計量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文-我國稅收收入影響因素的實證研究.doc

精品文檔計量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末論文我國稅收收入影響因素的實證研究姓名：郭瑞班級：2010國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易1班學(xué)號：1002013023時間：2012年12月16日摘要：稅收是我們國財政收入的基本因素，也影響著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本文通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)以及搜索相關(guān)的網(wǎng)站信息對分析我國稅收收入影響因素進(jìn)行一系列的文獻(xiàn)綜述，并通過Eviews計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件對稅收收入的影響因素包括選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、財政支出、商品零售價格指數(shù)進(jìn)行分析，得出相關(guān)結(jié)論并對我國財政收入方面給出一些建議。關(guān)鍵詞：稅收收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值、財政支出、商品零售價格指數(shù)、計量分析目錄引言3一、理論綜述4（一）文獻(xiàn)綜述41.國內(nèi)生產(chǎn)總值對稅收收入的影響42.財政收入對稅收收入的影響4（二）現(xiàn)狀分析4二、實證分析5（一）變量選取5（二）數(shù)據(jù)取得5（三）模型的建立與構(gòu)造6（四）模型檢驗81.經(jīng)濟(jì)意義檢驗82.統(tǒng)計檢驗83.計量檢驗8（1）多重線性檢驗8（2）鄒氏檢驗13（3）異方差檢驗14（4）自相關(guān)檢驗20（五）模型修正22三、結(jié)論分析及政策建議22（一）結(jié)論分析22（二）政策建議23參考文獻(xiàn)24引言自1985年實行的利改稅的稅改以來，稅收占財政收入的比重逐年上升，90年代已高達(dá)96%。而1994年實施的全面稅制改革又使得稅收收入有了新的變化。稅收組織財政收入、調(diào)控經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和監(jiān)督經(jīng)濟(jì)活動職能的發(fā)揮，成為國家非常關(guān)心的問題。從進(jìn)入新世紀(jì)，我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨著巨大的機(jī)遇和挑戰(zhàn)。在新經(jīng)濟(jì)背景下，基于知識和信息的產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展一體化日漸深入，中國成功加入WTO。新形勢下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和協(xié)調(diào)增長的結(jié)果，由于稅收具有聚財與調(diào)控的功能，因而它在實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中將發(fā)揮非常重要的作用，研究稅收收入的影響因素對我國有著重要的意義。一、理論綜述（一）文獻(xiàn)綜述高淑紅在我國稅收收入的影響因素分析一文中運(yùn)用多重共線性檢驗和加權(quán)最小二乘估計法等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗方法對稅收收入與其影響因素做了相關(guān)計量分析，得出了以下分析結(jié)果與結(jié)論：1.國內(nèi)生產(chǎn)總值對稅收收入的影響國內(nèi)生產(chǎn)總值與稅收收入成正相關(guān)。這表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加會帶來稅收的增加。正如前面所述，經(jīng)濟(jì)是稅收收入的源泉，稅收的增長離不開經(jīng)濟(jì)的增長，稅收收入受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，而國內(nèi)生產(chǎn)總值在很大程度上就反映我國的經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r。2.財政收入對稅收收入的影響稅收收入與財政支出顯著的正相關(guān)。這表明，隨著財政支出的增加，稅收收入也會相應(yīng)的增加，而且，其系數(shù)為0.7009，遠(yuǎn)高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的系數(shù)。估計其原因，因為國家跟政府為了拉動經(jīng)濟(jì)增長，常常實施加大財政支出力度，從而使經(jīng)濟(jì)得到發(fā)展，各項稅收相應(yīng)的都有所增加，進(jìn)而增加了稅收的總收入。（二）現(xiàn)狀分析我國的社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制還不完善，各方面運(yùn)作還需要政府實施一定的宏觀職能，職能的有效實施得宜于充足的財政力量，其中稅收占很大比重。1、經(jīng)濟(jì)增長仍是稅收收入高增長的主要決定因素, 稅收收入與經(jīng)濟(jì)增長之間有著正的線性相關(guān)性。另外,我國稅收收入增長具有較大的慣性。2、我國稅收收入增長速度略慢于經(jīng)濟(jì)增長速度,稅制改革勢在必行。另外, 稅收是我國財政收入的主要來源, 稅收收入大幅度增長,通過財政支出政策的運(yùn)用,有力支持了經(jīng)濟(jì)和社會各項事業(yè)的發(fā)展。二、實證分析（一）變量選取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。Y稅收收入（億元）X1國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）X2國家財政支出（億元）X3商品零售價格指數(shù)（以1980年為基期100）（二）數(shù)據(jù)取得以下數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，單位均為億元。年 份國內(nèi)生產(chǎn)總值國家財政支出商品零售物價指數(shù)（上年=100)稅收收入19804545.6241228.83106571.719814891.5611138.41102.4629.8919825323.3511229.98101.9700.0219835962.6521409.52101.5775.5919847208.0521701.02102.8947.3519859016.0372004.25108.82040.79198610275.182204.911062090.73198712058.622262.18107.32140.36198815042.822491.21118.52390.47198916992.322823.78117.82727.4199018667.823083.59102.12821.86199121781.53386.62102.92990483742.2105.43296.91199335333.924642.3113.24255.3199448197.865792.62121.75126.88199560793.736823.72114.86038.04199671176.597937.55106.16909.82199778973.039233.56100.88234.04199884402.2810798.1897.49262.8199989677.0513187.679710682.58200099214.5515886.598.512581.512001109655.218902.5899.215301.382002120332.722053.1598.717636.452003135822.824649.9599.905920017.312004159878.328486.89102.8062257182005183867.933930.28100.777430866200621087140422.73101.028237636表1. 