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51.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)稅收收入的影響52.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)101.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)102.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)103.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）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

2、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

3、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

4、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，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

5、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(chēng)“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）

6、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)生產(chǎn)總值財(cái)政支出商品零售價(jià)格指數(shù)（上年=100）19956038.0461129.86823.72114.819966909.8271572.37937.55106.119978234.0479429.59233.56100.819989262.884883.710798.1897.4199910682.5890187.713187.6797200012581.5199776.315886.5

7、98.5200115301.38110270.418902.5899.2200217636.4512100222053.1598.7200320017.31136564.624649.9599.9200424165.68160714.428486.89102.8200528778.54185895.833930.28100.8200634804.35217656.640422.73101200745621.97268019.449781.35103.8200854223.79316751.762592.66105.9200959521.59345629.276299.9398.82010732

8、10.7940890389874.16103.1201189738.39484123.5109247.79104.92012100614.28534123125952.971022013110530.7588018.8140212.1101.42014119158.05636138.7151661.54101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

9、普通最小二乘回歸，得到如圖4結(jié)果：圖4Y = -12572.23 + 0.142995 *X1 + 0.223750*X2 + 74.17085*X3 （4094.646） （0.014566） （0.057792） （40.90358）t =(-3.070408) (9.816963) (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

10、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=0.999705 ，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)對(duì)各解釋變量進(jìn)

11、行多重共線性檢驗(yàn).圖示法.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。修正多重共線性.用EVIEWS分別對(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=0.713964Y = 1332.771 + 0.790393* X2 （626.4368） （0.009016）R2=0.997663 DW=1.043045Y = 5759.253 + 359.1182* X3 （224374.5） （22

12、00.395）R2=0.001478 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)。.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 (10519.28) (0.0087

13、38) (103.1633)R2=0.997928由以上數(shù)據(jù)構(gòu)成表格如下：01(X1)2(X2)3(X3)R2Y=f(X2)1332.77(626.4368)0.790393 (0.009016)0.997663Y=f(X1,X2)-5249.702 (721.6073)0.148122(0.015220)0.2035758(0.060407)0.999644Y=f(X3,X2)-14153.32 (10519.28)0.790107 (0.008738)152.1265 (103.1633)0.997928Y=f(X1,X2,X3)-12572.23 (4094.646)0.142995 (

14、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)2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)，3不顯著，應(yīng)該是多余變量，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

15、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)異方差檢驗(yàn)首先利用EVIEWS做出殘差平方項(xiàng)resid2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=

16、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)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=1.509536，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<X0.052(1)=3.8

17、4,接受原假設(shè)。所以隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在存在自相關(guān)。d.回歸檢驗(yàn)法因?yàn)閠檢驗(yàn)值=0.836725小于5%顯著性水平下自由度為17的臨界值2.11，沒(méi)通過(guò)變量的顯著性檢驗(yàn)。F=0.700109小于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 %

18、，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)