我國稅收增長影響因素的計量分析【摘要】改革開放以來，我國經(jīng)濟迅速開展。伴隨著經(jīng)濟體制的改革和經(jīng)濟的高速開展，我國稅收收入的超速增長引起了人們的廣泛注意。本文主要從1994年至2008年稅收收入的主要影響因素進行計量分析，我所選取的自變量是國內(nèi)生產(chǎn)總值、財務(wù)支出、零售商品的物價水平。然后利用Eviews軟件對計量模型進行參數(shù)檢驗和修正。得出的結(jié)論是國內(nèi)生產(chǎn)總值、財務(wù)支出和零售商品的物價水平對我國稅收增長有很大的影響。【關(guān)鍵詞】：國內(nèi)生產(chǎn)總值、財務(wù)支出、零售商品物價水平、計量、稅收一、文獻綜述取得財政收入的方法有很多，例如稅收、發(fā)行國債、發(fā)行貨幣、收費等。稅收是我國財政收入的根本要素，對我國經(jīng)濟開展具有重大的影響。稅收由政府征收，具有無償性、強制性和固定性的特點。取之于民，也該用之于民。自改革開放以來，我國經(jīng)濟就以迅猛的速度在持續(xù)開展，一躍成為世界第二經(jīng)濟體。隨著經(jīng)濟的增長，稅收收入也在不斷的上漲，1994年到2008年期間，我國的稅收收入從519.28億元增長到54223.79億元。科學(xué)的對稅收收入增長的因素進行分析和預(yù)測，對研究我國稅收增長的規(guī)律以及制定經(jīng)濟政策有著重要作用。1978年~1981年，我國在方案經(jīng)濟體制延續(xù)的格局下稅收理論開始開展和變化：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(zhuǎn)移到經(jīng)濟建設(shè)上來的政治路線，正確的做出了改革、開放的戰(zhàn)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(yīng)經(jīng)濟體制改革和對外開放的理論與目標模式。1980年，五屆全國人大常委會決定，批準國務(wù)院提出的決定，在廣東的深圳、珠海、汕頭和福建省廈門建立經(jīng)濟特區(qū)，鼓勵客商及其公司投資設(shè)廠或與中方合資設(shè)廠、興辦企業(yè)和其他工業(yè)，并在稅收、金融、土地和勞務(wù)工資等方面給予適當?shù)膬?yōu)惠條件。在經(jīng)濟特區(qū)內(nèi)，經(jīng)實行不同于內(nèi)地的管理體制和以中外合資、合作經(jīng)營企業(yè)、外商獨資企業(yè)為主，多種經(jīng)濟并存的綜合企業(yè)、綜合體制。1981年~1984年，“方案經(jīng)濟為主、市場調(diào)節(jié)為輔”格局下中國稅收理論的開展與變化：1981年，黨的十一屆六中全會總結(jié)建國以來32年歷史經(jīng)驗教訓(xùn)時，寫入《關(guān)于建國以來黨的假設(shè)干歷史問題的決議》中：“必須在公有制根底上實行方案經(jīng)濟，同時發(fā)揮市場調(diào)節(jié)的輔助作用。”1982年中共十二大具體闡述了“方案經(jīng)濟為主、市場調(diào)節(jié)為輔”的內(nèi)涵：“我國在公有制根底上實行方案經(jīng)濟。有方案的生產(chǎn)和流通，是我國國民經(jīng)濟的主體。同時，允許對于局部產(chǎn)品的生產(chǎn)和流通不做方案，由市場來調(diào)節(jié)，也就是說，根據(jù)不同時期的具體情況，由國家統(tǒng)一方案劃出一定的范圍，由價值規(guī)律自發(fā)的起調(diào)節(jié)作用。這一局部是有方案生產(chǎn)和流通的補充，是附屬的、次要的，但又是必需的、有益的。”1984年~1993年，開展“社會主義有方案商品經(jīng)濟”框架下，中國稅收理論的開展與變化：1984年，黨的十二屆三中全會一致通過《中共中央關(guān)于經(jīng)濟體制改革的決定》，該《決定》認為：改革方案體制，首先要突破把方案經(jīng)濟同商品經(jīng)濟對立起來的傳統(tǒng)觀念，明確認識社會主義方案經(jīng)濟必須自覺依據(jù)和運用價值規(guī)律，是在公有制根底上的有方案的商品經(jīng)濟。商品經(jīng)濟的充分開展，是社會經(jīng)濟開展不可逾越的階段，是實現(xiàn)中國經(jīng)濟現(xiàn)代化的必要條件。這就為打破方案經(jīng)濟體制創(chuàng)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(diào)需要運用稅收集中財力，調(diào)節(jié)經(jīng)濟，為促進經(jīng)濟高速開展效勞。1994年~2008年，構(gòu)建社會主義市場經(jīng)濟過程中中國稅收理論的開展與創(chuàng)新：黨的十四大明確提出中國經(jīng)濟體制改革的目標是建立社會主義市場經(jīng)濟體制。為適應(yīng)市場經(jīng)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(guī)模最大、范圍最廣、力度最強、內(nèi)容最深刻的全面性、結(jié)構(gòu)性的改革。此次改革的指導(dǎo)思想是：統(tǒng)一稅法、公平稅負、簡化稅制、合理分權(quán)、理順分配關(guān)系，保障財政收入，建立符合社會主義市場經(jīng)濟要求的稅制體系。圍繞這一重大稅制改革，稅收理論的研究與開展也進入了一個全新的時代，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(yīng)WTO規(guī)那么和經(jīng)濟全球化開展要求的稅收理論研究；二是稅收根本理論的研究與對西方稅收理論的揚棄；三是促進經(jīng)濟可持續(xù)開展中國特色稅收理論體系創(chuàng)新的研究。