税政策。
(二)产业结构变化对湖北地方税收入产生具体的影响
郭庆旺、吕冰洋(2004)通过建立计量模型研究产业结构变化对税收收入的影响,在此我们借用该模型,把口径换成湖北省地方税收入,进行一定的修正,分析产业结构变化对湖北地方税收入产生的影响。
1. 地方税总收入与产业结构之间的关系
建立以湖北省1994~2007年的地方税收入为因变量,湖北省当年第三产业产值与第二产业产值的比值为自变量的双对数模型。(4)模型设定为1n Taxt=β1+β2+1n D2t+ut,其中Taxt为湖北省t年的地方税总收入,已通过当年CPI指数调整为可比数值;D2t为湖北省t年的第三产业与第二产业的产值比值,β1为常数项系数,β2为第二、三产业结构对地方税收入的弹性,ut为随机扰动项。通过Eviews5估计地方税收入与产业结构的相关关系,结果如下:
可以看出,可决系数及修正可决系数并不很大,说明模型整体的拟合程度并不是很高;而检验回归参数显著性的t值较大,P值也接近于0,说明第二、三产业结构的变动对地方税收入的影响是显著的,即第三产业与第二产业的产值之比每上升1%,会引致地方税总收入增加4.69%。(5)
基于以上的计量分析,大致可以得出这样的结论:随着第三产业的不断发展与完善,湖北省第三产业与第二产业的产值比会相应提高,这会带动地方税收入的大幅提升。
2. 产业结构变动对某一地方税种产生的影响
产业结构变动对哪一个地方税种产生的影响将导致地方税整体出现大幅提升?笔者选定地方税中营业税与企业所得税,进一步分析这一问题。基于上述模型的假定和定义,再分别设立两个模型:
其中BT为营业税收入,CIT为企业所得税收入。通过Eviews5估计营业税、企业所得税与产业结构的相关关系,结果如下:
可以看出,模型在对企业所得税的解释上并不成功,但在营业税解释上模型拟合较好,第二、三产业结构的变动对营业税收入的影响是十分显著的,且第三产业与第二产业产值之比每上升1%,引致营业税收入增加5.12%,远大于对地方税总收入的地方税收入的促进作用。其原因主要在于湖北省第三产业(如房地产业、金融保险业、交通运输业、服务业、邮政通信业、娱乐业等)利润率较高,对营业税收入增长的影响也就比较明显。
四、湖北省地方税收入存在的问题及原因剖析
依据上述对湖北省地税收入与GDP和产业结构关系的数据分析,我们可以进一步探讨湖北省地方税收入存在的问题及其产生的原因。
(一)湖北省地税收入缺乏弹性
湖北省地方税收入与GDP均呈逐年增长势头,且两者具有正相关关系,但由上述计算结果显示我省地方税收入弹性1.82与我省国税收入弹性2.10(6)相差0.28个点。这是由地方税税种的特征所决定的。一般来说,我国的计税方法分为从价定率征收与从量定额征收两种。从价定率征收是按照课税对象的价值即货币单位计算,由该方法计算得到的税收收入与经济具有直接的关联性;从量定额征收是按照课税对象的自然计量单位计算,不能直接反映经济增长与税收收入增长的相关关系。我国国税收入包括增值税、消费税、企业所得税、个人所得税等主要是从价计征的税种,经济的发展将直接带动国税收入的增长,税收收入富有弹性。相比之下,现行地方税种除营业税和所得税外,其他都属从量定额课征的税种,如资源税、车辆购置税,都是以特定征税对象的销售数量或销售额作为计税依据。房产税、城镇土地使用税、土地增值税和车船税等,这些税种主要是对存量财富征税,与当期的GDP无关,GDP的增长不会影响地方税收入的提高。所以,地方税收入相对而言是缺乏弹性的。
(二)湖北地方税收宏观税负水平偏低
从上述分析可以看出,湖北地方税收宏观税负水平2.92%,低于全国水平5.25%,也低于周边省份安徽、江西、湖南,在中部5省中排倒数第2位,这主要是由我省经济发展相对缓慢造成的。近年来,湖北经济明显加速,步入了新一轮增长周期,但经济的数量与质量、速度与效益、规模与结构统筹协调的问题没有得到根本的解决。湖北主要经济指标增幅低于全国水平,近5年,湖北GDP增幅高于全国,但在中部5省中最低。从地方税收入弹性的角度分析,当弹性小于或等于1时,GDP的变化将引起地方税收入较平缓的变化,而当弹性大于1时,GDP每变化1%将带动地方税收入大于1%的变动,也就是说,如果经济发展相对缓慢,反映到地税收入上就有一个放大的效应,而且还会影响宏观税负,弹性越大,影响越明显。2003~2007年湖北省的平均地方税收弹性为1.82,加上近年经济发展还不充分,最终导致我省地方税的宏观税负偏低,这从一个侧面反映了虽然经济发展但对地方税收的贡献太小,不能有效保证湖北省地方财政支出的需要,为此政府不得不控制甚至削减各项财政支出项目,这在一定程度上制约了政府对地方经济进行宏观调控的能力。
(三)地区发展不平衡导致税收收入分布失衡
1. 湖北省区域发展不协调。
表3数据显示湖北省地区生产总值有2/3是由武汉、宜昌、襄樊、十堰、黄石这5大城市贡献的,可见主要城市对湖北省经济发展的支撑作用,而其他中小城市、县域经济发展滞后。这种区域发展不协调主要表现为中部独强,东西经济水平递减。武汉市在湖北省的经济首位贡献作用过高,而其他城区发展又不能及时跟上,使得湖北省在经济发展上存在着一个很大的“断层”,区域经济发展很不平衡,地区间的经济差异较为显著。造成这一现象的原因有很多,如地理位置、产业结构、经济政策、高素质劳动力分布状况不同等,削弱了区域协调发展联动效应的作用,无法发挥武汉经济的幅射力,限制了湖北省的发展潜力。
