计量经济学论文影响我国税收收入的实证分析

1、学号09040217班级09经济学基地2班计量经济学期末课程设计南京审计学院2009级经济学院题目：影响我国税收收入因素的实证分析学生姓名学号专 业班级2011年 12 月 26 日影响我国税收收入因素的实证分析 09040217 09经济学基地2班 王晶晶摘要：1994 年税制改革以来, 税收收入出现前所未有的高速增长, 税收收入每年超收千亿元以上, 税收收入增长率多年保持在两位数的增速, 税收超经济增长, 税收弹性远远大于1, 宏观税负逐年提高, 增加了政府部门在国民收入分配中所占的份额, 增强了政府经济宏观调控的能力。但是这些现象的背后存在一个突出的问题, 就是税收收入的各项指标不同程度

2、地存在强烈的波动, 说明我国的税制仍处于一个完善期。关键词：税收收入 GDP 财政收入 商品零售价格指数 计量分析税收来源于经济，又作用于经济。作为参与社会产品分配、实施宏观调控的重要手段，税收不仅能为政府筹集必要的资金，而且还可以改变和调整不同经济主体之间的利益分配。市场经济条件下，税收与经济发展的相互影响越来越显著，因此，对税收收入的经济性影响因素加以分析，有助于我们对税收结构进行优化，从而使税收对经济发展发挥更大的作用。一、文献综述政府税收收入取决于政府职能的范围和取得收入的可能性。在公共财政框架下，政府职能的基本范围主要包括提供公共品;我国特殊的国情条件下，政府还承担了组织资源、发展经

3、济搞建设的职能，政府承担了大量投资。目前我国政府职能不仅包括公共品供给还包括投资、发展经济，但随着我国经济发展水平的提升和市场经济体系的完善，我国公共财政体系建设的进程必将加快，政府职能也将转移到以提供公共品为主。另外，取得收入的可能性依赖于在一定税收制度下税收征管水平和经济增长。（一） 国外研究成果Tsangyao Chang；Yuan-Hong Ho（2002）对台湾 19671999 年的实际 GDP，实际财政收入，实际财政支出进行 Johansen 协整检验，得出它们之间存在一个协整向量，在 VEC 预测模型的基础上建立的格兰杰因果检验显示，实际财政收入是实际财政支出的间接原因，从而支

4、持了收入支出（tax-and-spend）假说，最后他认为应该减少支出（而非增加收入）来控制赤字。Vidya Mahambare and V N Balasubramanyam（2000）对印度的金融储蓄率，实际可支配收入，国债比率，公共储蓄率，转移支付率，间接税比率，进出口率进行进行 Johansen 协整检验，并建立 VEC 预测模型，得出从长期来看，收入可使储蓄率提高；从短期来看，经济自由化可使储蓄率降低（尽管长期来看可间接提高储蓄率）。Aktham Maghyereh & Osama Sweidan（2004）对约旦 19692002 年的实际GDP，实际财政收入，实际财政支出

5、进行 Johansen 协整检验，得出它们之间存在两个协整向量，在 VEC 预测模型的基础上建立的格兰杰因果检验显示，实际财政收入与实际财政支出之间存在双向因果关系，财政政策具有强烈的产出效应。Edward Day，Mark C. Strazicich，Junsoo Lee（2001）利用美国 19651999年的数据，对政府支出规模和 GDP 进行了实证分析，发现支出和 GDP 存在协整关系，支出是 GDP 的格兰杰原因。投资导致了 GDP 的增长，而消费则相反。Florian H ppner（2001）为研究德国的财政政策效应建立了结构 VAR 模型，并进行了 IRF（脉冲响应分析），发现

6、：GDP 对税收有正向反应，对支出有负向反应；私人消费对税收有负向反应，对支出有正向反应。（二） 国内关于税收收入的预测模型关于税收收入预测模型的研究，还有一些成果散见于各种公开发表的文章、博士论文及专著中。有代表性的有以下几种：南京审计学院的张伦俊曾经发表了数篇文章；对税收收入预测模型做出了较为深入的研究，（张伦俊，1999）初步建立了以 GDP 为自变量的简单线性回归模型，以时间 T 为自变量的双指数模型，及多元线性回归模型等税收预测模型。（张伦俊，2000）还建立了第一、第二产业增长率和第三产业增长额对税收收入增量之间的线性回归模型。得到的结果证明，税收收入增量与三次产业增长之间存在着正