影響稅收收入的因素有很多，但最主要的因素有：1、國內(nèi)生產(chǎn)總值：從宏觀經(jīng)濟看，經(jīng)濟總體增長是稅收增長的基根源泉，而國內(nèi)生產(chǎn)總值是反映經(jīng)濟增長的重要指標。2、公共財政的需求。稅收收入是財政收入的主體，社會經(jīng)濟的開展和社會保障的完善都對公共財政提出了要求，因此預(yù)算支出對公共財政的需求對當年的稅收收入有一定的影響。3、物價水平。我國的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主，以現(xiàn)行價格計算的GDP等指標和經(jīng)營者的收入水平都與物價水平有關(guān)。4、稅收政策因素。我國自改革開放以來經(jīng)歷了兩次稅制改革，一次是國有企業(yè)利改稅，另一次是全國范圍內(nèi)的新稅制改革。由于稅制改革對稅收收入增長速度的影響不是很大，所以可以從1、2、3這三個因素來分析我國稅收增長的具體影響。為了全面反映我國稅收增長的全貌，我選用使用稅收收入作為被解釋變量，反映稅收的增長；選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值”作為經(jīng)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(shù)”作為物價水平的代表。二、模型設(shè)定表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(nèi)生產(chǎn)總值〔X1〕〔單位：億元〕財政支出(X2)〔單位：億元〕商品零售價格指數(shù)(X3)(單位：億元)19942390.4714928.32491.21118.519952727.4016909.22823.78117.819962821.8618547.93083.59102.119972990.1721617.83386.62102.919983296.9126638.13742.20105.419994255.3034634.44642.30113.220005126.8846759.45792.62121.720016038.0458478.16823.72114.820026909.8267884.67937.55106.120038234.0474462.69233.56100.820049262.8078345.210798.1897.4200510682.5882067.513187.6797.0200612581.5189468.115886.5098.5200715301.3897314.818902.5899.2200817636.45104790.622053.1598.7資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒2009》〔一〕模型初步提出為了具體分析稅收收入增長〔Y〕與國內(nèi)生產(chǎn)總值〔X1〕、財政支出〔X2〕、商品零售價格指數(shù)〔X3〕的關(guān)系，作如圖1所示的散點圖和圖2所示的線性圖圖1圖2可以看出Y、X1、X2都是逐年增長的，但增長速率有所變動，而X3在多數(shù)年份呈現(xiàn)水平波動。說明變量間不一定是線性關(guān)系，可探索將模型設(shè)定為以下對數(shù)模型：lnY=〔二〕估計參數(shù)用Eviews分析軟件我們得到的回歸結(jié)果為：表2DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:06/05/11Time:22:59Sample:19942008Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.2068840.2040251.0140150.3324LNX10.0264110.0400510.6594380.5232LNX20.9099650.04134422.009460.0000X30.0015960.0010741.4851570.1656R-squared0.998861Meandependentvar8.697573AdjustedR-squared0.998551S.D.dependentvar0.668291S.E.ofregression0.025439Akaikeinfocriterion-4.281853Sumsquaredresid0.007119Schwarzcriterion-4.093039Loglikelihood36.11390F-statistic3216.829Durbin-Watsonstat1.464922Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)表中數(shù)據(jù)，模型設(shè)計的結(jié)果為:lnY=0.206884+0.026411lnX1+0.909965lnX2+0.001596X3(0.204025)(0.040051)(0.041344)(0.001074)t=(1.014015)(0.659438)(22.00946)(1.485157)R2=0.998861R2=0.998551DW=1.464922F=3216.829n=15〔三〕模型檢驗及估計1、相關(guān)性檢驗從估計的結(jié)果可以看出，模型擬合較好，可決系數(shù)為0.998861，說明模型在整體上擬合比擬好。2、顯著性檢驗〔1〕對于β0，t統(tǒng)計量為1.014015。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=11下，得臨界值為2.201，大于t統(tǒng)計量，所以接受原假設(shè)，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值對稅收收入影響不顯著。