基于影响税收收入的经济因素分析

基于影响税收收入的经济因素分析北京林业大学 黄冰清、程钰蕴、戴彦摘要：税收有着强制性、无偿性和固定性的特点，主要被政府宏观调用以满足实现其政治、经济、文化等各方面的职能，但如何让税收收入更好的实现国家宏观调控的职能，就需要清楚地知道影响国家税收收入的主要因素有哪些，在查阅资料了解影响税收收入的经济因素后，在中国统计年鉴 2009找到相关数据后通过建立一定的经济数学模型来定量的分析各个影响因素具体是如何影响的。关键词：经济因素，政策因素，征管因素，计量模型Analysis of Economic Factors having Impact on Tax Rreceipts AbstractAccorrding to relative information ,the whole tax income of our country depends heavily on economic factors ,policy factors and administration factors. Looking from the economic factors, total economic output with the national economy in three parts of the important - investment, consumption, exports and imports increase in tax receipts influence. The paper tries to establish a measurement model in order to study the tax receipts to the degree of influence,to analyse the changes in tax receipts and to predict the future trend,hoping to provides some suggestions to our officials so that they can better regulate the function of the state.Key Words:Economic Factors ,Policy Factors, the Administration, Measurement Model一、理论综述在非营利组织会计中，老师经常提到财政收入，包括税收收入、各类行政事业费收入等，而这其中很大一部分都是来自于税收收入，研究数据发现我国的税收收入从 1985 年的 2040.85 亿元至今保持着逐年增长的趋势，2009 年已经达到9521.6 亿元，在不到三十年的时间里发生了巨大的变化。查阅相关资料可知，税收收入主要受经济因素、政策性因素及征管因素的影响。从经济因素来看，经济总量与国民经济总量中重要的三部分投资、消费、进出口都会对税收收入的增长产生影响。（一）经济总量对税收的影响经济是税收的基础，只有经济增长了，税收收人才可能增长。从相关的经济数据分析来看，GDP 增长与税收增长都曾出现较大波动，这其中有国民经济运行状况、税制改革等方面的原因，但从总体上看，税收增长对 GDP 增长表现出良好的增长弹性。国民经济稳定发展和企业效益好转为税收增长提供了丰富的税源，积极的财政政策、稳健的货币政策、产业结构调整政策逐步落实到位、全球经济环境、国际市场等都是会影响税收来源的。1 投资总额对税收的影响固定资产投资影响税收收入，固定资产投资的增加，不仅会带来国民经济总量的增加，而且会带来税收收入的增加。由于投资的乘数效应和税制的某些特点，在一定时期的一定阶段，投资所带来的税收收入的增长可能会高于固定资产投资的增长。投资形成的存货对税收也重要的影响，存货数量的增加使库存产品所含的税收，以待抵扣的形式沉淀在企业的仓库里，即存货的增加直接减少税收收入。从相反的趋势上看，存货的减少会增加税收收入。2 消费总量对税收的影响从消费与 GDP 的关系看，消费是 GDP 的组成部分，消费的增长，可使 GDP 一对一地增长。