中國稅收增長的分析----重要

1、<p><b>　　中國稅收增長的分析</b></p><p><b>　　一、研究的目的要求</b></p><p>　　改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深化和經(jīng)濟(jì)的快速增長，中國的財政收支狀況發(fā)生很大變化，中央和地方的稅收收入1978年為519.28億元，到2010年已增長到73202億元，33年間增長了141倍。為了研究影響中國稅

2、收收入增長的主要原因，分析中央和地方稅收收入的增長規(guī)律，預(yù)測中國稅收未來的增長趨勢，需要建立計量經(jīng)濟(jì)模型。 </p><p>　　影響中國稅收收入增長的因素很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：（1）從宏觀經(jīng)濟(jì)看，經(jīng)濟(jì)整體增長是稅收增長的基本源泉。（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(jì)的發(fā)展和社會保障的完善等都對公共財政提出要求，因此對預(yù)算支出所表現(xiàn)的公共財政的需求對當(dāng)年的稅收收入可能會有一定的影響。

3、（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(biāo)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1978年以來經(jīng)歷了兩次大的稅制改革，一次是1984-1985年的國有企業(yè)利改稅，另一次是1994年的全國范圍內(nèi)的新稅制改革。稅制改革對稅收會產(chǎn)生影響，特別是1985年稅收陡增215.42%。但是第二次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。

4、</p><p><b>　　二、模型設(shè)定</b></p><p>　　為了全面反映中國稅收增長的全貌，選擇包括中央和地方稅收的“國家財政收入”中的“各項稅收”（簡稱“稅收收入”）作為被解釋變量，以反映國家稅收的增長；選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）”作為經(jīng)濟(jì)整體增長水平的代表；選擇中央和地方“財政支出”作為公共財政需求的代表；選擇“商品零售物價指數(shù)”作為物價水平的代表。

5、由于財稅體制的改革難以量化，而且1985年以后財稅體制改革對稅收增長影響不是很大，可暫不考慮稅制改革對稅收增長的影響。所以解釋變量設(shè)定為可觀測的“國內(nèi)生產(chǎn)總值”、“財政支出”、“商品零售物價指數(shù)”等變量。從《中國統(tǒng)計年鑒》收集到以下數(shù)據(jù)：</p><p>　　表1 中國稅收收入及相關(guān)數(shù)據(jù)</p><p>　　設(shè)定的線性回歸模型為：</p><p><b&

6、gt;　　三、估計參數(shù)</b></p><p><b>　　出現(xiàn)回歸結(jié)果：</b></p><p><b>　　表2</b></p><p>　　根據(jù)表2中數(shù)據(jù)，模型估計的結(jié)果為：</p><p>　　(4881.448) (0.0214) (0.098332)

7、 (46.06350)</p><p>　　t= (-1.059655) (3.152410) (5.638081) (0.931287)</p><p>　　F=1679.195 </p><p><b>　　四、模型檢驗</b></p><p><b>　　1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗&l

8、t;/b></p><p>　　模型估計結(jié)果說明，在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年GDP每增長1億元，稅收收入就會增長0.67461億元；在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年財政支出每增長1億元，稅收收入會增長0.554494億元；在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)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42.89834億元。這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。</p><p><

9、b>　　2、統(tǒng)計檢驗</b></p><p>　?。?）擬合優(yōu)度：由表2中數(shù)據(jù)可以得到：，修正的可決系數(shù)為，這說明模型對樣本的擬合很好。即解釋變量GDP，財政支出和零售商品物價指數(shù)對被解釋變量稅收收入的絕大部分異方差做出解釋。</p><p>　?。?）F檢驗：針對，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k-1=29的臨界值。由表2中得到F=1679.1

10、95，由于F=1679.195>，應(yīng)拒絕原假設(shè)，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。</p><p>　?。?）t 檢驗：分別針對：，給定顯著性水平，查t分布表得自由度為n-k-1=29臨界值。由表2中數(shù)據(jù)可得，與、、對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為-1.059655 ，3.152410 ，5.638081。其絕對值均大于，而 對應(yīng)的t統(tǒng)計

11、量0.931287 這說明 不應(yīng)當(dāng)拒絕：，也就是說，當(dāng)在其它解釋變量不變的情況下，解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值”、“財政支出”、分別對被解釋變量“稅收收入”都有顯著的影響?！吧唐妨闶畚飪r指數(shù)”對被解釋變量“稅收收入”不一定有顯著的影響。</p><p>　　五、檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲?lt;/p><p><b>　?。ㄒ唬﹫D形法</b></p><p>　　1

12、、EViews軟件操作。 </p><p>　?。?）繪制對的散點圖。</p><p><b>　　表3</b></p><p><b>　　表4</b></p><p><b>　　表5</b></p><p>　　2、判斷。由圖3、4、5可以看出，殘

13、差平方對解釋變量X1、X2、X3的散點圖主要分布在圖形中的下三角部分，大致看出殘差平方E2隨的變動呈增大的趨勢，因此，模型很可能存在異方差。但是否確實存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗。</p><p>　?。ǘ〨oldfeld-Quanadt檢驗</p><p>　　1、EViews軟件操作。</p><p>　　將區(qū)間定義為1978-1990，利用OLS方法求得

14、如下結(jié)果</p><p><b>　　表6</b></p><p>　　將區(qū)間定義為1998-2010，用OLS方法求得如下結(jié)果</p><p><b>　　表7</b></p><p>　　（3）求F統(tǒng)計量值?；诒?和表7中殘差平方和的數(shù)據(jù)，即Sum squared resid的值。由表6計算得