1980-2006年我國稅收收入相關(guān)因素統(tǒng)計表（三）模型的建立與構(gòu)造在EVIEWS軟件中輸入數(shù)據(jù)，觀察Y與三個解釋變量X1、X2、X3之間的散點圖，如圖1、圖2、圖3所示：圖1圖2圖3由以上散點圖發(fā)現(xiàn)存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，故此選擇建立線性模型。建立模型：、利用EVIEWS軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到如圖4結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/12 Time: 12:50Sample: 1980 2006Included observations: 27VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-6357.3062589.143-2.4553710.0221X1-0.0111910.014037-0.7972610.4335X20.9670820.07682112.588750.0000X357.1184124.003452.3795920.0260R-squared0.994954Mean dependent var8681.087Adjusted R-squared0.994296S.D. dependent var9909.343S.E. of regression748.4057Akaike info criterion16.20972Sum squared resid12882553Schwarz criterion16.40170Log likelihood-214.8312F-statistic1511.718Durbin-Watson stat0.691548Prob(F-statistic)0.000000圖4Y = -6357.306 - 0.011191*X1 + 0.967082*X2 + 57.11841*X3 （2589.143） （0.014037） （0.076821） （24.00345）t =(-2.455371) (-0.797261) (12.58875) (2.379592)R2=0.994954 nR2=0.994296 F=1511.718（四）模型檢驗1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗我國稅收收入與財政支出及商品零售物價指數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)國內(nèi)其他因素不變時，財政支出每增加1單位，我國稅收收入增加0.967082單位；當(dāng)其他因素不變時，商品零售物價指數(shù)每增加1單位，我國稅收收入增加57.11841單位，兩者與稅收收入呈正相關(guān)符合現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)意義，但模型中國內(nèi)生產(chǎn)總值與稅收收入呈負(fù)相關(guān)，不符合現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)意義。2.統(tǒng)計檢驗由R2=0.994954 ，nR2=0.994296與1十分接近，說明模型擬合優(yōu)度很好。F統(tǒng)計量等于1511.718大于5%顯著性水平下F（3，23）的臨界值3.03，表明模型整體的顯著性較高。除X1外，X2與X3的t檢驗值均大于5%顯著性水平下自由度為23的臨界值1.711，通過了變量的顯著性檢驗。故還須對模型進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗并作出修正。3.計量檢驗（1）多重線性檢驗對各解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗利用EVIEWS軟件得到各變量間相關(guān)系數(shù)矩陣表：X1X2X3X110.984833-0.407265X20.9848331-0.416781X3-0.407265-0.4167811表2. X1、X2、X3相關(guān)系數(shù)矩陣表從系數(shù)矩陣表中看出，X1與X2之間的相關(guān)系數(shù)較高，可能存在多重共線性。修正多重共線性.用EVIEWS分別對Y與各解釋變量X1、X2、X3做最小二乘回歸：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/12 Time: 14:11Sample: 1980 2006Included observations: 27VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-1143.176559.4057-2.0435540.0517X10.1610650.00658424.463690.0000R-squared0.959902Mean dependent var8681.087Adjusted R-squared0.958298S.D. dependent var9909.343S.E. of regression2023.592Akaike info criterion18.13432Sum squared resid1.02E+08Schwarz criterion18.23031Log likelihood-242.8134F-statistic598.4724Durbin-Watson stat0.170737Prob(F-statistic)0.000000圖5Y = -1143.176 + 0.161065 * X1 （559.4057） （0.006584）R2=0.959902 DW=0.170737Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/12 Time: 14:13Sample: 1980 2006Included observations: 27VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-292.7317212.2144-1.3794150.1800X20.8925750.01434062.244310.0000R-squared0.993589Mean dependent var8681.087Adjusted R-squared0.993332S.D. dependent var9909.343S.E. of regression809.1614Akaike info criterion16.30106Sum squared resid16368556Schwarz criterion16.39705Log likelihood-218.0643F-statistic3874.355Durbin-Watson stat0.501126Prob(F-statistic)0.000000圖6Y = -292.7317 + 0.892575 * X2 (212.2144) (0.014340)R2=0.993589 DW=0.501126Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/12 Time: 14:14Sample: 1980 2006Included observations: 27VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C68011.8528622.302.3761840.0255X3-564.9916272.0256-2.0769790.0482R-squared0.147161Mean dependent var8681.087Adjusted R-squared0.113047S.D. dependent var9909.343S.E. of regression9332.439Akaike info criterion21.19157Sum squared resid2.18E+09Schwarz criterion21.28756Log likelihood-284.0862F-statistic4.313843Durbin-Watson stat0.179687Prob(F-statistic)0.048232圖7Y = 68011.85 + 564.9916 * X3 (28622.30) (272.0256)R2=0.147161 DW=0.179687以上3個方程根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和統(tǒng)計檢驗得出，財政支出X2是最重要的解釋變量（t檢驗值=62.24431也最大），從而得出最優(yōu)簡單回歸方程Y=f(X2)。.對模型進(jìn)行逐步回歸，在初始模型的基礎(chǔ)上加入解釋變量X1與X3，得到如下回歸結(jié)果：加入X1，Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/12 Time: 14:32Sample: 1980 2006Included observations: 27VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-218.4640240.3033-0.9091180.3723X1-0.0105150.015337-0.6855710.4996X20.9489780.08353911.359650.0000R-squared0.993712Mean dependent var8681.087Adjusted R-squared0.993188S.D. dependent var9909.343S.E. of regression817.8773Akaike info criterion16.35574Sum squared resid16054157Schwarz criterion16.49972Log likelihood-217.8025F-statistic1896.345Durbin-Watson stat0.526704Prob(F-statistic)0.000000圖8Y = -218.4640 + -0.010515 *X1 + 0.948978 * X2(240.3033) (0.015337) (0.083539)R2=0.993712加入X3,Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/12 Time: 14:37Sample: 1980 2006Included observations: 27VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-6394.6562568.992-2.4891690.0201X20.9069500.01448062.636270.0000X356.7307423.815652.3820780.0255R-squared0.994815Mean dependent var8681.087Adjusted R-squared0.994383S.D. dependent var9909.343S.E. of regression742.7027Akaike info criterion16.16291Sum squared resid13238574Schwarz criterion16.30689Log likelihood-215.1993F-statistic2302.212Durbin-Watson stat0.652300Prob(F-statistic)0.000000圖9Y = -6394.656 + 0.906950 * X2 + 56.73074 * X3 (2568.992) (0.014480) (23.81565)R2=0.994815由以上數(shù)據(jù)構(gòu)成表格如下：01(X1)2(X2)3(X3)R2Y=f(X2)-292.7317(212.2144)0.892575(0.014340)0.993589Y=f(X1,X2)-218.4640(240.3033)-0.010515(0.015337)0.948978(0.083539)0.993712Y=f(X3,X2)-6394.656(2568.992)0.906950(0.014480)56.73074(23.81565)0.994815Y=f(X1,X2,X3)-6357.306(2589.143)-0.011191(0.014037)0.967082(0.076821)57.11841(24.00345)0.994954表3. 稅收收入模型估計結(jié)果分析：在最優(yōu)簡單回歸方程Y=f(X2)中引入X1，R2值略有提高。雖然X2與X1高度相關(guān)，在X1的引入對參數(shù)2影響不大，1的符號不滿意，可以是“多余變量”，暫時刪除；模型中引入X3，使R2值由0.993589提升到0.994815，3正號也合理，進(jìn)行t檢驗，3不顯著。從經(jīng)濟(jì)理論分析，X3應(yīng)該是重要變量，雖然X2與X3高度相關(guān)，但不影響2的顯著性和穩(wěn)定性，因此，可能是“有利變量”，暫時保留；最后在Y=f(X3,X2)的基礎(chǔ)上引入X1，R2=0.994954幾乎沒有增加，其他兩個參數(shù)系數(shù)沒有多大影響，可以確定X1是多余變量，應(yīng)從模型中刪除。得出最后回歸模型是：Y = -6394.656 + 0.906950 * X2 + 56.73074 * X3 (2568.992) (0.014480) (23.81565)R2=0.994815由于剔除了變量X1，故模型已不存在多重共線性，且各解釋變量前得系數(shù)均符合經(jīng)濟(jì)意義，模型擬合度上升，各變量t檢驗值上升。在其他因素保持不變的情況下，財政支出每增加1億元，商品零售物價指數(shù)增加1%，稅收收入增加57.6377億元。（2）鄒氏檢驗考慮到1980-2006年時間跨度較大，政府財政支出及商品零售物價指數(shù)均發(fā)生了較大的變化，有必要對模型進(jìn)行參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗。將數(shù)據(jù)分為1980-1992年和1993-2006年兩組分別進(jìn)行普通最小二乘回歸結(jié)果如下：1980-1992年：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/12 Time: 15:47Sample: 1980 1992Included observations: 13VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-3271.7351116.480-2.9304020.0150X21.0799520.07083115.246950.0000X325.7728610.765052.3941240.0377R-squared0.965039Mean dependent var1855.634Adjusted R-squared0.958047S.D. dependent var999.6892S.E. of regression204.7616Akaike info criterion13.68074Sum squared resid419273.0Schwarz criterion13.81112Log likelihood-85.92483F-statistic138.0159Durbin-Watson stat1.601545Prob