中國(guó)稅收增長(zhǎng)的分析----重要

1、<p><b>　　中國(guó)稅收增長(zhǎng)的分析</b></p><p><b>　　一、研究的目的要求</b></p><p>　　改革開放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深化和經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，中國(guó)的財(cái)政收支狀況發(fā)生很大變化，中央和地方的稅收收入1978年為519.28億元，到2010年已增長(zhǎng)到73202億元，33年間增長(zhǎng)了141倍。為了研究影響中國(guó)稅

2、收收入增長(zhǎng)的主要原因，分析中央和地方稅收收入的增長(zhǎng)規(guī)律，預(yù)測(cè)中國(guó)稅收未來(lái)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。 </p><p>　　影響中國(guó)稅收收入增長(zhǎng)的因素很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：（1）從宏觀經(jīng)濟(jì)看，經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)是稅收增長(zhǎng)的基本源泉。（2）公共財(cái)政的需求，稅收收入是財(cái)政收入的主體，社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)保障的完善等都對(duì)公共財(cái)政提出要求，因此對(duì)預(yù)算支出所表現(xiàn)的公共財(cái)政的需求對(duì)當(dāng)年的稅收收入可能會(huì)有一定的影響。

3、（3）物價(jià)水平。我國(guó)的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主，以現(xiàn)行價(jià)格計(jì)算的GDP等指標(biāo)和經(jīng)營(yíng)者的收入水平都與物價(jià)水平有關(guān)。（4）稅收政策因素。我國(guó)自1978年以來(lái)經(jīng)歷了兩次大的稅制改革，一次是1984-1985年的國(guó)有企業(yè)利改稅，另一次是1994年的全國(guó)范圍內(nèi)的新稅制改革。稅制改革對(duì)稅收會(huì)產(chǎn)生影響，特別是1985年稅收陡增215.42%。但是第二次稅制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)速度的影響不是非常大。因此，可以從以上幾個(gè)方面，分析各種因素對(duì)中國(guó)稅收增長(zhǎng)的具體影響。

4、</p><p><b>　　二、模型設(shè)定</b></p><p>　　為了全面反映中國(guó)稅收增長(zhǎng)的全貌，選擇包括中央和地方稅收的“國(guó)家財(cái)政收入”中的“各項(xiàng)稅收”（簡(jiǎn)稱“稅收收入”）作為被解釋變量，以反映國(guó)家稅收的增長(zhǎng)；選擇“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）”作為經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)水平的代表；選擇中央和地方“財(cái)政支出”作為公共財(cái)政需求的代表；選擇“商品零售物價(jià)指數(shù)”作為物價(jià)水平的代表。

5、由于財(cái)稅體制的改革難以量化，而且1985年以后財(cái)稅體制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)影響不是很大，可暫不考慮稅制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)的影響。所以解釋變量設(shè)定為可觀測(cè)的“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”、“財(cái)政支出”、“商品零售物價(jià)指數(shù)”等變量。從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》收集到以下數(shù)據(jù)：</p><p>　　表1 中國(guó)稅收收入及相關(guān)數(shù)據(jù)</p><p>　　設(shè)定的線性回歸模型為：</p><p><b&

6、gt;　　三、估計(jì)參數(shù)</b></p><p><b>　　出現(xiàn)回歸結(jié)果：</b></p><p><b>　　表2</b></p><p>　　根據(jù)表2中數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果為：</p><p>　　(4881.448) (0.0214) (0.098332)

7、 (46.06350)</p><p>　　t= (-1.059655) (3.152410) (5.638081) (0.931287)</p><p>　　F=1679.195 </p><p><b>　　四、模型檢驗(yàn)</b></p><p><b>　　1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)&l

8、t;/b></p><p>　　模型估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年GDP每增長(zhǎng)1億元，稅收收入就會(huì)增長(zhǎng)0.67461億元；在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年財(cái)政支出每增長(zhǎng)1億元，稅收收入會(huì)增長(zhǎng)0.554494億元；在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年零售商品物價(jià)指數(shù)上漲一個(gè)百分點(diǎn)，稅收收入就會(huì)增長(zhǎng)42.89834億元。這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。</p><p><

