我國稅收增長的影響因素分析姓名：班級：學號：2008研究的目的要求稅收是我國財政收入的基本因素,也影響著我國經濟的發展。取得財政收入的手段有多種多樣，如稅收、發行貨幣、發行國債、收費、罰沒等等，而稅收則由政府征收，取自于民、用之于民。經濟是稅收的源泉，經濟決定稅收，而稅收又反作用于經濟，這是稅收與經濟的一般原理。這幾年來，中國稅收收入的快速增長甚至“超速增長”引起了人們的廣泛關注。科學地對稅收增長進行因素分析和預測分析非常重要，對研究我國稅收增長規律，制定經濟政策有著重要意義。。改革開放以來，中國經濟高速增長，1978-2008年的31年間，國內生產總值從3645.2億元增長到314045億元，一躍成為世界第二大經濟體。隨著經濟體制改革的深化和經濟的快速增長，中國的財政收支狀況也發生了很大的變化，中央和地方的稅收收入1978年為519.28億元，到2008年已增長到54223.79億元，31年間平均每年增長16.76%。稅收作為財政收入的重要組成部分，在國民經濟發展中扮演著不可或缺的角色。為了研究影響中國稅收增長的主要原因，分析中央和地方稅收收入的增長規律，以及預測中國稅收未來的增長趨勢，我們需要建立計量經濟模型進行實證分析。影響稅收收入的因素有很多，但據分析主要的因素可能有：①從宏觀經濟看，經濟整體增長是稅收增長的基本源泉，而國內生產總值是反映經濟增長的一個重要指標。②公共財政的需求，稅收收入是財政收入的主體，社會經濟的發展和社會保障的完善等都對公共財政提出要求，因此對預算支出所表現的公共財政的需求對當年的稅收收入可能會有一定影響。③物價水平。我國的稅制結構以流轉稅為主，以現行價格計算的GDP等指標和經營者的收入水平都與物價水平有關。④稅收政策因素。我國自1978年以來經歷了兩次大的稅制改革，一次是1984~1985年的國有企業利改稅，另一次是1994年的全國范圍內的新稅制改革。稅制改革對稅收增長速度的影響不是非常大。因此，可以從以上幾個方面，分析各種因素對中國稅收增長的具體影響。為了全面反映中國稅收增長的全貌，我們選用“國家財政收入”中的“各項稅收”（即稅收收入）作為被解釋變量，反映稅收的增長；選擇“國內生產總值”（即GDP）作為經濟整體增長水平的代表；選擇“財政支出”作為公共財政需求的代表；選擇“商品零售價格指數”作為物價水平的代表。另外，由于財稅體制的改革難以量化，而且從數據上看，1985年以后財稅體制改革對稅收增長影響不是很大，在此暫不考慮稅制改革對稅收增長的影響二、模型設定（一）理論綜述1978年～1981年，計劃經濟體制延續格局下中國稅收理論的發展與變化。1978年底召開的黨的十一屆三中全會，確立了把黨和國家的工作重點轉移到經濟建設上來的政治路線，正確地作出了改革、開放的戰略決策。在這一階段，我們一方面在稅收思想意識上和理論研究上全面開始撥亂反正；另一方面也在積極探索適應經濟體制改革和對外開放的理論與目標模式。1980年8月26日，五屆全國人大常委會第15次會議決定，批準國務院提出的決定在廣東省的深圳、珠海、汕頭和福建省廈門建立經濟特區，鼓勵客商及其公司投資設廠或與中方合資設廠、興辦企業和其他工業，并在稅收、金融、土地和勞動工資等方面予以適當的優惠條件。在經濟特區內，將實行不同于內地的管理體制和以中外合資、合作經營企業、外商獨資企業為主，多種經濟并存的綜合企業、綜合體制。1981年～1984年，“計劃經濟為主、市場調節為輔”格局下中國稅收理論的發展與變化1981年6月黨的十一屆六中全會總結建國以來32年歷史經驗教訓時，寫入《關于建國以來黨的若干歷史問題的決議》中：“必須在公有制基礎上實行計劃經濟，同時發揮市場調節的輔助作用。”1982年9月召開的中共十二大具體闡述了“計劃經濟為主、市場調節為輔”的內涵：“我國在公有制基礎上實行計劃經濟。有計劃的生產和流通，是我國國民經濟的主體。同時，允許對于部分產品的生產和流通不作計劃，由市場來調節，也就是說，根據不同時期的具體情況，由國家統一計劃劃出一定的范圍，由價值規律自發地起調節作用。這一部分是有計劃生產和流通的補充，是從屬的、次要的，但又是必需的、有益的。”1984年～1993年，發展“社會主義有計劃商品經濟”框架下，中國稅收理論的發展與變化1984年10月，黨的十二屆三中全會一致通過《中共中央關于經濟體制改革的決定》，該《決定》認為：改革計劃體制，首先要突破把計劃經濟同商品經濟對立起來的傳統觀念，明確認識社會主義計劃經濟必須自覺依據和運用價值規律，是在公有制基礎上的有計劃的商品經濟。商品經濟的充分發展，是社會經濟發展不可逾越的階段，是實現中國經濟現代化的必要條件。這就為打破計劃經濟體制創造了條件。從此，中國開始重視稅收理論研究與實踐工作，強調需要運用稅收集中財力，調節經濟，為促進經濟高速發展服務。1994年～2008年，構建社會主義市場經濟過程中中國稅收理論的發展與創新黨的“十四”大明確提出中國經濟體制改革的目標是建立社會主義市場經濟體制。為適應市場經濟體制對稅收提出的新要求，1994年中國對原有工商稅制進行了新中國成立以來規模最大、范圍最廣、力度最強、內容最深刻的全面性、結構性的改革。此次改革的指導思想是：統一稅法、公平稅負、簡化稅制、合理分權，理順分配關系，保障財政收入，建立符合社會主義市場經濟要求的稅制體系。