計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文 我國(guó)稅收收入影響因素的實(shí)證研究

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1、 我國(guó)稅收收入影響因素的實(shí)證研究 姓名：劉蕭 班級(jí)：2013級(jí)金融學(xué)3班 學(xué)號(hào)：09134048 時(shí)間：2015年11月22日 目錄 引言 4 一、理論綜述 5 （一）文獻(xiàn)綜述 5 1.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)稅收收入的影響 5 2.財(cái)政收入對(duì)稅收收入的影響 5 （二）現(xiàn)狀分析 5 二、實(shí)證分析 6 （一）變量選取 6 （二）數(shù)據(jù)取得 7 （三）模型的建立與構(gòu)造 7 （四）模型檢驗(yàn) 10 1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 10 2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) 10 3.計(jì)量檢驗(yàn) 10 （1）多重線性檢驗(yàn) 10 （2）異方差檢驗(yàn) 19 （3）

2、自相關(guān)檢驗(yàn) 21 （五）模型修正 25 三、結(jié)論分析及政策建議 25 （一）結(jié)論分析 25 （二）政策建議 26 參考文獻(xiàn) 26  摘要 稅收是我們國(guó)財(cái)政收入的基本因素，也影響著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本文通過(guò)查閱相關(guān)文獻(xiàn)以及搜索相關(guān)的網(wǎng)站信息對(duì)分析我國(guó)稅收收入影響因素進(jìn)行一系列的文獻(xiàn)綜述，并通過(guò)Eviews計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件對(duì)稅收收入的影響因素包括選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出、商品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行分析，得出相關(guān)結(jié)論并對(duì)我國(guó)財(cái)政收入方面給出一些建議。 關(guān)鍵詞 稅收收入、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出、商品零售價(jià)格指數(shù)、計(jì)量分析 引言 自1985年實(shí)行的利改稅的稅改以來(lái)，稅收占財(cái)政收入的比重

3、逐年上升，90年代已高達(dá)96%。而1994年實(shí)施的全面稅制改革又使得稅收收入有了新的變化。稅收組織財(cái)政收入、調(diào)控經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和監(jiān)督經(jīng)濟(jì)活動(dòng)職能的發(fā)揮，成為國(guó)家非常關(guān)心的問(wèn)題。 從進(jìn)入新世紀(jì)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨著巨大的機(jī)遇和挑戰(zhàn)。在新經(jīng)濟(jì)背景下，基于知識(shí)和信息的產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展一體化日漸深入，中國(guó)成功加入WTO。新形勢(shì)下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和協(xié)調(diào)增長(zhǎng)的結(jié)果，由于稅收具有聚財(cái)與調(diào)控的功能，因而它在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中將發(fā)揮非常重要的作用，研究稅收收入的影響因素對(duì)我國(guó)有著重要的意義。 一、理論綜述 （一）文獻(xiàn)綜述 高淑紅在《我國(guó)稅收收入的影響因素分析》一文中運(yùn)用多重共線性檢驗(yàn)和加權(quán)最小

4、二乘估計(jì)法等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)方法對(duì)稅收收入與其影響因素做了相關(guān)計(jì)量分析，得出了以下分析結(jié)果與結(jié)論： 1.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)稅收收入的影響 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與稅收收入成正相關(guān)。這表明，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加會(huì)帶來(lái)稅收的增加。正如前面所述，經(jīng)濟(jì)是稅收收入的源泉，稅收的增長(zhǎng)離不開(kāi)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，稅收收入受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在很大程度上就反映我國(guó)的經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r。 2.財(cái)政收入對(duì)稅收收入的影響 稅收收入與財(cái)政支出顯著的正相關(guān)。這表明，隨著財(cái)政支出的增加，稅收收入也會(huì)相應(yīng)的增加，而且，其系數(shù)為0.7009，遠(yuǎn)高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的系數(shù)。估計(jì)其原因，因?yàn)閲?guó)家跟政府為了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，常常實(shí)施加大財(cái)政支出力度，

5、從而使經(jīng)濟(jì)得到發(fā)展，各項(xiàng)稅收相應(yīng)的都有所增加，進(jìn)而增加了稅收的總收入。 （二）現(xiàn)狀分析 我國(guó)的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制還不完善，各方面運(yùn)作還需要政府實(shí)施一定的宏觀職能，職能的有效實(shí)施得宜于充足的財(cái)政力量，其中稅收占很大比重。 1、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍是稅收收入高增長(zhǎng)的主要決定因素, 稅收收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有著正的線性相關(guān)性。另外,我國(guó)稅收收入增長(zhǎng)具有較大的慣性。 2、我國(guó)稅收收入增長(zhǎng)速度略慢于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度,稅制改革勢(shì)在必行。另外, 稅收是我國(guó)財(cái)政收入的主要來(lái)源, 稅收收入大幅度增長(zhǎng),通過(guò)財(cái)政支出政策的運(yùn)用,有力支持了經(jīng)濟(jì)和社會(huì)各項(xiàng)事業(yè)的發(fā)展。 二、實(shí)證分析 （一）變量選取 為了全面反映中國(guó)稅收

