我國稅收收入影響因素的實證分析姓名：楊玉婷班級：0331404學號2014210992

目錄1. 引言 22. 文獻綜述 22.1. 國外的相關(guān)研究 22.2. 國內(nèi)的相關(guān)研究 33. 建立模型 43.1. 變量 43.2. 數(shù)據(jù) 43.3. 描述性分析 53.3.1. 稅收收入雖年份變化的關(guān)系圖 53.3.2. 稅收收入與各解釋變量之間的關(guān)系圖 63.3.3. 模型 74. 模型的參數(shù)估計與統(tǒng)計檢驗 84.1. 參數(shù)估計 84.2. 擬合優(yōu)度檢驗 94.3. 顯著性檢驗（t檢驗） 94.4. 總體顯著性檢驗（F檢驗） 95. 模型的計量經(jīng)濟檢驗 105.1. 多重共線性檢驗 105.1.1. 簡單相關(guān)系數(shù)檢驗法 105.1.2. 輔助回歸法 105.1.3. 逐步回歸法修正模型 115.2. 檢驗模型的異方差 145.2.1. 圖形法 145.2.2. White檢驗 155.2.3. 加權(quán)最小二乘法修正異方差 155.3. 模型的自相關(guān)檢驗 175.3.1. 圖形法檢驗自相關(guān) 175.3.2. 自相關(guān)DW檢驗 185.3.3. 自相關(guān)問題的修正 196. 結(jié)論和啟示 216.1. 模型的最終形式 216.2. 啟示 217. 參考文獻 23

引言

稅收是政府為了滿足社會公共需要,憑借政治權(quán)力,強制、無償?shù)厝〉秘斦杖氲囊环N形式?；诙愂辗峙鋸V度和深度的發(fā)展,稅收對國民經(jīng)濟的發(fā)展和促進作用也越來越顯著，經(jīng)濟決定稅收,稅收反映經(jīng)濟。對稅收收入的主要影響因素加以分析，有助于我們運用政策工具對稅收結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化，從而使稅收對經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮更大的促進作用。為了研究影響中國稅收增長的主要原因，分析我國稅收收入的增長規(guī)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(jīng)濟模型進行實證分析。

本文將數(shù)據(jù)挖掘應用于稅收預測中,通過對大量歷史數(shù)據(jù)的記錄和與之相關(guān)的各種數(shù)據(jù)的分析,運用計量經(jīng)濟學模型，以及Eviews軟件，對稅收收入情況進行了預測。并對各預測模型進行了實驗結(jié)果的對比分析,得出雙對數(shù)預測方法較簡單回歸預測方法能更好地進行稅收收入預測,從而更好地指導稅收計劃的完成,為科學地建立稅收計劃進行了有效地探索,并為稅收計劃工作提供了重要的科學依據(jù)。文獻綜述國外的相關(guān)研究國外學者關(guān)于稅收收入影響因素的研究涉及了很多方面。如在經(jīng)濟增長對稅收收入的影響方面，有的文獻表明，經(jīng)濟的發(fā)展會使公眾對公共服務的需求不斷提高，這就需要國家征集更多的收入來發(fā)展公共服務，因此制定有利于稅收收入征集的稅收制度，最終能夠促進經(jīng)濟的發(fā)展。從稅收角度看，使用人均收入作為經(jīng)濟發(fā)展的代理變量具有規(guī)范的意義(Bahl,

1971和Ansari,

1982)，高收入反映了較高的經(jīng)濟發(fā)展水平和稅收征納潛力(Chelliah,

1971)。還有文獻認為，公共支出和公債決定一個國家利用它的稅收潛能的范圍(Tanzi,

1987)，負債的高低會影響稅收標準的高低(Tanzi,

1992)。國內(nèi)的相關(guān)研究我國學者對影響我國稅收增長的因素展開了眾多的研究，一般從傳統(tǒng)的經(jīng)濟、政策、征管三因素、多因素和特殊因素入手進行研究。