不仅如此，消费率的上升，通过使投资乘数增加，使投资对 GDP 的拉动作用增大，增加了 GDP 扩张的速度，扩大了税收的总税源。当社会消费品零售总额有较大幅度的增长时，税收收入的增长幅度也比较大。消费结构变化影响税收收入，居民消费可分为商品性消费和服务性消费两部分。其中，商品性消费的增长，在短期内促进了产品的销售，减少了存货的积累，加速了债务清偿的速度，增加了企业的利润。这种情况下，税收收入得到保障，实际税负将上升。对于服务性消费，它的主要特点是“即用即付”，即在消费的同时付款，在付款的同时消费。餐饮服务业的这一特点使餐饮服务业中的欠税相对较少。税收的增加与欠税的减少，促使税收收入加快增长。国家统计局的数据显示，随着我国进出口的高速增长，也带来了相应税收收入的增长。（二）政策因素对税收的影响导致税收收入增长的税收政策主要有以下几项：1 企业期初存货进项税款抵扣政策到期1994 年税改后，企业开始实行销项税额减进项税额的凭进货发票抵扣进项税金的增值税发票扣税法。但在 1994 年开始实行这一政策时，各企业都有大量的存货，如果允许企业当年把所有库存商品中所含的进项税款全部一次性抵扣，当年增值税恐怕会所收无几，所以当时规定，企业 1994 年以前的期初存货已征税款分 5 年按比例抵扣。随着企业的这部分进项税款抵扣完毕，从 1999 年开始，在其他条件不变的前提下，企业增值税的进项税额将比过去减少，企业缴纳的增值税额则随之增加。此项政策影响税收增收 179.41 亿元。2 外商投资企业超税负返还政策到期1994 年税制改革后，外商投资企业的流转税由过去征收工商统一税改为与内资企业相同，征收增值税、消费税、营业税，但因此项改革而增加的税负在 5 年之内可以返还。所以，19941998 年，外商投资企业的流转税负不会有大的变化。而从 1999 年开始，随着超税负返还政策的到期，外商投资企业的流转税负将会增加，即来自外商投资企业的流转税收入增加。3 企业的某些定期减免税收优惠政策到期这一项内容主要包括对外商投资企业的一些定期减免税政策，如“两克三减”、“五免五减”等以及对内资企业的一些定期减免税政策，如对校办企业、民政企业实行的先征后退优惠政策。这些优惠政策的期满自然会使税收收入增加。4 对居民储蓄存款利息征收个人所得税的政策多年来，为了鼓励城乡居民储蓄存款，为国家经济建设筹集资金，我国对城乡居民的银行储蓄存款利息所得一直实行免税政策。但随着经济体制转轨和经济形势的变化，1998 年以来我国采取了一系列刺激投资和消费以扩大内需、促进经济增长的宏观调控措施，其中就包括从 1999 年 11 月起，对城乡居民的银行储蓄存款利息征收个人所得税的税收政策。此一项税收收入 1999 年近 1 亿元，2000年为 149 亿元。5 发展和完善证券市场的政策随着国家鼓励证券投资的各项政策的实施，近两年我国的证券投资市场异常活跃，从而使证券交易印花税收入增长迅猛。2000 年我国证券交易印花税收入为478 亿元，比上年增收 233 亿元，增长 95.2。 【3】（三）征管因素对税收的影响税收收入增长的征管因素分析：加强税收征管1993 年，联合国国际货币基金组织的专家曾测算，中国税收收入的征收率只有 70。也就是说，还有30的税收没有征收上来。所以，当经济增长率（GDP 增长率）与往年相同，税收收入增长率也与往年相同，但税收征管却比以往年度加强时，税收收入的增长率就会高于往年，而高出的比例是在 GDP 增长率不变的前提下拥有的。加强税收征管的效果可能体现在两个方面：一是把当年应征的税证上来；另一个是把以前年度的欠税追缴上来。这样，如果加强了税收征管，税务机关把本年应征的税都征上来的话，税收收入的增长速度会比没有加强税收征管时快 21。如果再考虑征管力度加大，把以前年度的欠税也收回来了，那么，税收收入的增长率还会高。1995 年以来，我国加大税收征管模式和征管制度改革的力度，推行“以纳税申报和优化服务为基础。以计算机网络为依托，集中征收，重点稽查”的征管模式，强调税收工作要面向基层、面向征管，在不断完善纳税申报制度和为纳税人服务制度体系的同时，把稽查作为税收工作的重中之重，税收稽查从制度、机构、人员、设备手段等方面不断健全和加强。征管改革成效显著。