计量经济学论文Word文件下载.docx

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我国的税制结构以流转税为主，以现行价格计算的GDP等指标和经营者的收入水平都与物价水平有关。

④税收政策因素。

我国自1978年以来经历了两次大的税制改革，一次是1984~1985年的国有企业利改税，另一次是1994年的全国范围内的新税制改革。

税制改革对税收增长速度的影响不是非常大。

因此，可以从以上几个方面，分析各种因素对中国税收增长的具体影响。

为了全面反映中国税收增长的全貌，我们选用“国家财政收入”中的“各项税收”（即税收收入）作为被解释变量，反映税收的增长；

选择“国内生产总值”（即GDP）作为经济整体增长水平的代表；

选择“财政支出”作为公共财政需求的代表；

选择“商品零售价格指数”作为物价水平的代表。

另外，由于财税体制的改革难以量化，而且从数据上看，1985年以后财税体制改革对税收增长影响不是很大，在此暂不考虑税制改革对税收增长的影响

二、模型设定

（一）理论综述

1978年～1981年，计划经济体制延续格局下中国税收理论的发展与变化。

1978年底召开的党的十一届三中全会，确立了把党和国家的工作重点转移到经济建设上来的政治路线，正确地作出了改革、开放的战略决策。

在这一阶段，我们一方面在税收思想意识上和理论研究上全面开始拨乱反正；

另一方面也在积极探索适应经济体制改革和对外开放的理论与目标模式。

1980年8月26日，五届全国人大常委会第15次会议决定，批准国务院提出的决定在广东省的深圳、珠海、汕头和福建省厦门建立经济特区，鼓励客商及其公司投资设厂或与中方合资设厂、兴办企业和其他工业，并在税收、金融、土地和劳动工资等方面予以适当的优惠条件。

在经济特区内，将实行不同于内地的管理体制和以中外合资、合作经营企业、外商独资企业为主，多种经济并存的综合企业、综合体制。

1981年～1984年，“计划经济为主、市场调节为辅”格局下中国税收理论的发展与变化

1981年6月党的十一届六中全会总结建国以来32年历史经验教训时，写入《关于建国以来党的若干历史问题的决议》中：

“必须在公有制基础上实行计划经济，同时发挥市场调节的辅助作用。

”1982年9月召开的中共十二大具体阐述了“计划经济为主、市场调节为辅”的内涵：

“我国在公有制基础上实行计划经济。

有计划的生产和流通，是我国国民经济的主体。

同时，允许对于部分产品的生产和流通不作计划，由市场来调节，也就是说，根据不同时期的具体情况，由国家统一计划划出一定的范围，由价值规律自发地起调节作用。

这一部分是有计划生产和流通的补充，是从属的、次要的，但又是必需的、有益的。

”