潘雷馳(2007)通過剔除1978-2005年GDP中的不可稅部分，對此期間的可稅GDP采用相關(guān)性分析和時間序列分析的方法，研究這期間我國稅收收入與可稅GDP的總量及增量之間的關(guān)系。得出結(jié)論:稅收收入、可稅GDP的總量和增量是協(xié)調(diào)的，并且具有高度的相關(guān)性。申嫦娥(2006)采用漢森一薩繆爾森模型，用實證分析的方法說明了當前區(qū)域稅負主要受人均GDP、城市化程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況等因素的影響，改變目前區(qū)域稅負差異的途徑在于稅收制度改革，削減以流轉(zhuǎn)稅為主的間接稅的比重，提高直接稅的比重。呂冰洋、李峰用Malmquist指數(shù)測算出我國稅收征管效率，并將其引入面板數(shù)據(jù)模型，最終得出論，稅收征管效率的提高是稅收超常增長的主要原因。本文將重點研究影響稅收收入的經(jīng)濟因素。根據(jù)文獻研究、理論知識的剖析和中國國情的具體分析，本文從實證的角度，選取了若干具有代表性的指標，建立多元回歸模型，并運用EViews軟件對各個影響因素進行研究分析。建立模型變量影響稅收收入的因素有很多，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）作被解釋變量Y，反映稅收的增長；選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值”（即GDP）作解釋變量X1，代表經(jīng)濟整體增長水平；選擇“財政支出”作解釋變量X2，代表公共財政需求；選擇“商品零售價格指數(shù)”作解釋變量X3，代表物價水平；選擇“進出口總額”作為解釋變量X4，代表對外貿(mào)易規(guī)模。數(shù)據(jù)本文以1985年到2014年的數(shù)據(jù)為樣本，分析我國的稅收收入。相關(guān)數(shù)據(jù)來自《年中國統(tǒng)計年鑒》。

表3.11985-2014年影響中國稅收收入因素數(shù)據(jù)表描述性分析稅收收入雖年份變化的關(guān)系圖

圖3.11985-2014年中國稅收收入變化趨勢從圖3.1可以看出，1985-2014年間的稅收收入的呈增長趨勢。稅收收入隨年份變化的曲線先是平穩(wěn)上升，然后自2005年以來則急劇上升，表明其增長速度在逐年加快。稅收收入與各解釋變量之間的關(guān)系圖圖3.2、圖3.3和圖3.5表明稅收收入與GDP、

財政支出、進出口總額之間存在很強的線性相關(guān)關(guān)系，但據(jù)圖3.4來說，稅收收入和商品零售價格指數(shù)之間的線性關(guān)系并不明顯。圖3.2

