我國稅收收入影響因素的實(shí)證分析

陳媛媛，趙 娜

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

一 研究背景

中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對世界有著舉足輕重的影響，而中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也日益離不開稅收[2]。2018年，按照國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)衡量，中國經(jīng)濟(jì)的總規(guī)模達(dá)到900309億元(數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局)，上半年全國一般公共預(yù)算收入86650億元，同比增長12.2%，其中稅收收入76810億元，同比增長15.8%(數(shù)據(jù)來源：國家稅務(wù)總局)。可知，稅收收入涵養(yǎng)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新動(dòng)能，促進(jìn)了新動(dòng)能的發(fā)展。然而，社會(huì)財(cái)富的分配并非零和博弈，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，當(dāng)稅收超過一定水平，提高稅率反而會(huì)減少國家收入。由此看來，研究稅收增長的影響因素具有重要的實(shí)際意義，想要整體把握稅收的影響，需要構(gòu)建系統(tǒng)模型理論來探討[3]。本文從我國稅收收入增長的主要因素出發(fā),實(shí)證分析中國稅收收入增長的原因并根據(jù)實(shí)證結(jié)果提出相應(yīng)的對策與建議。

二 模型的設(shè)定

(一)影響因素的分析

1.國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)

國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)是勞動(dòng)創(chuàng)造產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，制約稅制結(jié)構(gòu)并且兩者之間相關(guān)程度較高。這種相關(guān)性主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平規(guī)定著稅收參與社會(huì)產(chǎn)品分配的比例，決定著稅制結(jié)構(gòu)的選擇。

2.財(cái)政支出水平

財(cái)政支出更體現(xiàn)出調(diào)控、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)等職能，是在市場經(jīng)濟(jì)條件下，政府為提供產(chǎn)品和服務(wù)，滿足社會(huì)公共需要而進(jìn)行的財(cái)政資金的支付。這些財(cái)政資金正是國家的財(cái)政收入，其中最主要的取得方式就是收稅。一般情況下財(cái)政支出水平越高，稅收水平也就越高。

3.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)

CPI是反映與居民生活相關(guān)的消費(fèi)品及服務(wù)價(jià)格水平變動(dòng)情況的重要宏觀指標(biāo)，直接影響著國家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控措施的出臺(tái)與力度。一般情況下居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)越大，稅收收入越高。

4.進(jìn)口總額

目前各個(gè)國家?guī)缀醵紝?shí)施一種貿(mào)易壁壘政策，即通過設(shè)置“進(jìn)口關(guān)稅”，提高進(jìn)口品的市場價(jià)格，進(jìn)而限制產(chǎn)品的進(jìn)口。通過設(shè)置 “進(jìn)口關(guān)稅”，當(dāng)進(jìn)口總額增加時(shí)，所征收的進(jìn)口關(guān)稅收入就會(huì)增加，相應(yīng)的稅收總收入也會(huì)增加[3]。

(二)模型的建立

Y代表稅收收入；X2代表國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)；X3代表財(cái)政支出；X4代表居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)；X5代表進(jìn)口總額?；谝陨蠑?shù)據(jù)，初步建立模型：

Y=b1+b2*X2+b3*X3+b4*X4+b5*X5+m

三 模型的估計(jì)與調(diào)整

收集我國1987-2016年相關(guān)數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局)：稅收收入(Y)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(x2)、財(cái)政支出(X3)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X4)、進(jìn)口總額(X5)，結(jié)合影響我國稅收收入影響因素的相關(guān)理論進(jìn)行分析。

(一)相關(guān)系數(shù)分析

Eviews軟件操作：Cor y x2 x

表1 相關(guān)系數(shù)

Y與X2的相關(guān)系數(shù)r2為0.9972，Y與X3的相關(guān)系數(shù)r3為0.9964，Y與X4的相關(guān)系數(shù)r4為0.7939，Y與X5的相關(guān)系數(shù)r5為0.9621.其絕對值均大于0.6。初步表明Y與X2、X3、X4、X5之間可能均存在正高度線性相關(guān)關(guān)系，基于上述分析，初步建立多元線性回歸模型：

Y=b1+b2*X2+b3*X3+b4*X4+b5*X5+m

1.報(bào)告形式

Y=641.1395-0.0003X2+0.5876X3-3.8498X4+0.2362X5

(728.3036) (0.0317) (0.1032) (4.3771) (0.0263)

T= (0.8803) (-0.0108) (5.6954) (-0.8795) (8.9928)

b1的置信區(qū)間：(641.14-2.042*728.304，641.1395+2.042*728.304)

b2的置信區(qū)間：(- 0.0003-2.042*0.0317，- 0.0003+2.042*0.0317)

b3的置信區(qū)間：(0.5876-2.042*0.1032，0.5876+2.042*0.1032)

b4的置信區(qū)間：(- 3.8498-2.042*4.3771，- 3.8498+2.042*4.3771)

b5的置信區(qū)間：(0.2362-2.042*0.0263，0.2362+2.042*0.0263)

2.檢驗(yàn)多元回歸模型

(統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn))給定顯著性水平為0.05。

(1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

R2=0.9991接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合程度較高，或者被解釋變量稅收收入有99.91%可以由模型解釋。

(2)F檢驗(yàn)(回歸方程顯著性檢驗(yàn))

F=9653.720>F0.05(5-1，39-5)，表明模型線性關(guān)系顯著，解釋變量X2、X3、X4、X5聯(lián)合起來對被解釋變量Y有顯著影響。

(3)T檢驗(yàn)(解釋變量顯著性檢驗(yàn))

國內(nèi)生產(chǎn)總值X2的回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量絕對值為0.8803