2000 年，全国税务系统坚决贯彻中央的重大决策，认真落实“加强征管、堵塞漏洞、惩治腐败、清缴欠税”的方针，坚持依法治税、从严治队，加快“金税工程”建设步伐。可以说，这些都为提高税收征收率奠定了基础，也是税收收入及时、足额入库的主要原因。严厉打击走私 众所周知，近两年我国加大打击走私活动的力度，为此，专门成立了缉私警察队伍，缉私工作成效卓著。2000 年进口环节增值税、消费税比上年增长 43.7。全国各级税务机关和相关部门加强征管促进了税收收入增长，它不仅提高了当年的税收征收率，也较大程度地清理了以前年度的欠税。此项措施带来当年税收增加约 300 亿元。占 2000 年总增收额的 13。 综上所述，影响我国税收收入不断增长，既有经济增长的基础，又有政策、管理等方面而形成的经济的前期发展与税收的后期增长以及税收的集中性征收等因素。上述因素中，政策因素、管理因素起了重要的作用，但决定因素是经济因素。所以，下面的研究则从经济影响因素的角度展开分析。 二、数据的收集为了估计模型的参数，收集了我国税收收入 19852009 年的统计数据，如下表 1：表 1 19852009 重要经济数据注：资料来源中国统计年鉴 2009三、模型的设定研究经济因素对税收收入的影响，需要考虑以下几个方面：（一）数据性质的选择由于主要是研究税收收入、进出口、GDP 等不同经济变量在连续若干年的变化，因而选择时间序列的数据，及从 19852009 年的相关经济数据，建立模型并分析解释。 【1】（二）模型形式的设计经分析，影响税收收入的经济因素主要有国民经济总量、消费、进出口等方面。为此，考虑的影响因素主要有商品进口额 X2，商品出口额 X3，国内生产总值 X4，居民消费价格指数 X5，并设定了如下形式的计量经济模型：Y=C+C2X2+C3X3+C4X4+C5X5+u 和lnY=C+C2lnX2+C3lnX3+C4lnX4+C5X5+u之所以设定了两个不同的模型，就是考虑到多元线性回归模型可能会有较严重的共线性、异方差等计量经济特有的问题，而对模型进行对数变换，即变成非线性模型后又一般能解决异方差的问题，会使模型估计更为准确，决定对比分析后得出更适合本经济问题的经济计量模型。 【2】 下面将分别对设定的模型进行参数估计、假设检验等操作，在作出相应的模型结构调整后总结出最后的结果。四、模型的求解（一）对于模型Y=C+C2X2+C3X3+C4X4+C5X5+u1 OLS 回归估计利用 EViews 软件，生成 Y、X2、X3、X4、X5 等数据序列，采用这些数据对模型进行 OLS 回归，结果如下表 2：表 2 OLS 回归结果由此可见，该模型 R2=0.998778，调整的 R2=0.998534 可决系数很高，F检验值 4086.8，明显显著。但是 X2、X5 的符号于预期相反，这表明很可能存在多重共线性。2 多重共线性的检验计算各解释变量的相关系数，得相关系数矩阵如下表 3：表 3 多重共线性相关系数矩阵由相关系数矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性。3 修正多重共线性采用逐步回归法，检验和解决多重共线性问题。分别作 Y 对 X2、X3、X4、X5的一元回归，各自的结果及汇总的表格如下：表 4 商品进口额 X2 与税收额 Y 回归结果表 5 商品出口额 X3 与税收额 Y 回归结果表 6 国内生产总值 X4 与税收额 Y 回归结果表 7 居民消费价格指数 X5 与税收额 Y 回归结果相关参数汇总的表格 8：其中，加入 X4 的方程调整的 R2 最大，以 X4 为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果如下：表 9 商品进口额 X2，国内生产总值 X4 与税收额 Y 回归结果表 10 商品出口额 X3，国内生产总值 X4 与税收额 Y 回归结果表 11 国内生产总值 X4，居民消费价格指数 X5 与税收额 Y 回归结果经比较，新加入 X5 的方程调整的 R2=0.997658 ，改进最大，而且各参数的t 检验显著，选择保留 X5，再加入其他新变量逐步回归，结果如下：表 12 商品进口额 X2，国内生产总值 X4，居民消费价格指数 X5 与税收额 Y回归结果表 13 商品出口额 X3，国内生产总值 X4，居民消费价格指数 X5 与税收额 Y回归结果当加入 X2、X3 时，调整的 R2 有所增加，但其参数的 t 检验不显著（仅为0.919512），选择保留 X3(t 检验值为 1.8755440.919512)。