稅收收入與GDP之間的關(guān)系圖3.3

稅收收入與財政支出之間的關(guān)系圖3.4

稅收收入與商品零售價格指數(shù)之間的關(guān)系圖3.5

稅收收入與進出口總額之間的關(guān)系模型根據(jù)上文分析，本文擬建立如下多元回歸模型：Y=B0+B1X1+B2X2+B3X3+B4X4+μ其中B0-截距；B１、B2、B3、B4-參數(shù)的回歸系數(shù)；μ為隨機擾動項；Y-稅收收入；X1–國內(nèi)生產(chǎn)總值；X2-財政支出；X3–商品零售價格指數(shù)；X4–進出口總額。模型的參數(shù)估計與統(tǒng)計檢驗參數(shù)估計圖4.1最小二乘擬合結(jié)果根據(jù)圖4.1的數(shù)據(jù)，模型估計結(jié)果為：Yi=-2691.538-0.006830X1+0.699946X2+25.92199X3+0.065337X（2923.911）（0.015466）（0.046588）（26.19183）（0.011650）t=(-0.920527)(-0.441633)(15.02410)(0.989698)(5.608109)R2=0.999586R2=0.999520F=15083.07模型估計結(jié)果說明，在假定其它變量不變的情況下，當年GDP每增長1億元，稅收就會減少0.006830億元；在假定其它變量不變的情況下，當年財政支出每增長1億元，稅收收入會增長0.046588億元；在假定其它變量不變的情況下，當年零售商品物價指數(shù)上漲一個百分點，稅收收入就會增長26.19183億元。在假定其它變量不變的情況下，當年進出口總額每增長1億元，稅收收入會增長0.011650億元；擬合優(yōu)度檢驗由圖4.1中數(shù)據(jù)可以得到：可決系數(shù)R2=0.999586，修正的可決系數(shù)為R2=0.999520，這說明模型對樣本的擬合很好。顯著性檢驗（t檢驗）分別針對H0：B０=0、B１=0、B2=0、B3=0、B4=0，給定顯著性水平5%,1%，查t分布表得自由度為26的臨界t0.025(25)=2.060,t0.005(25)=2.787。由表4.1中數(shù)據(jù)可得B１、B2、B3、B4,對應的t統(tǒng)計量分別為（-0.441633）（15.02410）（0.989698）（5.608109），其絕對值除了財政支出均大于t0.025(26)=2.056,t0.005(26)=2.779，這說明除國內(nèi)生產(chǎn)總值X1和財政支出X2分別都應當拒絕H0：B3＝０、B4＝０，也就是說，當在其它解釋變量不變的情況下，解釋變量“商品零售物價指數(shù)（X3）”“進出口總額（X4）”分別對被解釋變量“稅收收入（Y）”都有顯著的影響?？傮w顯著性檢驗（F檢驗）針對H0:B1=B2=B3=B4=0，F(xiàn)值服從分子自由度為4，分母自由度25的F分布。查表得出臨界值F0.05（4，25）=2.76，F(xiàn)0.01（4，25）=4.18。由表4.1中得到F=15083.07，遠遠大于上面任何一個臨界F值。因此拒絕零假設H0:B1=B2=B3=B4=0，說明回歸方程顯著，即“國內(nèi)生產(chǎn)總值”、“財政支出”、“商品零售物價指數(shù)”等變量聯(lián)合起來確實對“稅收收入”有顯著影響。模型的計量經(jīng)濟檢驗多重共線性檢驗簡單相關(guān)系數(shù)檢驗法由表5.1相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出：X1、X2的相關(guān)系數(shù)較高為0.995246，證實確實存在較嚴重的多重共線性。表5.1相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X4X11.0000000.995246-0.3423890.982600X20.9952461.000000-0.3119720.966701X3-0.342389-0.3119721.000000-0.334444X40.9826000.966701-0.3344441.000000輔助回歸法表5.2檢驗R2的顯著性R2值F值F值是否顯著X10.9974563398.226是X20.9951511778.751是X30.2659673.140257是X40.980431434.2163是查表得出臨界值F0.05（4，25）=2.76。根據(jù)表5.2得出結(jié)論：實確實存在較嚴重的多重共線性。逐步回歸法修正模型根據(jù)一元回歸結(jié)果進行對比分析，依據(jù)調(diào)整后的可決系數(shù)R2最大原則，選取X1作為進入回歸模型的第一個解釋變量，形成一元回歸模型。圖5.1二元回歸結(jié)果通過觀察比較圖5.1二元回歸結(jié)果，并根據(jù)逐步回歸的思想，新加入變量X2的二元回歸方程R2=0.998870最大，并且各參數(shù)的T檢驗顯著，參數(shù)的符號也符合經(jīng)濟意義，因此保留變量X2。圖5.2三元回歸結(jié)果通過圖5.2三元回歸結(jié)果可以看到，在X1、X2的基礎上加入X3后，雖然的方程R2=0.998957>0.998870，但增大程度并不理想。F統(tǒng)計量也相對較小，X3變量系數(shù)對應的t=1.799514比較小，相應的P值0.0836大于顯著性水平0.05說明X3對應變量的影響不顯著。因此，根據(jù)逐步回歸思想，模型不應保留自變量X3。在X1、X2的基礎上加入X4后的方程R2=0.999520>0..998870。而且X4變量系數(shù)對應的t=6.126322比較小，相應的P值為0。并且，F(xiàn)統(tǒng)計量為20126.30很大。因此，根據(jù)逐步回歸思想，模型應保留自變量X4。綜上所述，根據(jù)逐步回歸的思想，說明X1的出現(xiàn)引起嚴重多重共線性。