1984年～1993年，发展“社会主义有计划商品经济”框架下，中国税收理论的发展与变化

1984年10月，党的十二届三中全会一致通过《中共中央关于经济体制改革的决定》，该《决定》认为：

改革计划体制，首先要突破把计划经济同商品经济对立起来的传统观念，明确认识社会主义计划经济必须自觉依据和运用价值规律，是在公有制基础上的有计划的商品经济。

商品经济的充分发展，是社会经济发展不可逾越的阶段，是实现中国经济现代化的必要条件。

这就为打破计划经济体制创造了条件。

从此，中国开始重视税收理论研究与实践工作，强调需要运用税收集中财力，调节经济，为促进经济高速发展服务。

1994年～2008年，构建社会主义市场经济过程中中国税收理论的发展与创新

党的“十四”大明确提出中国经济体制改革的目标是建立社会主义市场经济体制。

为适应市场经济体制对税收提出的新要求，1994年中国对原有工商税制进行了新中国成立以来规模最大、范围最广、力度最强、内容最深刻的全面性、结构性的改革。

此次改革的指导思想是：

统一税法、公平税负、简化税制、合理分权，理顺分配关系，保障财政收入，建立符合社会主义市场经济要求的税制体系。

围绕这一重大税收制度变革，税收理论的研究与发展也进入了一个全新的时期，这一时期的税收理论研究主要围绕三条主线展开：

一是进一步加强适应WTO规则和经济全球化发展要求的税收理论研究；

二是税收基础理论的研究与对西方税收理论“扬弃”；

三是促进经济可持续发展中国特色税收理论体系创新的研究。

（二）变量选取

为了具体分析各要素对提高我国税收收入的影响大小，选择能反映我们税收变动情况的“各项税收收入”为被解释变量（用Y表示），选择能影响税收收入的“国内生产总值（用X1表示）”、“财政支出（用X2表示）”和“商品零售价格指数（用X3表示）”为解释变量。

表1为由《中国统计年鉴》得到的1988—2007年的有关数据。

表1税收收入模型的时间序列表

年份

税收收入（Y）

（单位：

亿元）

国内生产总值（X1）

（单位：

财政支出（X2）

商品零售价格指数（X3）（单位：

%）

1988

2390.47

14928.3

2491.21

118.5

1989

2727.40

16909.2

2823.78

117.8

1990

2821.86

18547.9

3083.59

102.1

1991

2990.17

21617.8

3386.62

102.9

1992

3296.91

26638.1

3742.20

105.4

1993

4255.30

34634.4

4642.30

113.2

1994

5126.88

46759.4

5792.62

121.7

1995

6038.04

58478.1

6823.72

114.8

1996

6909.82

67884.6

7937.55

106.1

1997

8234.04

74462.6

9233.56

100.8

1998

9262.80

78345.2

10798.18

97.4

1999

10682.58

82067.5

13187.67

97.0

2000

12581.51

89468.1

15886.50

98.5

2001

15301.38

97314.8

18902.58

99.2

2002

17636.45

104790.6

22053.15

98.7

2003

20017.31

135822.8

24649.95

99.9

2004

24165.68

159878.3

28486.89

102.8

2005

28778.54

183217.4

33930.28

2006

34804.35

211923.5

40422.73

101.0

2007

45621.97

249529.9

49781.35

103.8

资料来源：

《中国统计年鉴2008》；

（三）模型数学形式的确定

为分析为被解释变量各项税收收入（Y）和解释变量国内生产总值（X1）、财政支出（X2）和商品零售价格指数（X3）的关系，作如图1、图2、图3所示的散点图和图4所示的线性图。

图1

图2

图3

图4

（四）计量经济学模型的设定

从图1、图2和图3可以看出各项税收收入（Y）和国内生产总值（X1）、财政支出（X2）和商品零售价格指数（X3）大体呈现为线性关系。

又由图4看出Y、X1、X2都是逐年增长的，但是增长速率有所变动，而X3在多数年呈现出水平波动，说明变量间不一定是线性关系。

为分析各项税收收入（Y）随国内生产总值（X1）、财政支出（X2）和商品零售价格指数（X3）变动的数量的规律性，可以初步建立如下三元对数回归模型：

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3X3+ui

（五）确定参数估计值范围

由经济常识知，因为国内生产总值（X1）、财政支出（X2）和商品零售价格指数（X3）的增加均会带动税收收入的增加，所以国内生产总值（X1）、财政支出（X2）和商品零售价格指数（X3）与税收收入应为正相关的关系，所以可估计0＜β1＜1,0＜β2＜1,0＜β3＜1。

三、参数估计

利用Eviews软件，做lnY对lnX1、lnX2、X3的回归，回归结果如下（表2）

表2

DependentVariable:

LNY

Method:

LeastSquares

Date:

12/26/10Time:

17:

32

Sample:

19882007

Includedobservations:

20

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.