圍繞這一重大稅收制度變革，稅收理論的研究與發展也進入了一個全新的時期，這一時期的稅收理論研究主要圍繞三條主線展開：一是進一步加強適應WTO規則和經濟全球化發展要求的稅收理論研究；二是稅收基礎理論的研究與對西方稅收理論“揚棄”；三是促進經濟可持續發展中國特色稅收理論體系創新的研究。（二）變量選取為了具體分析各要素對提高我國稅收收入的影響大小，選擇能反映我們稅收變動情況的“各項稅收收入”為被解釋變量（用Y表示），選擇能影響稅收收入的“國內生產總值（用X1表示）”、“財政支出(用X2表示)”和“商品零售價格指數（用X3表示）”為解釋變量。表1為由《中國統計年鑒》得到的1988—2007年的有關數據。表1稅收收入模型的時間序列表年份稅收收入(Y)(單位：億元)國內生產總值(X1)(單位：億元)財政支出(X2)(單位：億元)商品零售價格指數（X3）(單位：%)19882390.4714928.32491.21118.519892727.4016909.22823.78117.819902821.8618547.93083.59102.119912990.1721617.83386.62102.919923296.9126638.13742.20105.419934255.3034634.44642.30113.219945126.8846759.45792.62121.719956038.0458478.16823.72114.819966909.8267884.67937.55106.119978234.0474462.69233.56100.819989262.8078345.210798.1897.4199910682.5882067.513187.6797.0200012581.5189468.115886.5098.5200115301.3897314.818902.5899.2200217636.45104790.622053.1598.7200320017.31135822.824649.9599.9200424165.68159878.328486.89102.8200528778.54183217.433930.28100.8200634804.35211923.540422.73101.0200745621.97249529.949781.35103.8資料來源：《中國統計年鑒2008》；（三）模型數學形式的確定為分析為被解釋變量各項稅收收入（Y）和解釋變量國內生產總值（X1）、財政支出(X2)和商品零售價格指數（X3）的關系，作如圖1、圖2、圖3所示的散點圖和圖4所示的線性圖。圖1圖2圖3圖4（四）計量經濟學模型的設定從圖1、圖2和圖3可以看出各項稅收收入（Y）和國內生產總值（X1）、財政支出(X2)和商品零售價格指數（X3）大體呈現為線性關系。又由圖4看出Y、X1、X2都是逐年增長的，但是增長速率有所變動，而X3在多數年呈現出水平波動，說明變量間不一定是線性關系。為分析各項稅收收入（Y）隨國內生產總值（X1）、財政支出(X2)和商品零售價格指數（X3）變動的數量的規律性，可以初步建立如下三元對數回歸模型：lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3X3+ui（五）確定參數估計值范圍由經濟常識知，因為國內生產總值（X1）、財政支出(X2)和商品零售價格指數（X3）的增加均會帶動稅收收入的增加，所以國內生產總值（X1）、財政支出(X2)和商品零售價格指數（X3）與稅收收入應為正相關的關系，所以可估計0＜β1＜1,0＜β2＜1,0＜β3＜1。三、參數估計利用Eviews軟件，做lnY對lnX1、lnX2、X3的回歸，回歸結果如下（表2）表2DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/26/10Time:17:32Sample:19882007Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.3340900.278144-1.2011420.2472LNX10.4112020.0613930.5068880.6191LNX20.6107850.05733117.630610.0000X30.0041740.0015342.7217080.0151R-squared0.998352Meandependentvar9.095684AdjustedR-squared0.998043S.D.dependentvar0.922533S.E.ofregression0.040806Akaikeinfocriterion-3.383123Sumsquaredresid0.026642Schwarzcriterion-3.183977Loglikelihood37.83123F-statistic3231.721Durbin-Watsonstat0.735725Prob(F-statistic)0.000000根據表中數據，模型設計的結果為：ln=-0.334090+0.411202lnX1+0.610785lnX2+0.004174X3(0.278144)(0.061393)(0.057331)(0.001534)t=(-1.201142)(0.506888)(17.63061)(2.721708)R2=0.9983522=0.998043DW=0.735725F=3231.721四、模型檢驗及修正（一）經濟意義檢驗所估計的參數1=0.411202，2=0.610785，3=0.004174，且0＜1＜1,0＜2＜1,0＜3＜1，符合變量參數中確定的參數范圍。