7、向关系，但是产业结构之间的税收分配不够合理，我国的税收收入过多的受制于第一产业而过少的来源于第三产业。（赵兴球，许建国，张虎，1999）通过建立 ARIMA 模型；然后对序列进行Granger 因果检验，建立状态空间模型；最后建立税收政策对税收收入的干预模型。对我国 19981999 年的税收收入进行预测和比较。（王乃静，李国锋，2002）用山东省数据对税收收入对数与 GDP 对数之间的协整关系进行了研究。研究结果表明，税收收入对数与 GDP 对数之间存在着长期稳定的协整关系。在此基础上建立误差矫正模型，并对模型进行了政策仿真，实证结果证明，该模型具有较好的预测效果。（李进江， 2004）通过

8、对浙江财政收入与 GDP 协整分析，得出浙江财政收入对数与 GDP 对数之间存在着长期稳定的协整关系。并建立了误差矫正模型，反映变量短期波动偏离长期均衡的程度。（许雄奇，朱秋白，2004.）对我国财政收入与财政支出关系运用协整方法实证研究。发现：（1）我国的财政收支之间不存在 Granger 因果关系，财政收支之间不存在显著的相互促进效应；（2）我国的财政收支之间具备长期均衡的协整关系和短期动态调整机制。（程毛林，1998）认为：我国税收增长主要取决于经济结构，税制结构，税收政策。通过建立税收收入的回归模型，灰色模型，时序模型，进行了组合预测。（王伟，2002）应用回归分析和时间序列分析对我国

9、十五期间的税收收入做出定量预测。具体有二次指数模型，指数增长模型和逻辑增长模型，还采用马尔可夫预测技术对税收收入进行结构分析和预测。（李洁，2004）建立了四川省税收收入的逐步回归模型，VAR 模型，ECM模型，并运用组合预测方法对 2004 年四川省税收收入做出预测。（刘新利，1999）提出了可以用投入产出法进行税收收入的预测。即分析价格变动对税收的影响，以及通过税收政策进行模拟观察税收政策对经济的影响等。（田永青，杨斌，朱仲英，2002）应用目前比较前沿的计算机技术 RBP 神经网络建立税收收入预测模型，并用山东省 1978-1997 年的数据进行了政策仿真。（漆莉莉，2005）应用逐步回

10、归法建立税收收入预测模型，得到我国税收收入主要取决于 GDP，储蓄余额，财政支出。并用 19812001 年的数据进行了实证检验。国家税务总局科研所的研究结论为:在正常的经济运行状况下，经济税源提供的收入应占税收总额的70% 80%或以上; 而最为直接的、显著的影响税收增长的因素是经济增长和物价水平，而且物价水平对税收收入增长的影响强于GDP 的影响。从上文对税收收入预测的研究成果中可以总结出几点：第一、我国的税收收入预测模型大多是用传统的计量经济学方法建立的。其中以简单线性模型居多，包括以 GDP 为自变量、以时间为自变量的一元模型，以及以多个宏观经济指标为自变量的多元线性模型。计量经济学的

11、发展告诉我们，当几个时间序列变量为非平稳变量时，所建立的线性模型可能存在伪回归问题。但到目前很少有文献对这方面做出过研究。第二、我国多数的税收收入预测模型主要侧重于讨论模型本身的拟和效果，而很少利用历史数据进行实证检验。预测模型效果好坏需要通过实践的检验，统计量显示拟和效果好的模型不一定有很好的预测精度。因此，为了保证预测模型的现实意义，对模型的实证检验是预测模型本身研究的一部分。但我国目前除了少数文献外，多数对税收收入预测模型的研究都没有进行这一步工作。这方面研究还有待于进一步完善。综上所述，虽然目前我国在税收收入预测模型研究方面取得了较多成果，但还不够系统化、深入化和实用化。税收收入预测模

12、型的研究还是一个有待于进一步探索和深入研究的领域。本文思路：根据前人的理论分析和数据的可得性等，本文从实证的角度，选取税收收入、GDP、财政收入、商品零售价格指数，进出口总额，固定资产投资6个指标做多元回归模型，并采用计量分析工具对各经济性影响因素进行分析。用计量经济学方法建立税收收入模型、立足于我国的具体经济状况对税收收入预测进行分析，并提出相关政策建议。二、模型的建立年份税收收入国内生产总值财政支出商品零售价格指数进出口总额固定资产投资19945126.8848197.865792.62121.720381.917042.119956038.0460793.736823.72114.823

