-----WORD格式--可編輯--專業(yè)資料-------完整版學習資料分享----計量經(jīng)濟學大作業(yè) ――稅收影響因素的研究學號：姓名：專業(yè)：稅收影響因素的研究摘要本文研究的是稅收影響因素模型，通過對1991-2010年稅收規(guī)模資料的分析，以了解稅收的結構、規(guī)模及演變的新特點，并探討影響稅收的各因素，運用Eviews軟件對1991—2010的歷史數(shù)據(jù)進行分析，并通過我國實際經(jīng)濟發(fā)展狀況和政策導向運用此關系對以后情況進行預測。關鍵詞：稅收財政支出OLS1問題的提出從進入21世紀以來，我國的經(jīng)濟發(fā)展面臨著巨大的挑戰(zhàn)與機遇，在新的經(jīng)濟背景下，基于知識和信息的產業(yè)發(fā)展迅速，全球一體化日漸深入，中國已是WTO的一員。新形勢的經(jīng)濟發(fā)展是經(jīng)濟穩(wěn)定和協(xié)調增長的結果，由于稅收具有斂財與調控的重要功能，因而他在現(xiàn)實的經(jīng)濟發(fā)展中至始至終都發(fā)揮著非常重要的作用，所以研究影響我國稅收收入的主要原因具有非常重要的作用。改革開放以來，中國經(jīng)濟高漲，對稅收影響最大的當屬財政支出。另外各種消費價格指數(shù)也是重要影響因素，而前人有對國內生產總值是否具有影響進行過實證分析。經(jīng)濟發(fā)展水平是制約稅制結構的生產力要素，兩者之間的相關程度較高。這種相關性主要表現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展水平規(guī)定著稅收參與社會產品分配的比例，決定著稅制結構的選擇。經(jīng)濟發(fā)展水平的差異通常以人均國內生產總值的高低來衡量。在人均國內生產總值不同的國家里，稅收規(guī)模即稅收占國內生產總值的比重是不一樣的。以世界銀行公布的1980年的調查材料為例，在人均國內生產總值260美元的低收入國家里，國內生產總值稅收率為13.2%；人均國內生產總值為2000美元的中等收入國家，這一比率為23.3%；而在人均國內生產總值為1萬美元的高收入國家，這一比例是28.1%。顯然，一國國內生產總值稅收率愈高，稅負承受能力愈強，因而也為稅制結構的調整提供了物質基礎。本文站在前人的基礎上，引用計量的方法，將三者綜合起來對稅收進行探討，作者認為，在我國經(jīng)濟飛速發(fā)展的過程中，國內生產總值有了很大的增長，因而本文將國內生產總值引入該項目的實證研究分析。2理論綜述1991年以來，我國稅收收入一直保持了穩(wěn)定較快增長的態(tài)勢，特別是近年來，我國稅收收入（不包括關稅和農業(yè)稅收，未扣除出口退稅，下同）出現(xiàn)了規(guī)模迅速擴大，收入高位增長的好勢頭。2003年、2004年、2005年、2006年稅收收入分別達到20466億元、25723億元、30867億元和37636億元。稅收增收額2003年超過3000億元，2004年和2005年連續(xù)超過5000億元，2006年超過6000億元。2007年全國稅收收入累計完成49449億元，比上年增收11813億元，增長31.4%；共辦理出口退稅5273億元，比上年增加988億元，增長23.1%.連年來，稅收收入保持穩(wěn)定較快增長，是國民經(jīng)濟快速增長和企業(yè)效益大幅提高的反映。各級黨委政府、社會各界對稅收工作的支持，全國稅務系統(tǒng)推進依法治稅、加強稅收征管保證了收入增長。廣大納稅人為國家稅收收入增長作出了積極貢獻。在稅收收入總量和增量逐年增加的同時，稅收收入質量也不斷提高，表現(xiàn)在收入結構進一步優(yōu)化、宏觀稅負水平不斷提升、稅收彈性系數(shù)日趨合理。從近幾年稅收收入增長變化情況看，呈現(xiàn)以下幾方面特點：從稅制結構上看，收入格局明顯改善。從稅收收入分配體制上看，中央級稅收收入和地方級稅收收入均實現(xiàn)快速增長，中央級稅收收入占較大比重。從區(qū)域結構上看，東、中、西部稅收收入全面增長。從所有制結構上看，非國有、集體企業(yè)稅收貢獻比重逐年提高。