模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，當年國內生產總值每增長1%，平均來說稅收收入會增加0.411202%；在假定其他變量不變的情況下，當年財政支出每增長1%，平均來說稅收收入會增加0.610785%；在假定其他變量不變的情況下，當年商品零售價格指數上漲1%，平均來說稅收收入會增加0.004174%。這里與理論分析和經驗判斷相一致（二）統計意義檢驗1、擬合優度檢驗（R2檢驗）可絕系數R2=0.998352，2=0.998043，這說明所建模型整體上對樣本數據擬合很好，即解釋變量“國內生產總值（X1）”、“財政支出(X2)”和“商品零售價格指數（X3）”對被解釋變量“各項稅收收入（Y）”的絕大部分差異作了解釋。2、F檢驗針對H0：β1=β2=β3=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k－1＝3和n－k＝16的臨界值Fα（3,16）＝3.24，由表2中得到F＝3231.72＞Fα（3，17）＝3.24，應拒絕原假設H0：β1=β2=β3=0，說明回歸方程顯著，即列入模型的解釋變量“國內生產總值（X1）”、“財政支出(X2)”和“商品零售價格指數（X3）”聯合起來確實對被解釋變量“各項稅收收入（Y）”有顯著影響。3、t檢驗分別針對H0：βj＝0（j＝0，1，2，3），給定顯著性水平α＝0.05，查t分布表的自由度為n－k＝16的臨界值tα/2（n－k）＝2.120。由表2中的數據可得，與0、1、2、3對應的t統計量分別為-1.20114、0.506888、17.63061、2.721708，其絕對值不全大于tα/2（n－k）＝2.120，這說明在顯著水平α＝0.05下，只有2、3能拒絕H0：βj＝0，也就是說，當在其他解釋變量不變的情況下，各個解釋變量“國內生產總值（X1）”、“財政支出(X2)”和“商品零售價格指數（X3）”分別對被解釋變量“各項稅收收入（Y）”不全都有顯著影響，這可能是由于多重共線性或自相關性的影響。（三）計量經濟意義檢驗1、多重共線性檢驗讓lnY分別對lnX1、lnX2、X3做回歸。將lnY與lnX1做回歸得到結果如表3：表3DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/26/10Time:21:13Sample:19882007Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-2.4748550.515360-4.8021880.0001LNX11.0446790.04639622.516750.0000R-squared0.965715Meandependentvar9.095684AdjustedR-squared0.963810S.D.dependentvar0.922533S.E.ofregression0.175500Akaikeinfocriterion-0.547715Sumsquaredresid0.554405Schwarzcriterion-0.448141Loglikelihood7.477146F-statistic507.0039Durbin-Watsonstat0.225214Prob(F-statistic)0.000000將lnY與lnX2做回歸得到結果如表4：表4DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/26/10Time:21:14Sample:19882007Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.2002020.1035921.9326100.0692LNX20.9631280.01115986.307130.0000R-squared0.997589Meandependentvar9.095684AdjustedR-squared0.997455S.D.dependentvar0.922533S.E.ofregression0.046536Akaikeinfocriterion-3.202547Sumsquaredresid0.038981Schwarzcriterion-3.102974Loglikelihood34.02547F-statistic7448.920Durbin-Watsonstat0.529139Prob(F-statistic)0.000000將lnY與X3做回歸得到結果如表5：表5DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/26/10Time:21:14Sample:19882007Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C16.286362.4488526.6506080.0000X3-0.0684040.023237-2.9437950.0087R-squared