因此最后應保留的變量為X1、X2、X4，相應的回歸結(jié)果為：Yi=185.4880-0.013173X1+0.718866X2+0.068539X（2514.411）（0.012493）（23.46563）（0.006327）t=（0.590492）（-0.936212）（16.92704）（6.126322）R2=0.999570R2=0.999520F=20126.30檢驗模型的異方差圖形法圖5.3殘差平方e2對被解釋變量的估計值Yi的散點圖由圖5.3可以看出，殘差平方e2對被解釋變量的估計值Yi的散點圖主要分布在圖形中的下三角部分，大致可以看出殘差平方e2隨Yi的增大呈增大趨勢，因此模型很可能存在異方差，但是否確實存在異方差還需要通過更進一步的檢驗。White檢驗圖5.4White檢驗結(jié)果根據(jù)圖5.4White檢驗結(jié)果nR2=18.23216。在5%顯著水平下，臨界值λ20.05（9）=16.919。nR2>λ20.05（9）則拒絕同方差假設,即存在異方差。加權(quán)最小二乘法修正異方差以上兩種檢驗方法均表明模型存在異方差，因此采用加權(quán)最小二乘法對原模型進行修正，以此來消除模型的異方差問題。用殘差的絕對值的倒數(shù)作為權(quán)重，進行加權(quán)最小二乘估計。圖5.5加權(quán)最小二乘估計結(jié)果圖5.5的估計結(jié)果如下：Yi=289.6350-0.015018X1+0.731933X2+0.065669X（81.70331）（0.004045）（0.012725）（0.002897）t=(3.544961)(-3.713014)(57.52006)(22.67133)R2=0.999993R2=0.0.999992F=1185342可以看出運用加權(quán)最小二乘法消除異方差之后，參數(shù)t檢驗結(jié)果均顯著，可決系數(shù)大幅度提高，F(xiàn)檢驗也顯著。模型的自相關(guān)檢驗圖形法檢驗自相關(guān)大多經(jīng)濟時間數(shù)據(jù)都有一個明顯的特點，就是他的慣性，表現(xiàn)在時間序列數(shù)據(jù)不同時間的前后關(guān)聯(lián)上，在不同的樣本點之間，隨機干擾項很容易出現(xiàn)相關(guān)，產(chǎn)生自相關(guān)性，由于模型的統(tǒng)計數(shù)據(jù)都是經(jīng)濟變量，在不同樣本點上解釋變量以外的其他因素在時間上的連續(xù)性，帶來他們對被解釋變量的影響的連續(xù)性，所以模型很有可能存在自相關(guān)性，因此需要對模型進行自相關(guān)性的檢驗。圖5.6殘差圖圖5.7圖5.6和圖5.7是模型的殘差序列圖，可以看出殘差的政府性與其上一期殘差的正負性相關(guān)，因此初步可以判定模型存在自相關(guān)，而且是正序列相關(guān)性。自相關(guān)DW檢驗DW的檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，樣本容量n=30,解釋變量個數(shù)k=3,DL=1.24,DU=1.650,DW=1.421。DL<D<DU因此無法判斷。自相關(guān)問題的修正圖5.8使用et滯后一期的自回歸，可得回歸方程：et=0.791550et-1由圖5.可得ρ=0.791550，對原模型進行廣義拆分，得到廣義拆分方程：Yt-0.791550Yt-1=B0(1-0.791550)+B1(X1t-0.791550X1t)+B2(X2t-0.791550X2t)+B4(X4t-0.791550X4t)+μ1圖5.9由圖5.9可得回歸方程：Y*=-539.6697+0.053612X1t*+0.457397X2t*+0.069030X4t*（257.9221）（0.032958）（0.105919）（0.018777）t=(-2.092375)(1.6526674)(4.318366)(3.676260)R2=0.996054R2=0.995581F=2103.524B0=-539.66971-0.791550由此我們得到最終的模型：Y=-2588.96+0.053612X1+0.457397X2+0.069030X4結(jié)論和啟示模型的最終形式根據(jù)以上分析和檢驗，我們將消除自相關(guān)后的計算結(jié)果作為模型的最終形式，因此回歸模型的最終形式為：Y=-2588.96+0.053612X1+0.457397X2+0.069030X4回歸模型估計結(jié)果表明，在假定其他條件不變的情況下，當年國內(nèi)生產(chǎn)種植每增加1億元，稅收就會增加0.053612億元；在假定其它變量不變的情況下，當年財政支出每增長1億元，稅收收入會增長0.457397億元。在假定其它變量不變的情況下，當年進出口總額每增長1億元，稅收收入會增長0.069030億元；啟示由模型得到的最終方程我們可以得到以下啟示：

（1）適應當前經(jīng)濟環(huán)境變化，建立可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟機制。經(jīng)濟是稅收收入增長的決定性因素，稅收同樣也會作用于經(jīng)濟。面對經(jīng)濟波動，應該利用累進性稅制的自動穩(wěn)定器功能，設計穩(wěn)定的稅制內(nèi)在的自動體現(xiàn)稅收的宏觀調(diào)控作用，并讓稅收不造成經(jīng)濟更大的扭曲和波動，這是我國稅收發(fā)展面臨的新挑戰(zhàn)。

（2）發(fā)揮經(jīng)濟杠桿作用，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。從發(fā)達國家的經(jīng)驗來看，在稅收政策相對穩(wěn)定的情況下，收入增長將逐步趨向依靠經(jīng)濟因素。當前國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象較為突出，極大地影響了國民經(jīng)濟持續(xù)協(xié)調(diào)發(fā)展