计量经济学论文-我国税收收入影响因素的实证研究

计量经济学期末论文我国税收收入影响因素的实证研究姓名郭瑞班级2010国际经济与贸易1班学号1002013023时间2012年12月16日摘要税收是我们国财政收入的基本因素，也影响着我国经济的发展。本文通过查阅相关文献以及搜索相关的网站信息对分析我国税收收入影响因素进行一系列的文献综述，并通过EVIEWS计量经济学软件对税收收入的影响因素包括选取国内生产总值、财政支出、商品零售价格指数进行分析，得出相关结论并对我国财政收入方面给出一些建议。关键词税收收入、国内生产总值、财政支出、商品零售价格指数、计量分析目录引言3一、理论综述4（一）文献综述41国内生产总值对税收收入的影响42财政收入对税收收入的影响4（二）现状分析4二、实证分析5（一）变量选取5（二）数据取得5（三）模型的建立与构造6（四）模型检验81经济意义检验82统计检验83计量检验8（1）多重线性检验8（2）邹氏检验13（3）异方差检验14（4）自相关检验20（五）模型修正22三、结论分析及政策建议22（一）结论分析22（二）政策建议23参考文献24引言自1985年实行的利改税的税改以来，税收占财政收入的比重逐年上升，90年代已高达96。而1994年实施的全面税制改革又使得税收收入有了新的变化。税收组织财政收入、调控经济运行和监督经济活动职能的发挥，成为国家非常关心的问题。从进入新世纪，我国的经济发展面临着巨大的机遇和挑战。在新经济背景下，基于知识和信息的产业发展迅猛，全球经济发展一体化日渐深入，中国成功加入WTO。新形势下的经济发展是经济稳定和协调增长的结果，由于税收具有聚财与调控的功能，因而它在实现经济发展的过程中将发挥非常重要的作用，研究税收收入的影响因素对我国有着重要的意义。一、理论综述（一）文献综述高淑红在我国税收收入的影响因素分析一文中运用多重共线性检验和加权最小二乘估计法等计量经济学检验方法对税收收入与其影响因素做了相关计量分析，得出了以下分析结果与结论1国内生产总值对税收收入的影响国内生产总值与税收收入成正相关。这表明，国内生产总值的增加会带来税收的增加。正如前面所述，经济是税收收入的源泉，税收的增长离不开经济的增长，税收收入受经济发展的影响，而国内生产总值在很大程度上就反映我国的经济的发展状况。2财政收入对税收收入的影响税收收入与财政支出显著的正相关。这表明，随着财政支出的增加，税收收入也会相应的增加，而且，其系数为07009，远高于国内生产总值的系数。估计其原因，因为国家跟政府为了拉动经济增长，常常实施加大财政支出力度，从而使经济得到发展，各项税收相应的都有所增加，进而增加了税收的总收入。（二）现状分析我国的社会主义市场经济体制还不完善，各方面运作还需要政府实施一定的宏观职能，职能的有效实施得宜于充足的财政力量，其中税收占很大比重。1、经济增长仍是税收收入高增长的主要决定因素,税收收入与经济增长之间有着正的线性相关性。另外,我国税收收入增长具有较大的惯性。2、我国税收收入增长速度略慢于经济增长速度,税制改革势在必行。另外,税收是我国财政收入的主要来源,税收收入大幅度增长,通过财政支出政策的运用,有力支持了经济和社会各项事业的发展。二、实证分析（一）变量选取为了全面反映中国税收增长的全貌，选择包括中央和地方税收的“国家财政收入”中的“各项税收”（简称“税收收入”）作为被解释变量，以反映国家税收的增长；选择“国内生产总值（GDP）”作为经济整体增长水平的代表；选择中央和地方“财政支出”作为公共财政需求的代表；选择“商品零售物价指数”作为物价水平的代表。Y税收收入（亿元）X1国内生产总值（亿元）X2国家财政支出（亿元）X3商品零售价格指数（以1980年为基期100）（二）数据取得以下数据来源于中国统计年鉴，单位均为亿元。年份国内生产总值国家财政支出商品零售物价指数（上年100税收收入198045456241228831065717198148915611138411024629891982532335112299810197000219835962652140952101577559198472080521701021028947351985901603720042510882040791986102751822049110620907319871205862226218107321403619881504282249121118523904719891699232282378117827274199018667823083591021282186199121781533866210292990171992269234837422105432969119933533392464231132425531994481978657926212175126881995607937368237211486038041996711765979375510616909821997789730392335610088234041998844022810798189749262819998967705131876797106825820009921455158865985125815120011096552189025899215301382002120332722053159871763645200313582282464995999059200173120041598783284868910280622571820051838679339302810077743086620062108714042273101028237636表119802006年我国税收收入相关因素统计表（三）模型的建立与构造在EVIEWS软件中输入数据，观察Y与三个解释变量X1、X2、X3之间的散点图，如图1、图2、图3所示04080120160204010203040YX图10102030405010203040YX图295101051015120125010203040YX3图3由以上散点图发现存在较强的线性关系，故此选择建立线性模型。建立模型、0123YX利用EVIEWS软件对数据进行普通最小二乘回归，得到如图4结果DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1250SAMPLE19802006INCLUDEDOBSERVATIONS27VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC63573062589143245537100221X100111910014037079726104335X209670820076821125887500000X357118412400345237959200260RSQUARED0994954MEANDEPENDENTVAR8681087ADJUSTEDRSQUARED0994296SDDEPENDENTVAR9909343SEOFREGRESSION7484057AKAIKEINFOCRITERION1620972SUMSQUAREDRESID12882553SCHWARZCRITERION1640170LOGLIKELIHOOD2148312FSTATISTIC1511718DURBINWATSONSTAT0691548PROBFSTATISTIC0000000图4Y63573060011191X10967082X25711841X3（2589143）（0014037）（0076821）（2400345）T245537107972611258875237959209949540994296F151171822（四）模型检验1经济意义检验我国税收收入与财政支出及商品零售物价指数呈正相关关系，当国内其他因素不变时，财政支出每增加1单位，我国税收收入增加0967082单位；当其他因素不变时，商品零售物价指数每增加1单位，我国税收收入增加5711841单位，两者与税收收入呈正相关符合现实经济意义，但模型中国内生产总值与税收收入呈负相关，不符合现实经济意义。