一、引言
财政收入占GDP的比重以及财政收入与GDP的相对增长速度应该有一个标准，使得经济发展超额负担最小、效率最高，这也是各国财政收入的目标。但实际上，由于各国的经济发展水平、经济结构、政府职能定位、经济体制与财政体制以及统计标准的各不相同，该标准难以统一，只能在考虑多方因素的情况下对财政收入增长的影响加以综合考量。
本文研究目的是探讨影响中国财政收入增长的主要因素，分析中央财政收入对税收收入的依赖程度，通过计量经济学模型的建立对未来中国财政收入的增长趋势加以预测。
二、模型假设
1.变量选择
税收收入：税收收入是指国家根据其政治权力向纳税人强制征收的收入，是财政收入最重要的形式。税收收入包括工商税、农业税和关税， 还包括从1985 年开始征收的国有企业所得税和集体企业所得税。
能源消费总量是指一定时期内由国家或地区用于生产、生活所消费的各种能源数量之和，它从总量上反映了国家或地区能源消耗水平、构成与增长速度。
预算外资金收入，是财政部门按有关规定从财政专户调拨给行政单位的预算外资金，以及部分经财政部门核准不予上缴预算外资金的财政专户，直接由行政单位按计划使用的预算外资金。
2.建立模型 
3.模型检验
通过Eviews软件对模型进行最小二乘法全回归分析，有结果如图： 
（1）多重共线性的检验
方程在修正后的R-squared值较高，体现了变量对因变量有很好的拟合程度，但应当注意到C，lnX1与X2三者的t值均偏低（在此选择置信度为0.05），检验未通过，因此怀疑变量之间存在多重共线的问题。
检测自变量lnY，lnX1，X2，lnX3之间的相关系数，判断多重共线性的可能如图： 
观察易得：各个解释变量之间的相关系数比较高，进一步怀疑其存在多重共线性的可能，应当进一步加以修正。
（2）异相关White检验
根据估计结果，得到White检验的结果如下：
nR2=17.7399，由White检验知，在置信度为0.05下，计算得临界值为18.3070> nR2=17.7399，表明模型没有异方差干扰。
（3）序列相关检验
根据原模型的回归结果可得，在修正之后R2= 0.9765，F = 416.1494，df =31，DW =0.1915，表明回归方程可决系数较高，回归系数均显著。在样本量为31、三个解释变量、5%的显著水平的情况下，查阅DW 统计表可得，dL=1.229，dU=1.650，模型中DW<dl，模型中存在明显自相关性。
1.多重共线性修正
在对相关系数进行观察，并利用逐步回归法对原模型加以修正，以lnx3为因变量对其他解释变量进行逐步回归分析，有分析结果如下图： 
由分析可知，在加入变量lnx1时，可决系数得到改善，但t检验仍不显著，且参数为负值也不合理，从相关系数可以看出，lnx1与其他变量有高度的相关性。而加入变量x2时，t检验较显著，且可决系数也有很大程度改善。证明多重共线性主要是有lnx1引发，将之剔除。
2.对修正后的模型再次进行序列相关检验
由修正后模型的回归结果得，在修正之后R2= 0.9765，F = 623.8471，df =31，DW =0.2599，回归方程可决系数较高，回归系数都很显著。在样本量为31、二个解释变量、5%显著水平的情况下，查阅DW统计表后得，dL=1.297，dU=1.570，模型中DW<dl，模型中有明显自相关性。
四、结论与建议
综合上述的分析，我国财政收入主要受税收收入和到预算外资金收入的影响，能源消费总量对于财政收入的影响可以被其他变量解释，可以直观地发现，税收收入与财政收入呈正向变动关系。自1985年来，我国城乡居民的收入得到大幅增加，这在促进了税收收入的增长同时还激发了财政收入的增长，并且两者的增长率也有着相同趋势。据此提以下建议：
首先，财政政策合理化，进一步支持经济。财政和经济互为表里，经济是财政的根基，没有健康经济的水平，财政就难以作为。所以在研究财政发展时，应当首要考虑的是如何运用好财政政策，促进经济发展，这是解决财政问题的根本途径。
其次，进一步地改革并完善税制。其一是完善流转税体系，坚持从生产型增值税转向消费型增值税的改革方向，以抵免部分企业购置设备的投资，激发企业的资本输出。其二是强化来自个人方面的国家税收，伴随着居民个人收人的增长和国民收人分配格局的转变，个人所得税会逐渐变成有较强发展潜力的税种。
最后，在规范政府分配行为方面大刀阔斧的进行整改，全面地清理整顿各级政府下设行政管理部门和机构的各种收费以及其设立的各项基金，实行收支两条线的主要策略，在财政管理部门统一调配下，坚决地取消各部门自收自支的不合理行为。
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作者简介：
王晓涵（1995—），女，汉族，辽宁省沈阳市人，吉林大学经济学院2014级国际经济与贸易专业在读本科生，研究方向：国际商务与贸易。