〔2〕同上，與β1、β2、β3對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為0.659438、22.00946、1.485157，其絕對值不全大于2.201，這說明在顯著水平α=0.05下，只有β3能拒絕H0，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(nèi)生產(chǎn)總值”、“財政支出”和“商品零售價格指數(shù)”分別對被解釋變量“稅收收入”不全都有顯著影響，這可能是由于多重共線性或自相關(guān)的影響。〔3〕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=11的臨界值為3.59，由表2中得到F=3216.829>3.59，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，即解釋變量對被解釋變量由顯著影響。3、多重共線性檢驗將lnY分別對lnX1、lnX2、X3做回歸。將lnY與lnX1做回歸得到結(jié)果如下表：DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:06/06/11Time:14:24Sample:19942008Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1.2870520.701877-1.8337280.0897LNX10.9308070.06530414.253530.0000R-squared0.939860Meandependentvar8.697573AdjustedR-squared0.935234S.D.dependentvar0.668291S.E.ofregression0.170074Akaikeinfocriterion-0.581596Sumsquaredresid0.376029Schwarzcriterion-0.487189Loglikelihood6.361967F-statistic203.1631Durbin-Watsonstat0.210465Prob(F-statistic)0.000000將lnY與lnX2做回歸得到結(jié)果如下表：DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:06/06/11Time:14:26Sample:19942008Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.5503930.0876676.2782250.0000LNX20.9223480.00989493.224230.0000R-squared0.998506Meandependentvar8.697573AdjustedR-squared0.998391S.D.dependentvar0.668291S.E.ofregression0.026803Akaikeinfocriterion-4.277073Sumsquaredresid0.009339Schwarzcriterion-4.182666Loglikelihood34.07804F-statistic8690.756Durbin-Watsonstat1.291727Prob(F-statistic)0.000000將lnY與X3做回歸得到結(jié)果如下表：DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:06/06/11Time:14:28Sample:19942008Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C13.900011.7875657.7759470.0000X3-0.0489530.016769-2.9192100.0120R-squared0.395961Meandependentvar8.697573AdjustedR-squared0.349496S.D.dependentvar0.668291S.E.ofregression0.539002Akaikeinfocriterion1.725372Sumsquaredresid3.776804Schwarzcriterion1.819778Loglikelihood-10.94029F-statistic8.521786Durbin-Watsonstat0.433736Prob(F-statistic)0.011959將lnY與lnX1、lnX2做回歸得到結(jié)果如下表：DependentVariable:LNYMethod:LeastSquaresDate:06/06/11Time:14:29Sample:19942008Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.4432600.1339103.3101440.0062LNX10.0426420.0404201.0549680.3122LNX20.8826930.03885922.715420.0000R-squared0.998633Meandependentvar8.697573AdjustedR-squared0.998405S.D.dependentvar0.668291S.E.ofregression0.026687Akaikeinfocriterion-4.232433Sumsquaredresid0.008546Schwarzcriterion-4.090823Loglikelihood34.74325F-statistic4383.692Durbin-Watsonstat1.373179Prob(F-statistic)0.000000由以上四個表可知，lnY與lnX1、lnX2的組合為最優(yōu)方程，但是lnY與X3的擬合度R-squared=0.395961，并不是很高，遠小于lnY分別與lnX1、lnX2回歸后得出的擬合度，但是由表2知引入X3后R-squared變?yōu)?.998861，這說明引入X3這個解釋變量對整體模型有改善作用。