6、增長(zhǎng)的全貌，選擇包括中央和地方稅收的“國(guó)家財(cái)政收入”中的“各項(xiàng)稅收”（簡(jiǎn)稱“稅收收入”）作為被解釋變量，以反映國(guó)家稅收的增長(zhǎng)；選擇“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）”作為經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)水平的代表；選擇中央和地方“財(cái)政支出”作為公共財(cái)政需求的代表；選擇“商品零售物價(jià)指數(shù)”作為物價(jià)水平的代表。 Y—稅收收入（億元） X1—國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元） X2—國(guó)家財(cái)政支出（億元） X3—商品零售價(jià)格指數(shù)（以上一年為基期100） （二）數(shù)據(jù)取得 以下數(shù)據(jù)來(lái)源于“中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站---國(guó)家數(shù)據(jù)---年度數(shù)據(jù)”，單位均為億元。 年份 稅收收入 國(guó)內(nèi)

7、生產(chǎn)總值 財(cái)政支出 商品零售價(jià)格指數(shù)（上年=100） 1995 6038.04 61129.8 6823.72 114.8 1996 6909.82 71572.3 7937.55 106.1 1997 8234.04 79429.5 9233.56 100.8 1998 9262.8 84883.7 10798.18 97.4 1999 10682.58 90187.7 13187.67 97 2000 12581.51 99776.3 15886.5 98.5 2001 15301.38 110270.4 18902.

8、58 99.2 2002 17636.45 121002 22053.15 98.7 2003 20017.31 136564.6 24649.95 99.9 2004 24165.68 160714.4 28486.89 102.8 2005 28778.54 185895.8 33930.28 100.8 2006 34804.35 217656.6 40422.73 101 2007 45621.97 268019.4 49781.35 103.8 2008 54223.79 316751.7 62592.66 10

9、5.9 2009 59521.59 345629.2 76299.93 98.8 2010 73210.79 408903 89874.16 103.1 2011 89738.39 484123.5 109247.79 104.9 2012 100614.28 534123 125952.97 102 2013 110530.7 588018.8 140212.1 101.4 2014 119158.05 636138.7 151661.54 101 表1. 1980-2006年我國(guó)稅收收入相關(guān)因素統(tǒng)計(jì)表 （三）模型的建立與構(gòu)造

10、 在EVIEWS軟件中輸入數(shù)據(jù)，觀察Y與三個(gè)解釋變量X1、X2、X3之間的散點(diǎn)圖，如圖1、圖2、圖3所示： 圖1 圖2 圖3 由以上散點(diǎn)圖發(fā)現(xiàn)存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，故此選擇建立線性模型。 建立模型： 利用EVIEWS軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到如圖4結(jié)果： 圖4 Y = -12572.23 + 0.142995 *X1 + 0.223750*X2 + 74.17085*X3 （4094.646） （0.014566） （0.057792） （40.90358） t =(-3.070408) (9.816963

11、) (3.871665) (1.813309) R2=0.999705 nR2=0.999650 F=18073.51 （四）模型檢驗(yàn) 1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 我國(guó)稅收收入應(yīng)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、我國(guó)財(cái)政支出 以及商品零售物價(jià)指數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)國(guó)內(nèi)其他因素不變時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1單位，我國(guó)稅收收入增加0.142995當(dāng)；國(guó)內(nèi)其他因素不變時(shí)，財(cái)政支出每增加1單位，我國(guó)稅收收入增加0.223750單位；當(dāng)其他因素不變時(shí)，商品零售物價(jià)指數(shù)每增加1單位，我國(guó)稅收收入增加74.17085單位。三者與稅收收入呈正相關(guān)符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義。 2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) 由R2=0.999

12、705 ，nR2=0.999650與1十分接近，說(shuō)明模型擬合優(yōu)度很好。F統(tǒng)計(jì)量等于18073.51大于5%顯著性水平下F（3，16）的臨界值3.24，表明模型整體的顯著性較高。除X3外，X1與X2的t檢驗(yàn)值均大于5%顯著性水平下自由度為16的臨界值2.12，通過(guò)了變量的顯著性檢驗(yàn)。故還須對(duì)模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)并作出修正。 3.計(jì)量檢驗(yàn) （1）多重線性檢驗(yàn) ①對(duì)各解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn) Ⅰ.圖示法 Ⅱ.利用EVIEWS軟件得到各變量間相關(guān)系數(shù)矩陣表： 從系數(shù)矩陣表中看出，X1與X2之間的相關(guān)系數(shù)較高，可能存在多重共線性。 ②修正多重共線性 Ⅰ.用EVIEWS分別