最后修正严重多重共线性影响后的回归结果为：Y=4428.954+0.039674X3+0.198692X4-37.02867X5t=(7.940794)(1.875544)(24.09589)(-12.79198)R2=0.998161 调整的 R 2=0.997898 F=3799.33 DW=1.3007694 对异方差的检验分别对商品出口额 X3，国内生产总值 X4，居民消费价格指数 X5 与 Z=残差项RESID2 进行散点图分析，结果如下：表 14 Z=RESID2 对商品出口额 X3 的散点图表 15 Z=RESID2 对国内生产总值 X4 的散点图表 16 Z=RESID2 对居民消费价格指数 X5 的散点图由散点图可以看出，残差平方 e2 对解释变量 X 散点图呈现出集中分布，有某种规律性，可能存在异方差。但还需进一步的检验才能说明。进行的 White 检验结果如下表 17：表 17 White 检验结果从表可以看出 nR2=24.63659X2 0.05(9)临界值=16.9190.所以拒绝原假设，接受备择假设，表明模型存在异方差。5 异方差的修正采用 WLS 估计方法，得到新的回归结果如下表 18：表 18 WLS 回归结果6 自相关的检验表 19 自相关检验结果DW=1.802416，查临界值得 dl=1.123，du=1.654，因为1.6541.8024164-1.123 由 DW 检验决策规则判断自相关状态为：误差项之间无自相关。经过多重共线性、异方差、自相关的相关检验和修正后，得到模型的估计结果为：Y=4480.064+0.214537X3+0.179957X4-16.60492X5t=(7.588599)(1.334127)(11.65211)(-6.396138)R2=0.992639 调整的 R 2=0.991970 F=2972.465 7 模型检验71 经济意义检验模型估计结果表明，在假定其他变量不变的情况下，当年商品出口额每增加1 元，平均来说税收收入增加 0.2 元（考虑国家的出口相关政策，如：出口退税等，此结果与现实经济意义不相符）；在假定其他变量不变的情况下，当年国内生产总值每增加 1 元，平均来说税收收入增长 0.18 元；当年居民消费价格指数每增长 1 单位，平均来说税收收入减少 16.6 单位（现实经济中，物价指数高对税收的增加是有促进作用的，因此不符合经济实际）。7.2 统计意义检验7.2.1 拟合优度可决系数为 0.992639，修正的可决系数为 0.991970，拟合优度值大，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，也即表明解释变量商品出口额、国内生产总值、居民消费价格指数对被解释变量税收收入的绝大部分差异作出了解释。7.2.2 F 检验估计结果中 F=2972.465临界值 F0.05（3，21）=3.08，应拒绝原假设，说明回归方程显著，及商品出口额、国内生产总值、居民消费价格指数联合起来确实对税收收入有显著影响。7.2.3 t 检验临界值 t0.025（21）=2.056，对比回归结果只有解释变量国内生产总值、居民消费价格指数通过检验，对被解释变量税收收入有显著影响。但 t 检验 X3 不显著，X5 符号与预期相反。7.3 计量经济检验模型存在较严重的多重共线性，采用逐步回归法得以解决；异方差也存在，采用 WLS 方法解决；虽然模型中数据为时间序列，但没有出现序列相关，即自相关。（二）对于模型lnY=C+C2lnX2+C3lnX3+C4lnX4+C5X5+u建立非线性模型是因为看到解释变量 X2、X3、X4 与被解释变量 Y 基本上都是逐年增长的，但增长率有所变动且比率较缓，而 X5 在多数年份呈现出水平变动，说明变量间不一定是线性关系，可探索将模型设定为非线性形式，考虑用对数形式反映这种缓和的增长率变化，建立非线性的对数模型形式。