2. 地方税收入贡献集中在5大中心城市。
受湖北省区域发展不协调的影响,地方税收入的地区结构也极不均衡。5大中心城市占湖北省地税收入的比重一直保持在80%左右,占据着至关重要的地位,而其他中小城市所占比重小到20%,税收地区结构严重失衡。这主要是因为中心城市地方税收入弹性系数(武汉2.25,襄樊1.39,十堰2.33)基本上大于全省平均弹性系数1.82,说明中心城市经济发展对地方税收入具有更大的带动作用。在湖北省区域经济发展不协调的情况下,GDP每增加1%对全省GDP贡献较大的5大中心城市而言,地方税收入的增长快于经济欠发达地区地方税收入的增长,也就是说经济越发达地区地方税收入增长越快,而经济越是不发展地区地方税收入增长越慢,最后造成税收收入分布比GDP分布更加不平衡。湖北省这种地方税收入主要集中在少数中心城市的现状,表明湖北省对少数几个城市的依赖性很强,而缺乏像广东、山东那样拥有众多的具有增收潜力和相当收入规模的税源基地,使得地方税收入增长后劲不足。
(四)地方税制滞后于产业的发展
根据对湖北省地方税收入结构的分析,近几年营业税、企业所得税和个人所得税比重之和为70%以上,其中营业税比重为45%以上,在税收贡献上具有明显的优势,然而地方税整体宏观税负偏低,2007年仅为3.30%。地方税始终未能得到充分发展,制约了湖北省地方经济的发展,这很大程度上取决于目前现阶段湖北省产业结构的特点。
现阶段湖北省发展重点的支柱行业基本来自第二产业,在省工业总产值中占有较大优势,由于生产销售企业是增值税纳税人,对应此类行业的地方税种主要是企业所得税,而不是营业税,但企业所得税按照60%:40%比例跟中央分享后,实际上分成给地方的收入就少了很大的一块;并且随着消费型增值税的不断完善,会出现一个短时期的增值税收入增长减缓,地方分成的部分也会大幅缩水。另一方面,虽然湖北省正在大力发展高新技术产业,在光电子信息、生物工程与新医药等领域取得了较大的成功,但是整体上湖北省高新技术产业尚处在起步阶段,较为成熟的高新技术产业区大多数位于武汉城市圈内部,辐射力和拉动力并不明显,加之我国税制对此类行业有着普遍的税收优惠政策,因此无论是在增值税分成收入或是企业所得税收入上都无法为地方政府提供足够的财力。
对地方税贡献最大的营业税,在税制设计上更侧重收入功能。一方面是由于各地经济发展情况不同,地方税收入对各地方税种的依赖程度各有不同地方税主体税种的确定宜更多的依赖地方政府,我国地方政府的税收立法权却十分有限;另一方面,营业税纳税人多来自第三产业。随着产业政策向服务业的倾斜,各种新兴服务业层出不穷,因此营业税纳税人的经营方式也愈加复杂多样化,当前的税制需要不断完善,尤其是税收的宏观经济调控功能。
五、促进湖北省地方税收入增长的基本思路
(一)促进区域经济协调发展
要注重强化税收制度对区域经济发展的内在调节作用,制止地区经济差距进一步扩大化。可以建立区域协调机构,形成有效的区域合作机制,促进资源的优化配置和区域功能的优势互补,引导产业转移,逐步形成布局合理、互相促进、协同发展的区域产业结构,以5大中心城市为经济中心带动周边中小城市经济起飞,同时这又将推动地方税收的增长。
(二)确立地方税主体税种,保证财政收入
在分税制财政体制下,从湖北省产业发展和产业结构变动的趋势来分析,明确营业税作为地方税的主体税种是十分必要的。在湖北省地方税收入中营业税的比重一般能达到45%以上,基本上保证了省财政收入的稳定性。产业结构调整第三产业的崛起可以带来营业税的显著增长,从而带动地方税总收入的稳定持续增长。要继续巩固营业税、所得税在地主方税种中的主体地位,加快推进资源税由从量征收向从价征收改革步伐,增加地方税收入对GDP增长的敏感性,即使地方税收入富于弹性。
(三)加强地方税体系建设,完善调控能力
地方税体系中经常承载政府调控职能的税种多半是小税种,如印花税、土地增值税、城镇土地使用税等等,这在去年股市楼市非理性膨胀中政府的财政政策中可以得到印证。但在其中也出现了诸多问题,最大的问题就是规定陈旧跟不上现实社会的客观需要,这使得宏观调控能力大打折扣。因此有必要进一步完善和优化小税种,加强地方税体系建设,如完善财产税制度、修订完善税收实体法和税收程序法等。
摘要：运用数量分析的方法对湖北省地方税收入规模与结构、湖北地方税收入与DGP和产业结构的关系进行定量和实证分析研究发现,湖北省地税收入缺乏弹性且宏观税员水平偏低,地区发展不平衡导致税收收分布失衡,使得地方税制滞后于产业发展,应从优化税源、发展区域经济、调整产业以及主体税和辅助税种的配置等方面促进湖北省地方税发展。
关键词：定量分析,地方税,GDP,产业结构
参考文献
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