9、b>　　2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)</b></p><p>　　（1）擬合優(yōu)度：由表2中數(shù)據(jù)可以得到：，修正的可決系數(shù)為，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。即解釋變量GDP，財(cái)政支出和零售商品物價(jià)指數(shù)對(duì)被解釋變量稅收收入的絕大部分異方差做出解釋。</p><p>　?。?）F檢驗(yàn)：針對(duì)，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k-1=29的臨界值。由表2中得到F=1679.1

10、95，由于F=1679.195>，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著，即“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”、“財(cái)政支出”、“商品零售物價(jià)指數(shù)”等變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“稅收收入”有顯著影響。</p><p>　　（3）t 檢驗(yàn)：分別針對(duì)：，給定顯著性水平，查t分布表得自由度為n-k-1=29臨界值。由表2中數(shù)據(jù)可得，與、、對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為-1.059655 ，3.152410 ，5.638081。其絕對(duì)值均大于，而 對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)

11、量0.931287 這說(shuō)明 不應(yīng)當(dāng)拒絕：，也就是說(shuō)，當(dāng)在其它解釋變量不變的情況下，解釋變量“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”、“財(cái)政支出”、分別對(duì)被解釋變量“稅收收入”都有顯著的影響。“商品零售物價(jià)指數(shù)”對(duì)被解釋變量“稅收收入”不一定有顯著的影響。</p><p>　　五、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲?lt;/p><p><b>　?。ㄒ唬﹫D形法</b></p><p>　　1

12、、EViews軟件操作。 </p><p>　?。?）繪制對(duì)的散點(diǎn)圖。</p><p><b>　　表3</b></p><p><b>　　表4</b></p><p><b>　　表5</b></p><p>　　2、判斷。由圖3、4、5可以看出，殘

13、差平方對(duì)解釋變量X1、X2、X3的散點(diǎn)圖主要分布在圖形中的下三角部分，大致看出殘差平方E2隨的變動(dòng)呈增大的趨勢(shì)，因此，模型很可能存在異方差。但是否確實(shí)存在異方差還應(yīng)通過(guò)更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。</p><p>　?。ǘ〨oldfeld-Quanadt檢驗(yàn)</p><p>　　1、EViews軟件操作。</p><p>　　將區(qū)間定義為1978-1990，利用OLS方法求得

14、如下結(jié)果</p><p><b>　　表6</b></p><p>　　將區(qū)間定義為1998-2010，用OLS方法求得如下結(jié)果</p><p><b>　　表7</b></p><p>　?。?）求F統(tǒng)計(jì)量值?；诒?和表7中殘差平方和的數(shù)據(jù)，即Sum squared resid的值。由表6計(jì)算得

15、到的殘差平方和為</p><p>　　由表7計(jì)算得到殘差平方和為，根據(jù)Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為</p><p>　　判斷。在下，在上式中分子、分母的自由度均為9，查F分布表得臨界值為，因?yàn)镕=1155.4292>，所以能拒絕原假設(shè)，表明模型確定存在異方差。</p><p>　　（三）White檢驗(yàn)

16、</p><p>　　經(jīng)估計(jì)出現(xiàn)White檢驗(yàn)結(jié)果，見(jiàn)表8。</p><p>　　從表中可以看出，，由White檢驗(yàn)知，在下，查分布表,得臨界值（在回歸方程式中只有四項(xiàng)含有解釋變量，故自由度為4 ），比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)?gt;，所以拒絕原假設(shè)，表明模型存在異方差。</p><p><b>　　表8</b></p>&l

17、t;p>　　(四)、異方差性的修正 </p><p>　　（一）加權(quán)最小二乘法（WLS）</p><p>　　在運(yùn)用WLS法估計(jì)過(guò)程中，我們分別選用了權(quán)數(shù)；下面僅給出用權(quán)數(shù)的結(jié)果。</p><p><b>　　表9</b></p><p><b>　　估計(jì)結(jié)果如下</b>&l

18、t;/p><p>　　(-3.700798) (1.646098) (6.741763) (3.411906) </p><p>　　0.976607 D.W.=1.210625 s.e.=302.0081 F=403.5618 </p><p>　　括號(hào)中數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量值。</p><p>　　可以看出運(yùn)用加權(quán)