13、499.920019.2619966909.8271176.597937.55106.124133.822974.0319978234.0478973.039233.56100.826976.224941.1119989262.884402.2810798.1897.426849.7284065889677.0513187.679729896.229854.71200012581.5199214.5515886.598.539273.232917.73200115301.38109655.1718902.5899.242183.637213.49200217636.4

14、5120332.6922053.1598.751378.243499.91200320017.31135822.7624649.9599.970483.555566.61200424165.68159878.3428486.89102.895539.170477.42200528778.54183217.433930.28100.8116921.888773.61200634804.35211923.540422.73101140971.45109998.16200745621.97257305.649781.35103.8166740.19137323.94200854223.7930067

15、062592.66105.9179921.5172828.4200959521.59340506.8776299.9398.850648.06224598.77注：税收收入，国内生产总值，财政支出，进出口总额以及固定资产投资单位是：亿元；商品零售价格指数单位是：%；上表为各指标1994 2009 年的统计数据，数据分别来源于中国统计年鉴、中国财政年鉴和中国税务年鉴。（一）模型初步提出为了具体分析各要素对我国税收收入影响的大小，我们根据前面的分析，本文建立如下的影响税收收入经济性因素的线性数据计量模型:Y = c + 1X1 + 2X2 + 3X3 + 4X4 + 5X5 + 。其中，c 为常数

16、项; 1到5，分别为未知参数，称为回归系数， 为不可观测的随机误差，与5 个自变量无关; Y 为因变量税收收入; X1到X5分别表示GDP、财政支出、商品零售价格指数、进出口总额、固定资产投资。这里估计出的系数2、3、4、表示，在不考虑其他因素的条件下，其代表的因素对我国税收收入的影响，即该因素变动1%，税收收入变动%。我们通过对该模型的回归分析，得出各个变量与人民币汇率的变动关系。（二）模型的拟合检验用Eviews计量经济学分析软件我们可以得到如下回归分析结果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/28/11 Time: 00:

17、58Sample: 1994 2009Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C2015.2246.232169323.35850.0000X1-0.0006580.000354-1.8589130.0927X2-4.66E-056.38E-05-0.7312020.4814X30.0008290.0002193.7838500.0036X4-0.1787120.043332-4.1242440.0021X56.04E-051.14E-055.3128490.0003R-squared0.98

18、3819 Mean dependent var2001.500Adjusted R-squared0.975729 S.D. dependent var4.760952S.E. of regression0.741723 Akaike info criterion2.520316Sum squared resid5.501535 Schwarz criterion2.810036Log likelihood-14.16252 F-statistic121.6019Durbin-Watson stat2.278657 Prob(F-statistic)0.0000001、 多重共线性检验X1X2

19、X3X4X5X1 1.000000 0.998449 0.995550-0.212878 0.760090X2 0.998449 1.000000 0.996651-0.251928 0.747167X3 0.995550 0.996651 1.000000-0.236981 0.703668X4-0.212878-0.251928-0.236981 1.000000-0.091030X5 0.760090 0.747167 0.703668-0.091030 1.000000（1）根据多重共线性检验，解释变量之间存在着线性相关。X2即财政支出变量的参数t并不显著，X3即商品零售价格指数变量系

20、数与X1变量之间线性高度相关，表明模型中确实存在多重共线性。（2）同样利用逐步回归法进行修正发现是X2和X4变量引起的多重共线性：所以剔除X2即财政支出和x4 即进出口总额后的模型为： Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/28/11 Time: 11:01Sample: 1994 2009Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-22595.123558.476-6.3496600.0000X10.2305710.015306

21、15.064120.0000X3138.277629.916704.6220890.0006X5-0.0444160.021651-2.2514390.0627R-squared0.998887 Mean dependent var22431.67Adjusted R-squared0.998609 S.D. dependent var17548.83S.E. of regression654.5795 Akaike info criterion16.01818Sum squared resid5141691. Schwarz criterion16.21133Log likelihood-1

22、24.1454 F-statistic3589.698Durbin-Watson stat1.077638 Prob(F-statistic)0.000000最终模型以Y = f( X1，X3，X5) 为优，即:Y = -22595.12 +0.230571 X1 +138.2776X3 -0.044416 X5+ ui (-6.349660) (15.06412) (4.622089) (-2.251439) R2= 0.998887 Adjusted R-squared =0.998609 F=3589.6982、相关性检验从估计的结果可以看出，模型拟合较好，可决系数R²=0.9