所以可保存原有方程，即lnY=0.206884+0.026411lnX1+0.909965lnX2+0.001596X3這說明，在其他因素不變的情況下，當國民生產(chǎn)總值增加1億美元，財政支出每增加一億美元，商品零售價格指數(shù)每上升1%，那么稅收收入將分別增加0.026411、0.909965、0.001596億美元。4、異方差檢驗利用White檢驗，檢驗結(jié)果為WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic0.339577Probability0.897417Obs*R-squared3.044786Probability0.803205TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:06/06/11Time:15:42Sample:19942008Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.0835200.1504540.5551200.5940LNX10.0069710.0367160.1898520.8542LNX1^2-0.0002100.001584-0.1323450.8980LNX2-0.0146270.051909-0.2817890.7853LNX2^20.0006660.0026580.2507040.8084X3-0.0010150.001162-0.8731350.4080X3^24.50E-065.21E-060.8628200.4134R-squared0.202986Meandependentvar0.000475AdjustedR-squared-0.394775S.D.dependentvar0.000520S.E.ofregression0.000614Akaikeinfocriterion-11.64940Sumsquaredresid3.01E-06Schwarzcriterion-11.31898Loglikelihood94.37050F-statistic0.339577Durbin-Watsonstat2.963354Prob(F-statistic)0.897417從上表可以看出，nR2=3.044786，由White檢驗知，在α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值為9.35，比擬計算的統(tǒng)計量與臨界值，接受原假設(shè)，說明模型并不存在異方差。5、自相關(guān)檢驗〔1〕DW法使用DW檢驗，由表2可以得到Durbin-Watsonstat=1.464922。對樣本容量為15，三個解釋變量的模型，5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL=0.814，dU=1.977，模型中dL<DW<dU，不能判斷是否有自相關(guān)。〔2〕圖形法由圖形法可知該模型中有正自相關(guān)。〔3〕利用廣義差分法對自相關(guān)檢驗進行處理。求出自相關(guān)系數(shù)，得如下表DependentVariable:EMethod:LeastSquaresDate:06/06/11Time:17:20Sample(adjusted):19952008Includedobservations:14afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.E(-1)0.2537800.2658930.9544460.3573R-squared0.063852Meandependentvar-0.000931AdjustedR-squared0.063852S.D.dependentvar0.023100S.E.ofregression0.022350Akaikeinfocriterion-4.695198Sumsquaredresid0.006494Schwarzcriterion-4.649551Loglikelihood33.86638Durbin-Watsonstat1.775622所以，自相關(guān)系數(shù)估計為0.25378。進行廣義差分估計得如下表為：DependentVariable:LNY-0.25378*LNY(-1)Method:LeastSquaresDate:06/06/11Time:17:50Sample(adjusted):19952008Includedobservations:14afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.1275550.1835970.6947590.5030LNX1-0.25378*LNX1(-1)0.0406690.0547420.7429120.4746LNX2-0.25378*LNX2(-1)0.8995130.05278617.040720.0000X3-0.25378*X3(-1)0.0013460.0012581.0697620.3099R-squared0.997909Meandependentvar6.575478AdjustedR-squared0.997282S.D.dependentvar0.484738S.E.ofregression0.025274Akaikeinfocriterion-4.283161Sumsquaredresid0.006388Schwarzcriterion-4.100573Loglikelihood33.98213F-statistic1590.726Durbin-Watsonstat1.805558Prob(F-statistic)0.000000由上表可得回歸方程為lnY=0.127555+0.040669lnX1+0.899513lnX2+0.001346X3Se=〔0.1836〕〔0.0547〕〔0.0527〕〔0.0013〕t=0.69480.742917.0407