19、小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗(yàn)均顯著，可決系數(shù)大幅提高，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著，并說(shuō)明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，稅收收入將增加0.030787億元，財(cái)政支出每增加1億元,稅收收入將增加0.723337億元;商品零售物價(jià)指數(shù)每上升1%,稅收收入就會(huì)增加38.47102億元。雖然這個(gè)模型可能還存在某些其他需要進(jìn)一步解決的問(wèn)題，但這一估計(jì)結(jié)果或許比引子中的結(jié)論更為接近真實(shí)情況。</p><p><b>　　多重

20、共線性的檢驗(yàn)</b></p><p>　　模型的設(shè)定 表10</p><p>　　由上表10可見(jiàn)，該模型,可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為1679.195，明顯顯著。但是當(dāng)是，只有X3系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，這表明很可能存在多重共線性。</p><p>　　計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X1，X2, X3數(shù)據(jù)，得出相關(guān)系數(shù)矩

21、陣</p><p><b>　　表11</b></p><p>　　觀察矩陣可以看出：解釋變量X1，X2之間的相關(guān)系數(shù)較高，與X3的相關(guān)性不明顯這表明可能存在多重共線性。</p><p><b>　　消除多重共線性</b></p><p>　　采取逐步回歸的辦法，去檢驗(yàn)多重共線性，分別作Y對(duì)X1，X

22、2,X3的一元回歸，結(jié)果如下圖所似 表12</p><p>　　按的大小排列為X2，X1, X3</p><p>　　以X2為基礎(chǔ)，順次加入其它變量逐步回歸，先加入X1回歸結(jié)果為：</p><p><b>　　表13</b></p><p>　　t=（-1.608128） (

23、3.188370) (5.603149)</p><p>　　當(dāng)取時(shí)，，X2參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，應(yīng)保留，再加入X3回歸得</p><p>　　t= (-1.059655) (3.152410) (5.638081) (0.931287)</p><p>　　F=1679.195</p><p>　　當(dāng)取時(shí)，，X3

24、參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，應(yīng)剔除。則X1，X2系數(shù)的t檢驗(yàn)都顯著，這是最后消除多重共線性的結(jié)果。</p><p>　　這說(shuō)明，在其它因素不變的因素下，在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年財(cái)政支出和當(dāng)年GDP每增長(zhǎng)1億元，稅收收入會(huì)增長(zhǎng)0.554494億元和0.67461億元；在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年零售商品物價(jià)指數(shù)上漲一個(gè)百分點(diǎn)，稅收收入就會(huì)增長(zhǎng)42.89834億元。</p><p><

25、;b>　　自相關(guān)的檢驗(yàn)</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┠Ｐ偷脑O(shè)定 </b></p><p>　　該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為33、三個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.26，dU= 1.65，模型中DW=0.921995<dL，顯然模型中有正自相關(guān)。這一點(diǎn)殘差圖中也可從看出</p&

26、gt;<p><b>　　表14殘差圖</b></p><p>　　殘差圖中，殘差的變動(dòng)有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正或負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)</p><p>　?。ǘ?、自相關(guān)問(wèn)題的處理</p><p>　　為解決自相關(guān)問(wèn)題，選用科克倫—奧克特迭代法。生成名為e的殘差序列。建立ls e e (-1)可得回歸方程</p>

27、<p>　　et = 0.205287et-1 </p><p>　　由上式可知=0.205287，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程 </p><p>　　對(duì)式中的廣義差分方程進(jìn)行回歸，在EViews命令欄中輸入ls Y-0.205287*Y(-1) c X1-0.205287

28、*X1(-1) X2-0.205287*X2(-1) X3-0.205287*X3(-1)，回車后可得方程輸出結(jié)果如表。</p><p>　　表15 廣義差分方程輸出結(jié)果</p><p><b>　　由表可得回歸方程為</b></p><p>　?。?.023561） （0.107225） （48.7578）</p><

29、p>　　t = （-0.911915）（2.958809） （5.045209） （0.792054）</p><p>　　R2 = 0.992925 F = 1309.950 d f = 29 DW = 1.129566</p><p><b>　　式中，，。</b></p><p>　　由于使用了廣義差分

30、數(shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為32個(gè)。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知dL = 1.24，dU = 1.65，模型中DW = 1.129566<dL = 1.24，說(shuō)明廣義差分模型中仍存在自相關(guān)，需要再進(jìn)行迭代。</p><p>　　在EViews命令欄中輸入ls Y-0.205287*Y c X1-0.205287*X1(-1) X2-0.205287*X2(-1) X3-0.205287*X3(-1) X1