15、到的殘差平方和為</p><p>　　由表7計算得到殘差平方和為，根據(jù)Goldfeld-Quanadt檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量為</p><p>　　判斷。在下，在上式中分子、分母的自由度均為9，查F分布表得臨界值為，因為F=1155.4292>，所以能拒絕原假設(shè)，表明模型確定存在異方差。</p><p>　?。ㄈ￤hite檢驗

16、</p><p>　　經(jīng)估計出現(xiàn)White檢驗結(jié)果，見表8。</p><p>　　從表中可以看出，，由White檢驗知，在下，查分布表,得臨界值（在回歸方程式中只有四項含有解釋變量，故自由度為4 ），比較計算的統(tǒng)計量與臨界值，因為>，所以拒絕原假設(shè)，表明模型存在異方差。</p><p><b>　　表8</b></p>&l

17、t;p>　　(四)、異方差性的修正 </p><p>　　（一）加權(quán)最小二乘法（WLS）</p><p>　　在運(yùn)用WLS法估計過程中，我們分別選用了權(quán)數(shù)；下面僅給出用權(quán)數(shù)的結(jié)果。</p><p><b>　　表9</b></p><p><b>　　估計結(jié)果如下</b>&l

18、t;/p><p>　　(-3.700798) (1.646098) (6.741763) (3.411906) </p><p>　　0.976607 D.W.=1.210625 s.e.=302.0081 F=403.5618 </p><p>　　括號中數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量值。</p><p>　　可以看出運(yùn)用加權(quán)

19、小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗均顯著，可決系數(shù)大幅提高，F(xiàn)檢驗也顯著，并說明國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，稅收收入將增加0.030787億元，財政支出每增加1億元,稅收收入將增加0.723337億元;商品零售物價指數(shù)每上升1%,稅收收入就會增加38.47102億元。雖然這個模型可能還存在某些其他需要進(jìn)一步解決的問題，但這一估計結(jié)果或許比引子中的結(jié)論更為接近真實情況。</p><p><b>　　多重

20、共線性的檢驗</b></p><p>　　模型的設(shè)定 表10</p><p>　　由上表10可見，該模型,可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為1679.195，明顯顯著。但是當(dāng)是，只有X3系數(shù)的t檢驗不顯著，這表明很可能存在多重共線性。</p><p>　　計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X1，X2, X3數(shù)據(jù)，得出相關(guān)系數(shù)矩

21、陣</p><p><b>　　表11</b></p><p>　　觀察矩陣可以看出：解釋變量X1，X2之間的相關(guān)系數(shù)較高，與X3的相關(guān)性不明顯這表明可能存在多重共線性。</p><p><b>　　消除多重共線性</b></p><p>　　采取逐步回歸的辦法，去檢驗多重共線性，分別作Y對X1，X

22、2,X3的一元回歸，結(jié)果如下圖所似 表12</p><p>　　按的大小排列為X2，X1, X3</p><p>　　以X2為基礎(chǔ)，順次加入其它變量逐步回歸，先加入X1回歸結(jié)果為：</p><p><b>　　表13</b></p><p>　　t=（-1.608128） (

23、3.188370) (5.603149)</p><p>　　當(dāng)取時，，X2參數(shù)的t檢驗顯著，應(yīng)保留，再加入X3回歸得</p><p>　　t= (-1.059655) (3.152410) (5.638081) (0.931287)</p><p>　　F=1679.195</p><p>　　當(dāng)取時，，X3

24、參數(shù)的t檢驗不顯著，應(yīng)剔除。則X1，X2系數(shù)的t檢驗都顯著，這是最后消除多重共線性的結(jié)果。</p><p>　　這說明，在其它因素不變的因素下，在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年財政支出和當(dāng)年GDP每增長1億元，稅收收入會增長0.554494億元和0.67461億元；在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)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42.89834億元。</p><p><

25、;b>　　自相關(guān)的檢驗</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┠Ｐ偷脑O(shè)定 </b></p><p>　　該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對樣本量為33、三個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL=1.26，dU= 1.65，模型中DW=0.921995<dL，顯然模型中有正自相關(guān)。這一點殘差圖中也可從看出</p&

26、gt;<p><b>　　表14殘差圖</b></p><p>　　殘差圖中，殘差的變動有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正或負(fù)，表明殘差項存在一階正自相關(guān)</p><p>　?。ǘ⒆韵嚓P(guān)問題的處理</p><p>　　為解決自相關(guān)問題，選用科克倫—奧克特迭代法。生成名為e的殘差序列。建立ls e e (-1)可得回歸方程</p>

27、<p>　　et = 0.205287et-1 </p><p>　　由上式可知=0.205287，對原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程 </p><p>　　對式中的廣義差分方程進(jìn)行回歸，在EViews命令欄中輸入ls Y-0.205287*Y(-1) c X1-0.205287

28、*X1(-1) X2-0.205287*X2(-1) X3-0.205287*X3(-1)，回車后可得方程輸出結(jié)果如表。</p><p>　　表15 廣義差分方程輸出結(jié)果</p><p><b>　　由表可得回歸方程為</b></p><p>　　（0.023561） （0.107225） （48.7578）</p><

29、p>　　t = （-0.911915）（2.958809） （5.045209） （0.792054）</p><p>　　R2 = 0.992925 F = 1309.950 d f = 29 DW = 1.129566</p><p><b>　　式中，，。</b></p><p>　　由于使用了廣義差分

30、數(shù)據(jù)，樣本容量減少了1個，為32個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知dL = 1.24，dU = 1.65，模型中DW = 1.129566<dL = 1.24，說明廣義差分模型中仍存在自相關(guān)，需要再進(jìn)行迭代。</p><p>　　在EViews命令欄中輸入ls Y-0.205287*Y c X1-0.205287*X1(-1) X2-0.205287*X2(-1) X3-0.205287*X3(-1) X1