23、98887，表明模型在整体上拟合比较好。、显著性检验：（）对于ß1，t统计量为15.06412。给定=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=13下，得临界值t0.025(13)=2.160因为t>t0.025(13)，所以拒绝原假设H0: ß1=0，表明国内生产总值变量（x1）对税收收入有显著性影响；（）对于ß3，t统计量为4.622089。给定=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=13下，得临界值t0.025(13)= 2.160因为t>t0.025(19)，所以拒绝原假设H0: ß3=0，表明商品零售价格指数（X3）对税收收入有显著

24、性影响。（3 ）对于ß5，t统计量为-2.251439。给定=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=13下，得临界值t0.025(13)= 2.160因为t绝对值>t0.025(13)，所以拒绝原假设H0: ß5=0，表明品固定资产投资（X5）对税收收入有显著性影响。（4 ）对于F=3589.698>F(3,13)=3.41(显著性水平为0.05)，表明模型从整体上看我国税收收入与各解释变量之间线性关系显著。、异方差检验利用ARCH检验，得如下结果：ARCH Test:F-statistic0.191359 Probability0.899649Obs*R-s

25、quared0.779500 Probability0.854364Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/28/11 Time: 11:12Sample(adjusted): 1997 2009Included observations: 13 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C215999.2223212.70.9676830.3585RESID2(-1)0.0422430.3371

26、170.1253060.9030RESID2(-2)0.1005330.3311810.3035610.7684RESID2(-3)0.2109480.3334000.6327190.5427R-squared0.059962 Mean dependent var338922.4Adjusted R-squared-0.253385 S.D. dependent var398001.7S.E. of regression445581.4 Akaike info criterion29.09981Sum squared resid1.79E+12 Schwarz criterion29.2736

27、4Log likelihood-185.1487 F-statistic0.191359Durbin-Watson stat1.749980 Prob(F-statistic)0.899649由上表，Obs*R-squared= 0.779500而查表，给定=0.95 自由度P=3，得临界值0.3518；给定=0.05自由度P=3,得临界值7.8147；所以0.3518<0.779500<7.8147，所以接受原假设，模型随机误差项不存在异方差。、序列相关检验DW=1.077638,给定显著性水平=0.05,查DurbinWatson 表，n=14,k=3,得下限临界值dl=0.7

28、67 du=1.779 因为 DW统计量为dl <1.077638<1.779。根据判断区域知，这时无法判定随机误差项是否存在自相关。、因果关系检验Pairwise Granger Causality TestsDate: 12/28/11 Time: 11:35Sample: 1994 2009Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability X1 does not Granger Cause Y14 3.74892 0.21250 Y does not Granger Cause X1 0.17980 0.83748 X3 do

29、es not Granger CauseY14 3.35320 0.29250 Y does not Granger Cause X3 0.58079 0.05771 X5 does not Granger CauseY14 3.74972 0.49187 Y does not Granger Cause X5 3.04309 0.08241由该检验结果表明，在=0.05的水平下，F(3,13)= 3.41，而F=3.7489> F(3，13)=3.20，所以拒绝原假设，认为国内生产总值对税收收入有显著性影响；F=0.17980< F(3,17)=3.20,所以接受原假设，认为税收

30、收入不会影响国内生产总值。F3=3.353F(3，13)=3.20，所以拒绝原假设，认为商品零售价格指数对税收收入有显著性影响；F4=0.58079< F(3,13)=3.20,所以接受原假设，认为税收收入不会影响商品零售价格指数。F5=3.7497> F(3，13)=3.20，所以拒绝原假设，认为固定资产投资对税收收入有显著性影响；F6=3.04309< F(3,13)=3.20,所以拒绝原假设，认为税收收入不会影响固定资产投资。三、政策建议为了推动经济可持续增长和构建更为和谐的税收经济关系，本文提出以下主要政策建议:一、当前应对全球金融危机我国已经采取一系列减税政策，减税