2统计检验由09949542，0994296与1十分接近，说明模型拟合优度很好。F统计量等于15117182大于5显著性水平下F（3，23）的临界值303，表明模型整体的显著性较高。除X1外，X2与X3的T检验值均大于5显著性水平下自由度为23的临界值1711，通过了变量的显著性检验。故还须对模型进行计量经济学检验并作出修正。3计量检验（1）多重线性检验对各解释变量进行多重共线性检验利用EVIEWS软件得到各变量间相关系数矩阵表X1X2X3X1109848330407265X2098483310416781X3040726504167811表2X1、X2、X3相关系数矩阵表从系数矩阵表中看出，X1与X2之间的相关系数较高，可能存在多重共线性。修正多重共线性用EVIEWS分别对Y与各解释变量X1、X2、X3做最小二乘回归DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1411SAMPLE19802006INCLUDEDOBSERVATIONS27VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC11431765594057204355400517X101610650006584244636900000RSQUARED0959902MEANDEPENDENTVAR8681087ADJUSTEDRSQUARED0958298SDDEPENDENTVAR9909343SEOFREGRESSION2023592AKAIKEINFOCRITERION1813432SUMSQUAREDRESID102E08SCHWARZCRITERION1823031LOGLIKELIHOOD2428134FSTATISTIC5984724DURBINWATSONSTAT0170737PROBFSTATISTIC0000000图5Y11431760161065X1（5594057）（0006584）0959902DW01707372DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1413SAMPLE19802006INCLUDEDOBSERVATIONS27VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC29273172122144137941501800X208925750014340622443100000RSQUARED0993589MEANDEPENDENTVAR8681087ADJUSTEDRSQUARED0993332SDDEPENDENTVAR9909343SEOFREGRESSION8091614AKAIKEINFOCRITERION1630106SUMSQUAREDRESID16368556SCHWARZCRITERION1639705LOGLIKELIHOOD2180643FSTATISTIC3874355DURBINWATSONSTAT0501126PROBFSTATISTIC0000000图6Y29273170892575X2212214400143400993589DW05011262DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1414SAMPLE19802006INCLUDEDOBSERVATIONS27VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC68011852862230237618400255X356499162720256207697900482RSQUARED0147161MEANDEPENDENTVAR8681087ADJUSTEDRSQUARED0113047SDDEPENDENTVAR9909343SEOFREGRESSION9332439AKAIKEINFOCRITERION2119157SUMSQUAREDRESID218E09SCHWARZCRITERION2128756LOGLIKELIHOOD2840862FSTATISTIC4313843DURBINWATSONSTAT0179687PROBFSTATISTIC0048232图7Y68011855649916X3286223027202560147161DW01796872以上3个方程根据经济理论和统计检验得出，财政支出X2是最重要的解释变量（T检验值6224431也最大），从而得出最优简单回归方程YFX2。对模型进行逐步回归，在初始模型的基础上加入解释变量X1与X3，得到如下回归结果加入X1，DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1432SAMPLE19802006INCLUDEDOBSERVATIONS27VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC21846402403033090911803723X100105150015337068557104996X209489780083539113596500000RSQUARED0993712MEANDEPENDENTVAR8681087ADJUSTEDRSQUARED0993188SDDEPENDENTVAR9909343SEOFREGRESSION8178773AKAIKEINFOCRITERION1635574SUMSQUAREDRESID16054157SCHWARZCRITERION1649972LOGLIKELIHOOD2178025FSTATISTIC1896345DURBINWATSONSTAT0526704PROBFSTATISTIC0000000图8Y21846400010515X10948978X224030330015337008353909937122加入X3,DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1437SAMPLE19802006INCLUDEDOBSERVATIONS27VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC63946562568992248916900201X209069500014480626362700000X356730742381565