13、對(duì)Y與各解釋變量X1、X2、X3做最小二乘回歸： Y = -7487.124 + 0.199323* X1 （354.8857） （0.001145） R2=0.999407 DW=0.713964 Y = 1332.771 + 0.790393* X2 （626.4368） （0.009016） R2=0.997663 DW=1.043045 Y = 5759.253 + 359.1182* X3 （224374.5） （2200.395） R2=0.001478

14、 DW=0.039960 以上3個(gè)方程根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)得出，財(cái)政支出X2是最重要的解釋變量（t檢驗(yàn)值=87.66092也最大），從而得出最優(yōu)簡(jiǎn)單回歸方程Y=f(X2)。 Ⅱ.對(duì)模型進(jìn)行逐步回歸，在初始模型的基礎(chǔ)上加入解釋變量X1與X3，得到如下回歸結(jié)果： 加入X1， Y = -5249.702 + 0.148122*X1 + 0.2035758*X2 (721.6073) (0.015220) (0.060407) R2=0.999644 加入X3, Y = -14153.32 + 0.790107*X2 + 152.1265*X3

15、(10519.28) (0.008738) (103.1633) R2=0.997928 由以上數(shù)據(jù)構(gòu)成表格如下： β0 β1(X1) β2(X2) β3(X3) R2 Y=f(X2) 1332.77 (626.4368) 0.790393 (0.009016) 0.997663 Y=f(X1,X2) -5249.702 (721.6073) 0.148122 (0.015220) 0.2035758 (0.060407) 0.999644 Y=f(X3,X2) -14153.32 (10519.28)

16、0.790107 (0.008738) 152.1265 (103.1633) 0.997928 Y=f(X1,X2,X3) -12572.23 (4094.646) 0.142995 (0.014566) 0.223750 0.057792) 74.17085 (40.90358) 0.999705 結(jié)果分析： 在最優(yōu)簡(jiǎn)單回歸方程Y=f(X2)中引入X1，R2值由0.997663提升到0.999644。雖然X2與X1高度相關(guān)，但在X1的引入對(duì)參數(shù)β2影響不大，并且每個(gè)參數(shù)的檢驗(yàn)顯著，因此可以暫時(shí)保留。 模型中引入X3，R2值略有提高，但是進(jìn)行t檢驗(yàn)，β3不顯著，應(yīng)該

17、是多余變量，可以刪除X3。 最后在Y=f(X1,X2)的基礎(chǔ)上引入X1，R2的值由0.999644變動(dòng)到0.999705，幾乎沒(méi)有增加，其他兩個(gè)參數(shù)系數(shù)沒(méi)有多大影響，可以確定X3是多余變量，應(yīng)從模型中刪除。 再采用修正Frisch法修正模型，對(duì)以上分析結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。 因此可以確認(rèn)應(yīng)該刪除X3.再進(jìn)行方程的參數(shù)估計(jì) 得出最后回歸模型是： Y = -5249.702 + 0.148122*X1 + 0.203575*X2 (721.6073) (0.015220) (3.370080) R2=0.999644 （2）異方差檢驗(yàn) ①異方差檢

18、驗(yàn) 首先利用EVIEWS做出殘差平方項(xiàng)resid^2與X1、X2的散點(diǎn)圖12、圖13所示： 圖12 圖13 由以上散點(diǎn)圖表示可能存在異方差。 圖14 由圖14顯示回歸方程的殘差分布有明顯的擴(kuò)大趨勢(shì)，表明方程可能存在異方差。 由于樣本個(gè)數(shù)為20，小于30，為小樣本。因此再用戈里瑟檢驗(yàn)檢驗(yàn)其是否存在異方差。 由于伴隨概率P值=0.1852，小于0.05，拒絕原假設(shè)，因此不存在異方差。 （3）自相關(guān)檢驗(yàn) ①自相關(guān)檢驗(yàn) a.圖示法 由圖可以初步判斷，殘差應(yīng)該不存在序列相關(guān)。 b.DW檢驗(yàn) 由圖可知，根據(jù)圖估計(jì)的結(jié)果DW=1.50953

19、6，給定顯著性水平0.05下,在T=20,k=2的條件下查DW分布表可知，下限臨界值dL =1.10,上限臨界值du=1.54, 1.10<1.509535<1.54，所以不能根據(jù)此檢驗(yàn)不能確定是否存在自相關(guān)。 c.LM檢驗(yàn)（即拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)） 可得TR2=20*0.038737 =0.77474,相伴概率（即P值）為0.3788，LM=nR2=0.77474