財(cái)政支出X3的回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量絕對值為5.6954>t0.025(39-5)=2.042,t檢驗(yàn)通過，表明當(dāng)其他解釋變量不變時(shí)，財(cái)政支出X3對Y有顯著影響。

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X4回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量絕對值為0.8795

進(jìn)口總額X5回歸系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量絕對值為8.9928>t0.025(39-5)=2.042,t檢驗(yàn)通過，表明當(dāng)其他解釋變量不變時(shí)，進(jìn)口總額X5對Y有顯著影響。

(二)計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)

1.方差膨脹因子法

當(dāng)解釋變量多余兩個(gè)且呈現(xiàn)出比較復(fù)雜的相關(guān)關(guān)系時(shí)，可利用該方法來檢驗(yàn)多重共線性，在Eviews中操作可得：

表2 方差膨脹因子法相關(guān)數(shù)據(jù)

該輔助回歸模型方差因子：

VIF1=1/(1-0.9966)=294.1196 VIF2=1/(1-0.9943)=175.4286

VIF3=1/(1-0.4681)=1.8801 VIF4=1/(1-0.9669)=30.2115

上述輔助回歸模型F統(tǒng)計(jì)量，其伴隨概率均接近于零或小于顯著性水平 0.05，表明模型存在嚴(yán)重多重共線性。

2.異方差檢驗(yàn)與修正

(1)檢驗(yàn)

在 sample 菜單里，將區(qū)間定義為 1-39，在方程窗口中路徑為 View esidual test White Heteroskedasticity(no cross terms or cross terms)，并進(jìn)入White檢驗(yàn)。結(jié)果如下：nR2 =28.1784>0.052(p)=0.052(5)=11.0705，其 prob(nR2)伴隨概率為0.0000，小于給定的顯著性水平0.05，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為回歸模型存在異方差。

(2)修正

利用加權(quán)最小二乘法WLS建立樣本回歸模型，權(quán)數(shù)選擇為：

GenrW1=1/abs(resid) GenrW2=1/resid2

LS(w=w1) y c x2 x3 LS(w=w1) y c x2 x3

在Eviews中操作得：兩個(gè)經(jīng)加權(quán)最小二乘法估計(jì)的回歸模型。模型2的nR2統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率prob(nR2)=0.0000小于給定顯著性水平0.05,拒絕原假設(shè)，認(rèn)為調(diào)整后模型仍存在異方差。模型1的nR2統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率prob(nR2)=0.2090大于給定顯著性水平0.05，不拒絕原假設(shè)，認(rèn)為調(diào)整后模型已不存在異方差。故選擇模型1作為修正后的模型：

Y=-444.8828+0.0728X2+0.4702X3

(118.2486) (0.0081)(0.0366)

T=(-3.7623) (9.0100)(12.8332)

R2=0.9988 prob(F)=0.000000 DW=0.9295

3.自相關(guān)檢驗(yàn)

(1)DW 檢驗(yàn)

n=39, k=2 ，查表得：dl=1.382dU=1.540 。因?yàn)?0

(2)BG 檢驗(yàn)

Eviews 軟件操作：在方程窗口點(diǎn)擊：view esidual testserial Correlation LM Test，在 lags to include 中輸入滯后階數(shù)為 2 ， BG 檢驗(yàn)結(jié)果：

LM=TR2=39*0.823167=32.10352>c20.05(3)=7.81473，p值為 0.0000<0.05，說明此輔助回歸模型是顯著的，即存在自相關(guān)。并根據(jù) resid(-1)、resid(-2)的 t 檢驗(yàn)通過，resid(-3)的t檢驗(yàn)不通過，說明模型確實(shí)存在一階、二階自相關(guān)而不存在三階自相關(guān)。

4.偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

Eviews操作中該模型第1期……第12期偏相關(guān)系數(shù)方塊中僅第一期超過虛線部分，表明存在一階自相關(guān)，而不存在二階等高階自相關(guān)。

最終報(bào)告形式：

Y=-1531.5061+0.1456X2+0.1495X3+[AR(1)=1.6442,AR(2)=-0.8634]

(1028.899) (0.0103) (0.0450) (0.1298) (0.1373)

t=(-1.4885)(14.1884) (3.3252) (12.6633) (-6.2898)

R2=0.9957 F=14065.07 DW=1.915183

四 結(jié)論和建議

稅收作為國家利用法律手段強(qiáng)制取得的收入，它關(guān)系到我們每一個(gè)人，是“取之于民，用之于民”[4]。通過以上的分析，我們知道影響稅收水平的因素主要有國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、財(cái)政支出和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等。當(dāng)其他條件不變時(shí)，國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)增加，稅收增加；在其他條件不變時(shí)，財(cái)政支出增加，稅收也增加。另外，國家通過稅收調(diào)整還可以調(diào)節(jié)總需求，是一種財(cái)政政策。當(dāng)社會(huì)總需求不足時(shí)，國家可以通過減少稅收來刺激總需求；相反，當(dāng)社會(huì)總需求過剩時(shí)，國家可以通過增加稅收來壓縮總需求[5]。

基于國內(nèi)生產(chǎn)總值對稅收水平的影響，我們需要不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，在保持經(jīng)濟(jì)健康、穩(wěn)定的基礎(chǔ)上，創(chuàng)造更大的價(jià)值[6]。此外，制定適合我國特殊國情的稅收政策，并不斷改進(jìn)，以在保證老百姓生活水平的基礎(chǔ)上，實(shí)現(xiàn)更多的稅收，為進(jìn)一步為老百姓謀福利打下基礎(chǔ)。最后，政府要對每一筆財(cái)政支出嚴(yán)格把關(guān)，避免出現(xiàn)“賬實(shí)不符”的情況，并定期根據(jù)財(cái)政支出發(fā)生情況做出總結(jié)，以便為日后稅收政策的修改作參考[7]。