238207800255RSQUARED0994815MEANDEPENDENTVAR8681087ADJUSTEDRSQUARED0994383SDDEPENDENTVAR9909343SEOFREGRESSION7427027AKAIKEINFOCRITERION1616291SUMSQUAREDRESID13238574SCHWARZCRITERION1630689LOGLIKELIHOOD2151993FSTATISTIC2302212DURBINWATSONSTAT0652300PROBFSTATISTIC0000000图9Y63946560906950X25673074X325689920014480238156509948152由以上数据构成表格如下0X11X22X332YFX229273172122144089257500143400993589YFX1,X22184640240303300105150015337094897800835390993712YFX3,X26394656256899209069500014480567307423815650994815YFX1,X2,X3635730625891430011191001403709670820076821571184124003450994954表3税收收入模型估计结果分析在最优简单回归方程YFX2中引入X1，值略有提高。虽然X2与X1高度相2关，在X1的引入对参数影响不大，的符号不满意，可以是“多余变量”，21暂时删除；模型中引入X3，使值由0993589提升到0994815，正号也合理，进行T23检验，不显著。从经济理论分析，X3应该是重要变量，虽然X2与X3高度相关3，但不影响的显著性和稳定性，因此，可能是“有利变量”，暂时保留；2最后在YFX3,X2的基础上引入X1，0994954几乎没有增加，其他两个2参数系数没有多大影响，可以确定X1是多余变量，应从模型中删除。得出最后回归模型是Y63946560906950X25673074X325689920014480238156509948152由于剔除了变量X1，故模型已不存在多重共线性，且各解释变量前得系数均符合经济意义，模型拟合度上升，各变量T检验值上升。在其他因素保持不变的情况下，财政支出每增加1亿元，商品零售物价指数增加1，税收收入增加576377亿元。（2）邹氏检验考虑到19802006年时间跨度较大，政府财政支出及商品零售物价指数均发生了较大的变化，有必要对模型进行参数的稳定性检验。将数据分为19801992年和19932006年两组分别进行普通最小二乘回归结果如下19801992年DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1547SAMPLE19801992INCLUDEDOBSERVATIONS13VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC32717351116480293040200150X210799520070831152469500000X325772861076505239412400377RSQUARED0965039MEANDEPENDENTVAR1855634ADJUSTEDRSQUARED0958047SDDEPENDENTVAR9996892SEOFREGRESSION2047616AKAIKEINFOCRITERION1368074SUMSQUAREDRESID4192730SCHWARZCRITERION1381112LOGLIKELIHOOD8592483FSTATISTIC1380159DURBINWATSONSTAT1601545PROBFSTATISTIC0000000图10记此时的残差平方和为RSS141927319932006年DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1610SAMPLE19932006INCLUDEDOBSERVATIONS14VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC10058024408677228141400434X209409590026939349291900000X384483274002097211097500585RSQUARED0992858MEANDEPENDENTVAR1501901ADJUSTEDRSQUARED0991560SDDEPENDENTVAR1027724SEOFREGRESSION9441875AKAIKEINFOCRITERION1672594SUMSQUAREDRESID9806391SCHWARZCRITERION1686288LOGLIKELIHOOD1140816FSTATISTIC7646048DURBINWATSONSTAT0739942PROBFSTATISTIC0000000图11记此时的残差平方和为RSS29806391结合首次回归的结果中残差平方和RSSR13238574，根据邹氏参数稳定性检验的方法构造F统计量121212/1,/RSSKFKNKN2061384,所以随机干扰项存在自相关。又回归系数都显著不20051为0，表明存在一阶自相关。自相关修正【科克伦奥克特（迭代法）】一次迭代得DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/16/12TIME1919SAMPLEADJUSTED19812006INCLUDEDOBSERVATIONS26AFTERADJUSTMENTSCONVERGENCEACHIEVEDAFTER11ITERATIONSVARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC33456632610491128162202133X209568760053004180528400000X322050792092229105393803033AR108613830159114541363500000RSQUARED0997405MEANDEPENDENTVAR8992987ADJUSTEDRSQUARED0997051SDDEPENDENTVAR9969515SEOFREGRESSION5413803AKAIKEINFOCRITERION1556676SUMSQUAREDRESID6448038SCHWARZCRITERION1576031LOGLIKELIHOOD1983679FSTATISTIC2818600DURBINWATSONSTAT1623261PROBFSTATISTIC0000000INVERTEDARROOTS86图22可见0997405,说明拟合优度很高，且DW1623261433456631623261/22,此时根据判定区域知，表明随机干扰项的自相关已经被消除。故041221504，由迭代结果得最终回归方程为Y412215040956876X22205079X3（五）模型修正经过对原模型进行的统计检验和计量检验，现模型修正如下Y412215040956876X22205079X