财政收入与GDP的计量研究7

1、财政收入与 GDP 的计量分析关键词：财政收入 GDP 税赋融资 收入融资 税制改革一. 导论本模型是研究近二十年来我国的财政收入与 GDP 之间的定量关系。 GDP 即国内生产总值，财政收入是政府收入的一部分。从我国政府收入的构成来看，政府收入= 财政预算内收入 +预算外收入 + 非规范性公共收入。政府财政收入有四大主要来源：税赋融资、 收入融资、债务融资和基金融资。我们分析所指的财政收入是财政预算内收入的税赋 融资与收入融资。在我国统计财政收入的数据中主要包括以下部分：税赋融资：增值税 消费税 营业税 企业所得税 外贸企业出口退税 冲减收入）个人所得税 资源税 固定资产投资方向调 节税 目

2、前暂停使用）城市建设维护税 遗产税 暂未开征）证券交易印花税城镇土地使用税 土地增值税 车船使用税 船舶吨税 车辆购置税 屠宰税 关税 农业税 农业特产税 牧业税 耕地占用税 契税。 收入融资：国有股减持收入 企业亏损补贴 行政性收费 罚没收入 土地和海域有偿使用收入 其他收入 政府间转移 赠与）等。 经过对国家财政分工程收入数据的研究，我们发现从改革开放之后，税赋融资部分占 财政收入比重增大， 企业）收入融资部分所占比重减小，但是它仍然占相当部分，国 内大规模的国有企业仍然创造着可观的GDP 。所以单纯的研究税收与 GDP 的关系是没有意义的。这里就不能用平均税率来表示 GDP 对财政收入的

3、影响。为此我们建立如下 计量经济模型：Y=C1+C2*X+u这里 Y 是被解释变量财政收入， X 是解释变量国内生产总值 GDP，C2 可以看作 GDP 对财政收入的平均影响，且0C2 。在经过大量 分析比较后我们采用了所取样本数据见表1，其中 X 为我国国民生产总值 亿元人民币），Y 为我国财政收入 317.17870.000000二）模型的检验1经济意义的检验经过上面的分析我们在理论上已经知道，财政收入与GDP的增长是正的线形关系，这与现实中GDP与财政收入同向变化是相符的。2. 统计推断检验从估计的结果可以看出，可决系数为0.937903，模型拟合情况比较理想，系数显著性检验T统计量为：

4、17.80951 o在给定显著性水平为 0.05的情况下，查 T分布表在自由度为 N-2=21下的临界值为2.080，因为17.80951大于2.080，所以拒绝原假设。表明GDP对财政收入有显著性影响。3. 计量经济检验1）由于我们建立的模型只有一个解释变量，所以不存在多重共线性。: 1982 1999In eluded observati ons: 18 after adjusti ng en dpo intsVariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C3702.57361258.380.0604420.9527RESIDA2(-12.62

5、38240.2837069.2484000.0000RESIDA2(-2-3.7369600.374614-9.9754960.0000RESIDA2(-33.1094470.28204911.024500.0000R-squared0.911866Mean depe ndent var302173.5Adjusted R-squared0.892980S.D. dependent var641360.9S.E. of regressi on209813.8Akaike info criteri on27.53896Sum squared resid6.16E+11Schwarz criter

6、i on27.73682Log likelihood-243.8506F-statistic48.28316Durbi n- Watson stat3.015242Prob(F-statistic0.000000从输出的辅助回归函数中得obs*-squared为16.41359大于临界值7.81，所以拒绝原假设H0 ,表明模型中随机误差项存在异方差。表示随着时间推移，经济发展影响财政收入的其 他因素可能发生了变化。例如：经济的发展使纳税主体多元化，并且偷税漏税情况严重， 以及这些年的国有股减持收入，和证券市场发展伴随而来的证券交易印花税波动等等，这 些因素的变化都带来对财政收入的冲击。3）自相

7、关检验利用图示法，由Eviews软件得到如下结果:2000-1000-0-1000-2000-2000020004000RESID可以初步判断随机误差项存在自相关。再利用D-W法检验由DW=0.325293，查DW表，n=23,k =1查得两个临界值分别为：下限 DL=1.257，上限DU=1.437，因为DW统计量为0.3252930.000000Un weighted StatisticsR-squared0.930773Mean depe ndent var4850.518Adjusted R-squared0.927476S.D. dependent var4348.492S.E. o

8、f regressi on1171.060Sum squared resid28798996Durbi n- Watson stat0.302857再用对数变换法，将变量X，Y替换成LNX，LNY。用OLS法对LY，LX回归，得到结 果如下：Depe ndent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/15/02 Time: 16:57Sample: 1979 2001In cluded observati ons: 23VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C0.5845480.2961651.