20、于F0.05（1，17）=4.45，接受原假設(shè)，模型的顯著性檢驗(yàn)未通過(guò)。因此不存在序列相關(guān)。 （五）模型修正 經(jīng)過(guò)對(duì)原模型進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和計(jì)量檢驗(yàn)，現(xiàn)模型修正如下： Y = -5249.702 + 0.148122*X1 + 0.2035758*X2 (721.6073) (0.015220) (0.060407) R2=0.999644，F(xiàn)=23892.80， DW=1.509536 模型的擬合優(yōu)度為99.9996 %，且各變量前系數(shù)符合均符合經(jīng)濟(jì)意義，稅收收入與政府財(cái)政支出呈正相關(guān)，與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈正相關(guān)。同時(shí)，各變量的t檢驗(yàn)值均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，模型的F檢驗(yàn)值通過(guò)顯著

21、性檢驗(yàn)。且已修正了多重共線性、異方差以及自相關(guān)性。 三、結(jié)論分析及政策建議 （一）結(jié)論分析 1.模型最終修正了多重共線性、異方差以及自相關(guān)的問(wèn)題，同時(shí)提高了模型的精度，并且使得模型整體以及各變量的顯著性提高，擬合度增強(qiáng)。 2.物價(jià)水平對(duì)稅收收入的影響不顯著，可能是因?yàn)槎愂帐杖朐鲩L(zhǎng)的速度慢于物價(jià)水平變動(dòng)的速度，稅收體制沒(méi)有及時(shí)的進(jìn)行改革。 3.財(cái)政支出與商品零售物價(jià)指數(shù)對(duì)稅收收入的影響顯著，財(cái)政支出的增加很大力度上促進(jìn)了稅收收入的增長(zhǎng)的，物價(jià)指數(shù)的增長(zhǎng)使居民消費(fèi)增加，進(jìn)而拉動(dòng)了稅收收入的增長(zhǎng)。 根據(jù)以上分析得出結(jié)論：我國(guó)的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制還不完善，各方面運(yùn)作還需要政府實(shí)施一定的宏

22、觀職能，職能的有效實(shí)施得益于充足的財(cái)政力量，其中稅收占很大比重。從以上分析中可以看出，國(guó)民生產(chǎn)總值在很大程度上影響稅收收入，經(jīng)濟(jì)的健康持續(xù)發(fā)展是保證稅收收入的必要條件；財(cái)政支出是實(shí)現(xiàn)國(guó)家職能的財(cái)力保證，收入是支出的前提和資金來(lái)源有收才能有支,收入規(guī)模制約著支出的規(guī)模。?因此，國(guó)家應(yīng)該以保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為基礎(chǔ)，并定制合理財(cái)政支出計(jì)劃。 （二）政策建議 基于以上結(jié)論我們可以對(duì)稅收政策給予以下建議： 1.兼顧政府和企業(yè)兩者利益，把握總體稅負(fù)水平。建議在稅收征管明顯改觀、稅收流失得到控制，我國(guó)的名義稅負(fù)(稅率)與實(shí)際稅負(fù)之間的差距大大縮小以后，根據(jù)國(guó)際、國(guó)內(nèi)的宏觀形勢(shì)變化，適時(shí)調(diào)節(jié)宏觀稅負(fù)水平。

23、2.在目前宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，實(shí)行穩(wěn)定稅收收入、進(jìn)行有增有減的稅收結(jié)構(gòu)調(diào)整政策，是比較好的選擇。穩(wěn)定稅收的主要措施仍然是強(qiáng)化稅收的征管，手段上要逐漸淡化以至最終取消指令性計(jì)劃指針控制，加快電子化高科技手段管理，真正實(shí)現(xiàn)依法征稅，并不斷降低征稅成本。 3.應(yīng)盡可能將稅收結(jié)構(gòu)調(diào)整與改革和完善稅制有機(jī)結(jié)合起來(lái)。稅收的有增有減都可能涉及到稅制的調(diào)整和完善。我們?cè)诳紤]增稅或減稅時(shí)，如果能夠從稅制的完善上多考慮一些，就可以收到既穩(wěn)定了稅收收入又推進(jìn)了稅制的科學(xué)和合理化的良好效果。 參考文獻(xiàn)： [1]計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)/張曉峒著.南開(kāi)大學(xué)出版社，2014.12 [2] 李恩轅，商有光.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.哈爾濱工業(yè)大學(xué)出版社,2007. [3] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［M］.北京:清華大學(xué)出版社,2007. [4] 漆麗麗，稅收收入統(tǒng)計(jì)預(yù)測(cè)模型與經(jīng)濟(jì)分析.稅務(wù)研究，2005，1. [5] 王定娟、孫秀紅，《我國(guó)稅收收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究》，2008 [6]中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)——年度數(shù)據(jù) 27