政府的宏觀調控作用日益顯現(xiàn)，使稅收收入的產業(yè)構成發(fā)生了一定變化。3模型設定研究稅收的影響因素，需要考慮以下幾個方面：（1）影響因素的分析首先，高速增長的國內生產總值。主要表現(xiàn)在凈出口，企業(yè)投資的比重迅速擴大；居民消費和政府購買也在不斷增長。10多年來我國稅制結構雖然沒有發(fā)生大的變化，但宏觀稅負確實在快速增長。稅收收入占GDP的比重，由1995年的10.35%增長到2004年的18.84%,10年內增長了8.49個百分點。其次，高速增長的財政支出。財政支出總量與稅收成正相關，彈性為正數(shù)。表明隨著財政支出總量的增加，稅收收入也增加。因此目前應逐步調整和優(yōu)化財政支出結構，堅持經(jīng)常性收支基本平衡原則，從嚴格控制經(jīng)常性預算中的一般性支出，適當壓縮對企業(yè)的直接補償和事業(yè)費支出，增加對下崗職工基本呢生活和再就業(yè)補助，在收入一定的前提下，保證重點支出的資金需要。同時，由于國債的投入在財政支出中占很大比重，所以我們要加強對國債資金的管理，只有這樣，稅收收入才能穩(wěn)步增長。最后，商品零售價格指數(shù)的增長。自2003年1月開始，我國商品零售價格指數(shù)一路緩慢增長，貨幣供應量增長較快，固定資產投資率較高，食品價格大幅上漲，生產資料價格上升帶動商品零售價格指數(shù)上漲。商品零售價格指數(shù)的提高在一定意義上折射出居民收入的增加。根據(jù)我國個人所得稅的征稅方法——累進所得稅的計算方法，可以得出，收入的增加與稅收的增加成正相關，及收入越高，居民納稅越多，反之越少。（2）數(shù)據(jù)的選擇由于本篇考察的目的是研究國內生產總值、財政支出與商品零售價格指數(shù)增長對稅收的影響效應。考慮到截面數(shù)據(jù)不能很好地反應近些年消費增長的變化以及結構消費的轉型情況，本項目采用的是時間序列數(shù)據(jù)來進行實證研究分析的。考慮到時間采集的困難，本項目選擇的數(shù)據(jù)為1991年到2010年的中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)。4數(shù)據(jù)的搜集由于數(shù)據(jù)采集的困難，本文搜集了1991年到2010年的數(shù)據(jù)如下表稅收Y國內生產總值X1財政支出X2商品零售價格指數(shù)X319912990.1721781.53386.62102.919923296.9126923.53742.20105.419934255.3035333.94642.30113.219945126.8848197.95792.62121.719956038.0460793.76823.72114.819966909.8271176.67937.55106.119978234.0478973.09233.56100.819989262.8084402.310798.1897.4199910682.5889677.113187.6797.0200012581.5199214.615886.5098.5200115301.38109655.218902.5899.2200217636.45120332.722053.1598.7200320017.31135822.824649.9599.9200424165.68159878.328486.89102.8200528778.54183217.433930.28100.8200634804.35211923.540422.73101.0200745621.97257305.649781.35103.8200854223.79300670.062592.66105.9200965507.52378795.476889.21106.4201070643.322439930.584459.15107.3（資料來源：1991年-2010年中國統(tǒng)計年鑒）5模型的估計與調整1.