31、政策的最终目标是刺激经济增长和实现经济可持续增长。从宏观税负角度而言，减税政策和我国税制设计的政策目标应当是使宏观税负维持在20%左右，推动经济最优增长。二、应加强当期GDP与税收增长的内在联系;提高可税GDP占GDP的比例，宽税基低税负。我国税制设计应充分考虑税种选择、搭配和主体税种结构的科学性、合理性，扩宽税种课税范围。第一，当期GDP与税收增长内在联系不紧密和可税GDP占比不高，与我国以流转税为主体的税制结构相关，应致力于培育流转税和所得税双主体的税制结构。流转税容易转嫁，部分本应承担税负的GDP却转嫁了税收负担，既导致税负不公平，又减弱了税收增长与当期GDP的联系，降低了可税GDP占比

32、，使实际课税范围缩小。所得税不易转嫁，直接来自当期GDP，又有利于保证税收课证范围，当前应致力于培育流转税和所得税双主体的税制结构。2008年企业所得税两税合并，未来所得税改革的重点应当是个人所得税改革。个人所得税改革的长期目标应当是努力推进个人所得税由分类所得税制向综合所得税制转变;近期改革的重点应当是简化工资薪金所得适用的税率体系、提高工资薪金费用减除标准、建立养老、医疗、住房、教育等税前专项扣除制度，等等。第二，扩宽增值税征税范围。增值税属于“中性”税收，应当普遍征收。2009年我国实行了增值税向消费型转型，进一步完善增值税的措施应当是扩宽增值税征税范围。增值税应当对生产、流通各环节普遍

33、征收，劳务也是产业，也应当纳入增值税征税范围。可以通过扩大增值税征税范围全面取代营业税，既能避免增值税链条断裂和重复征税，充分发挥增值税税负公平、易于核查等优点，又能防止税负转嫁提高可税GDP占比。但增值税扩大征税范围只能采取逐步延伸的办法，近期可先将与销售货物联系较紧密的交通运输业和建筑业纳入增值税征税范围。三、我国政府收入包括预算收入(也即财政收入)、预算外收入和制度外收入，自1996年中央加大清理乱收费的工作以来，当前制度外收入已经很少。依据是否纳入人大预算管理可以将政府收入分为预算收入和预算外收入，依据是否为税收可以将政府收入分为税收收入和非税收入。目前，非税收入尤其是预算外收入管理不

34、规范。复杂的政府收入体系和管理不规范问题，导致既难于度量宏观税负又易损伤财政政策的效率。应努力规范政府收入体系，加强非税管理，推进税费改革，这是财税体制改革的重点和难点。税收入逐步纳入预算管理，统一政府收入、预算收入和财政收入。四、税务机关加强征管的激励很大程度上与地方政府的超收返还以及返还不纳入预算管理联系在一起，可能导致国家税务机关既对中央负责又对地方负责的“双重忠诚”问题，严重时可能导致仅对地方负责，中央的收入就将受到损害。应严禁各种形式的收入返还;强化预算管理，努力将所有政府资金纳入预算管理;进一步完善分税制，将税种作为分税的标准，减少中央和地方共享税，努力解决税务机关(主要是国税机关

35、)“双重忠诚”问题。减少中央与地方共享税的关键是培育地方主体税种，使地方事权与财力匹配。财产税税基稳定，从征管角度更有利于就近课征，可以适时开征物业税将其作为地方税收的主体税种;也可以效仿澳大利亚，改进印花税，提高税率和扩大征收对象，将其培育为地方主体税种。五、我国名义税率和实际税率之间的巨大差异是税收征管水平提升的来源，也给予了税务机关调控收入的弹性。在当前税制改革中，应当降低名义税率但又略高于实际税负，压缩名义税负和实际税负的之间的空间。既保证财政收入，又降低微观税负;同时，提高税收遵从率、压缩税收征管部门的税收收入调控弹性空间，进一步推进依法治税。六、我国税收收入主要来自规模以上工业企业，其应是税源监控的重点对象。七、目前需新增4万亿财政支出，而税收增长为负，财政收支矛盾日益突出，当前结构性减税措施下我国既面临着减负又面临着增收的压力，在将减税政策落实到位的同时还应注意保证、开辟税源，缓解财政收支矛盾压力。面对取消证券交易印花税的呼声，在目前财政收支矛盾日益突出的条件下，证券交易印花税暂时应当予以保留。八、边际宏观税负与居民最终消费增长率呈U型，目前处于U型的前半部分，呈反J型，降低边际宏观税负将推动消费以倍数增长;技术与边际宏观税负显著负相关，降低边际宏观税负将推动技术创新和新技术传播，提高全要素生产率;目前我国边际税负远高于促进城镇从业人数和净