0.324981Meandependentvar9.095684AdjustedR-squared0.287480S.D.dependentvar0.922533S.E.ofregression0.778718Akaikeinfocriterion2.432304Sumsquaredresid10.91524Schwarzcriterion2.531878Loglikelihood-22.32304F-statistic8.665931Durbin-Watsonstat0.306442Prob(F-statistic)0.008683將lnY與lnX1、lnX2做回歸得到下表6：表6DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/26/10Time:21Sample:19882007Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.2085070.2275960.9161260.3724LNX1-0.0029320.071008-0.0412950.9675LNX20.9657450.06441014.993610.0000R-squared0.997590Meandependentvar9.095684AdjustedR-squared0.997306S.D.dependentvar0.922533S.E.ofregression0.047883Akaikeinfocriterion-3.102647Sumsquaredresid0.038977Schwarzcriterion-2.953287Loglikelihood34.02647F-statistic3517.899Durbin-Watsonstat0.530570Prob(F-statistic)0.000000計算各解釋變量的相關系數，選擇lnX1、lnX2、X3的數據，得到相關系數矩陣如表7：表7變量LNX1LNX2X3LNX11.0000000.683982-0.558932LNX20.6839821.000000-0.592646X3-0.558932-0.5926461.000000由表3、表4和表5可知，lnY與lnX1、lnX2的組合為最優方程，但是lnY與X3擬合度R-squared＝0.287480并不是很高，遠小于lnY分別與lnX1、lnX2回歸后得出的R-squared，但是由表2知引入X3后R-squared變為0.998352這說明引入X3這個解釋變量對整體模型有改善作用。又由表7的相關系數矩陣可以看出，解釋變量lnX1、lnX2、X3相關系數不高，可認為模型不存在多重共線性，所以可保留原來的方程，即ln=-0.334090+0.411202lnX1+0.610785lnX2+0.004174X3這說明，在其他因素不變的情況下，當國民生產總值增加1億美元，財政支出每增加1億美元，商品零售價格指數沒上升1%，平均說來稅收收入將分別增加0.4112021億美元、0.610785億美元和0.004174億美元。2、自相關檢驗DW檢驗由表2可得Durbin-Watsonstat＝0.735725。對樣本量為20、三個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統計表可知，dL＝0.998，dU＝1.676，模型中DW＜dL，顯然該模型中有正自相關。利用科克倫-奧克特迭代法對自相關檢驗進行處理。＝1－DW/2＝0.63214運行lslnyclnx1lnx2x3ar(1)得出表8：表8DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:12/26/10Time:Sample(adjusted):19892007Includedobservations:19afteradjustingendpointsConvergenceachievedafter37iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-2.0351062.652952-4.7671100.4558LNX10.4545010.1157872.3343550.2034LNX20.5862780.1988744.9593070.0002X30.0084510.0016912.4996620.6251AR(1)0.9014980.1367696.5913880.0000R-squared0.999109Meandependentvar9.164970AdjustedR-squared0.998855S.D.dependentvar0.892750S.E.ofregression0.030211Akaikeinfocriterion-3.940259Sumsquaredresid0.012778Schwarzcriterion-3.691722Loglikelihood42.43246F-statistic3925.933Durbin-Watsonstat2.014057Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots.90經過一次迭代后，可以從表8中看出Durbin-W