各变量之间变化图形如下表 20：表 20 税收收入及相关数据图形1 OLS 回归估计利用 EViews 软件，生成 y1=lnY、x22=lnX2、x33=lnX3、x44=lnX4、X5 等数据序列，采用这些数据对模型进行 OLS 回归，结果如下表 21：表 21 OLS 回归结果由此可见，该模型 R2=0.984918，调整的 R2=0.981901 可决系数很高，F检验值 326.5172，明显显著。但是不仅 X22 的系数 t 检验不显著，而且 X33、X5的符号于预期相反，这表明很可能存在多重共线性。2 多重共线性的检验计算各解释变量的相关系数，得相关系数矩阵如下表 22：表 22 多重共线性相关系数矩阵由相关系数矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性。3 修正多重共线性采用逐步回归法，检验和解决多重共线性问题。分别作 Y 对X22、X33、X44、X5 的一元回归，各自的结果及汇总的表格如下：表 23 商品进口额 X22 与税收额 Y 回归结果表 24 商品出口额 X33 与税收额 Y 回归结果表 25 国内生产总值 X44 与税收额 Y 回归结果相关参数汇总的表格 26：其中，加入 X22 的方程调整的 R2 最大，以 X22 为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果如下：表 27 商品进口额 X22，商品出口额 X33 与税收额 Y 回归结果表 28 商品出口额 X22，国内生产总值 X44 与税收额 Y 回归结果表 29 国内生产总值 X22，居民消费价格指数 X5 与税收额 Y 回归结果经比较，新加入 X33 的方程调整的 R2=0.964491 ，改进最大，而且各参数的 t 检验相比其他几个都更显著，选择保留 X33，再加入其他新变量逐步回归，结果如下：表 30 商品进口额 X22，商品出口额 X33，国内生产总值 X44 与税收额 Y 回归结果表 31 商品进口额 X22，商品出口额 X33，居民消费价格指数 X5 与税收额 Y回归结果当加入 X44 时，调整的 R2 有所增加，且其参数的 t 检验显著（0.968767），选择保留 X44。最后修正多重共线性影响后的回归结果为：lnY=-1.439072+1.197392lnX2-0.864002lnX3+0.676434lnX4t=(-1.052645) (3.310949) (-2.251032) (2.002936)R2=0.972671 调整的 R 2=0.968767 F=249.1394 对异方差的检验分别对商品进口额 X2，商品出口额 X3，国内生产总值 X4 与 Z1=残差项RESID2 进行散点图分析，结果如下：表 32 Z1=RESID2 对商品进口额 X2 的散点图表 33 Z1=RESID2 对商品出口额 X3 的散点图表 34 Z1=RESID2 对国内生产总值 X4 的散点图由散点图可以看出，残差平方 e2 对解释变量 X 散点图未呈现出集中分布，不具有某种规律性，可能不存在异方差。但还需进一步的检验才能说明。进行的 White 检验结果如下表 35：表 35 White 检验结果从表可以看出 nR2=5.009425X2 0.05(9)临界值=16.9190.所以接受原假设，拒绝备择假设，表明模型不存在异方差，也印证了对模型进行对数变换通常能够解决异方差问题。5 自相关的检验表 36 自相关检验结果DW=1.190535，查临界值得 dl=1.123，du=1.654，因为1.1231.1905351.654 由 DW 检验决策规则判断自相关状态为：不能判定是否有自相关。经过多重共线性、异方差、自相关的相关检验和修正后，得到的模型结果为：lnY=-1.439072+1.197392lnX2-0.864002lnX3+0.676434lnX4t=(-1.052645)(3.310949) (-2.251032) (2.002936)R2=0.972671 调整的 R 2=0.968767 F=249.13