多重共線性稅收對國內生產總值，財政支出，商品零售價格指數(shù)的回歸Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+C4X4+UEviews的最小二乘計算結果見下圖。Y=-3187.800-0.0165X1+0.9338X2+33.1333X3R2=0.9981DW=1.1798F=2833.917由F=2833.917＞F0.05（3,16）=3.24得出拒絕零假設，認為稅收與解釋變量間存在顯著關系。由圖表看出，可決系數(shù)非常高，而X1,X3的t值不顯著，可以推測出現(xiàn)該模型出現(xiàn)了嚴重的多重共線性。對所有變量進行相關性檢測，得到下圖：證明的確出現(xiàn)了嚴重的相關性。采用逐步回歸的方法來解決多重共線性的問題。先對變量逐個進行回歸，可得X2的可決系數(shù)最大，從而得到最優(yōu)簡單回歸方程Y=f(X2).于是，在保留財政支出X2變量的情況下，依次加入其他變量模型β（常數(shù)）β（X1）β（X2）β（X3）R2Y=f(X2)-80.7571（-0.2487）0.8550（93.6660）0.997953Y=f(X1,X2)318.2568（0.5256）-0.0186（-0.7842）0.9431（8.3723）0.998024Y=f(X2,X3)-3789.155（-1.0140）0.8555（93.5912）35.4899（0.9961）0.998065Y=f(X1,X2,X3)-3187.800(-0.8186)-0.0165(-0.6914)0.9339(8.2153)33.1333(0.9116)0.998122結果分析：在最優(yōu)簡單回歸方程Y=f（X2）中引入變量X1，是R2由0.997953提高到0.998024，β（X1）負號β（X2）正號是不合理的，進行t檢驗β（X1）不顯著，可能是“多余變量”，暫時刪除。模型中引入X2，R2由0.997953提高到0.998065，β（X2）正號β（X3）正號是合理的，進行t檢驗β（X3）較顯著。從經(jīng)濟理論分析，X3應該是重要因素，且X2與X3不大相關，因此可能是“有力變量”，暫時給予保留得到如下結論：回歸模型以Y=f（X2,X3）為最優(yōu)模型Y=-3789.155+0.8555X2+35.4899X3……（1）(-1.0140)(93.5912)(0.9961)R2=0.998065F=4385.271DW=1.102595說明稅收受財政支出和商品零售價格指數(shù)的影響。2．異方差White檢驗建立回歸模型：LSYCX2X3，回歸結果如下圖所示：在方程窗口上點擊“View\Residual\Test\WhiteHeteroskedastcity”,檢驗結果如圖所示：（因為有交叉項，所以有5個變量）得出n*R^2=4.0564,查自由在a=0.05下，查x^2卡方分布表，得出x(5)=11.0705>n*R^2,不能拒絕原假設，說明模型不存在異方差。自相關1）DW檢驗法由回歸模型（1）可知DW=1.102595.對樣本量為20，兩個解釋變量的模型，5%顯著水平，查DW統(tǒng)計表課知，DL=1.20,DU=1.41.0＜DW＜DL可以看出該模型存在正自相關。2）自相關的修正——科克倫-奧科特（迭代法）命令：LSYCX2X3AR（1），則可得結果如圖所示：可見R2=0.998343，說明擬合優(yōu)度很高，在顯著水平α=0.05，T=19，解釋變量的個數(shù)k為2，得下限臨界值DL=1.18，上限臨界值DU=1.40。因為統(tǒng)計量DU＜DW=1.721629＜4-DU，根據(jù)判定區(qū)域知，表明隨機擾動項的自相關已經(jīng)被消除。6結論財政對稅收的影響是顯著正相關的，這說明國家財政支出增加，稅收也會增加。究其原應應該是：國家為了拉動經(jīng)濟增長，常常實施擴張性的財產政策，從而使經(jīng)濟的到發(fā)展，各項稅收也就自然而然的有所增加，進而提高了稅收總收入。零售商品物價指數(shù)對稅收收入是顯著正相關的。這很明顯，物價指數(shù)升高，意味著物價上漲，物價上漲各個銷售商的收入總額也就會變大，這樣需要繳納的各項稅賦也