9、9737210.0617LX0.7603410.02965125.642740.0000R-squared0.969052Mean depe ndent var8.134945Adjusted R-squared0.967578S.D. dependent var0.848797S.E. of regressi on0.152835Akaike info criteri on-0.835969Sum squared resid0.490532Schwarz criteri on-0.737230Log likelihood11.61364F-statistic657.5501Durbi n-

10、Watson stat0.209387Prob(F-statistic0.000000比较两种方法，可以发现 X , Y在对数线性回归下拟和效果更好，可决系数更大，且 计量也较好。我们将模型的表达式更改为：LnY=C1 +C2 *LnX+u。: 1980 2001In cluded observati ons: 22 after adjusti ng en dpo intsCon verge nee achieved after 16 iterati onsVariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.C3.4513811.1768012.9328

11、510.0085LX0.4143240.1692182.4484670.0242AR(11.1161380.07017915.904180.0000R-squared0.997109Mean depe ndent var8.184517Adjusted R-squared0.996805S.D. dependent var0.833998S.E. of regressi on0.047140Akaike info criteri on-3.145272Sum squared resid0.042221Schwarz criteri on-2.996493Log likelihood37.597

12、99F-statistic3277.067Durbi n- Watson stat1.246986Prob(F-statistic0.000000In verted AR Roots1.12Estimated AR process is non stati onary这时的DW值比前面略有好转，但查表得出DW只能落入在0.01显著性水平下不能拒绝原假设的区间内( 0.029651 t= ( 1.973721 ( 25.64274 RA2= 0.969052F=657.5501DF=23该模型的经济意义可解释为：GDP每增长1%，则财政收入平均增长 0.7594%。惭愧的是我们的模型不是十分的理

13、想，线性拟和不是很好，这从修正后模型的散点分布图 可以看出。上图中实际的值存在波动，我们只是近似的将其拟和为线性，其中85年和95年出现两个转折点，这是因为我国在84年底和94年初发生了两次具有重大意义的税制改革，这导致了对斜率参数的显著影响，以及对随机误差的影响。这在很大程度上解释了为什么我们的模型最初出现了异方差和自相关。背景：八四年利改税：1983 1993年这一时期是我国税制改革全面展开的时期，取得了改革开放以后税制改革的第二次重大突破。1983年，国务院决定在全国试行国有企业利改税，1984年10月起，在全国实施第二步利改税和工商税制改革，陆续发布了一系列行政法规。九四年税制改革：1

14、993 2000这一时期是我国税制改革全面深化的时期，取得了改革开放以来税制改革的第三次重大突破。从1992年起，财税部门就开始加快税制改革的准备工作，1993年迅速制定了全面改革工商税制的总体方案和各项具体措施，并完成了有关法律、法规的必要程序，于1993年底之前陆续公布，从1994年起在全国实施。1994年税制改革的主要内容有：第一、全面改革了流转税制，实行了以比较规范的增值税为主体，消费税、营业税并存，内外统一的流转税制；第二、改革了企业所得税制，将过去对国营企业、集体企业和私营企业分别征收的多种所得税合并为统一的企业所得税；第三、改革了个人所得税制，将过去的对外国人征收的个人所得税、对

15、中国人征收的个人收入调节税和个体工商业户所得税合并为统一的个人所得税；第四、对资源税、特别目的税、财产税、行为税等税种作了大幅度的调整利用EVIEWS软件分别对85年前，85 94年和95年以后的样本数据进行分析得到以下结果79-84 :Depe ndent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/15/02 Time: 20:06Sample: 1979 1984In cluded observati ons: 6VariableCoefficie nC406.329X0.16550R-squared0.92347Adjusted R-squared

16、0.90433S.E. of regression59.7887Sum squared resid14298.7Log likelihood-31.8421Durbi n-Watson stat1.0285085-94 年：Depe ndent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/15/02 Time: 20:08Sample: 1985 1994In cluded observati ons: 10VariableCoefficie nC1200.14X0.08753R-squared0.99354Adjusted R-squared0.9927

17、3S.E. of regressio n89.4231Sum squared resid63971.9Log likelihood-58.0074Durbi n-Watson stat2.0260395-2001 年：Depe ndent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 12/15/02 Time: 20:09Sample: 1995 2001In eluded observati ons: 7VariableCoefficie nC-10800.8X0.27264R-squared0.95254Adjusted R-squared0.94305S.E. of regressi on844.496Sum squared resid3565872Log likelihood-55.9261Durbi n- Watson stat1.15538由以上结果可以看出分段以后，各段的拟和情况都比较良好，T统计量和F统计量显著，