C

-0.334090

0.278144

-1.201142

0.2472

LNX1

0.411202

0.061393

0.506888

0.6191

LNX2

0.610785

0.057331

17.63061

0.0000

X3

0.004174

0.001534

2.721708

0.0151

R-squared

0.998352

Meandependentvar

9.095684

AdjustedR-squared

0.998043

S.D.dependentvar

0.922533

S.E.ofregression

0.040806

Akaikeinfocriterion

-3.383123

Sumsquaredresid

0.026642

Schwarzcriterion

-3.183977

Loglikelihood

37.83123

F-statistic

3231.721

Durbin-Watsonstat

0.735725

Prob（F-statistic）

0.000000

根据表中数据，模型设计的结果为：

ln^Y=-0.334090+0.411202lnX1+0.610785lnX2+0.004174X3

（0.278144）（0.061393）（0.057331）（0.001534）

t=（-1.201142）（0.506888）（17.63061）（2.721708）

R2=0.998352—R2=0.998043DW=0.735725F=3231.721n=20

四、模型检验及修正

（一）经济意义检验

所估计的参数^β1=0.411202，^β2=0.610785，^β3=0.004174，且0＜^β1＜1,0＜^β2＜1,0＜^β3＜1，符合变量参数中确定的参数范围。

模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，当年国内生产总值每增长1%，平均来说税收收入会增加0.411202%；

在假定其他变量不变的情况下，当年财政支出每增长1%，平均来说税收收入会增加0.610785%；

在假定其他变量不变的情况下，当年商品零售价格指数上涨1%，平均来说税收收入会增加0.004174%。

这里与理论分析和经验判断相一致

（二）统计意义检验

1、拟合优度检验（R2检验）

可绝系数R2=0.998352，—R2=0.998043，这说明所建模型整体上对样本数据拟合很好，即解释变量“国内生产总值（X1）”、“财政支出（X2）”和“商品零售价格指数（X3）”对被解释变量“各项税收收入（Y）”的绝大部分差异作了解释。

2、F检验

针对H0：

β1=β2=β3=0，给定显著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度为k－1＝3和n－k＝16的临界值Fα（3,16）＝3.24，由表2中得到F＝3231.72＞Fα（3，17）＝3.24，应拒绝原假设H0：

β1=β2=β3=0，说明回归方程显著，即列入模型的解释变量“国内生产总值（X1）”、“财政支出（X2）”和“商品零售价格指数（X3）”联合起来确实对被解释变量“各项税收收入（Y）”有显著影响。

3、t检验

分别针对H0：

βj＝0（j＝0，1，2，3），给定显著性水平α＝0.05，查t分布表的自由度为n－k＝16的临界值tα/2（n－k）＝2.120。

由表2中的数据可得，与^β0、^β1、^β2、^β3对应的t统计量分别为-1.20114、0.506888、17.63061、2.721708，其绝对值不全大于tα/2（n－k）＝2.120，这说明在显著水平α＝0.05下，只有^β2、^β3能拒绝H0：

βj＝0，也就是说，当在其他解释变量不变的情况下，各个解释变量“国内生产总值（X1）”、“财政支出（X2）”和“商品零售价格指数（X3）”分别对被解释变量“各项税收收入（Y）”不全都有显著影响，这可能是由于多重共线性或自相关性的影响。

（三）计量经济意义检验

1、多重共线性检验

让lnY分别对lnX1、lnX2、X3做回归。

将lnY与lnX1做回归得到结果如表3：

表3

21:

13

-2.474855

0.515360

-4.802188

0.0001

1.044679

0.046396

22.51675

0.965715

0.963810

0.175500

-0.547715

0.554405

-0.448141

7.477146

507.0039

0.225214

将lnY与lnX2做回归得到结果如表4：

表4

14

0.200202

0.103592

1.932610

0.0692

0.963128

0.011159

86.30713

0.997589

0.997455

0.046536

-3.202547

0.038981

-3.102974

34.02547

7448.920

0.529139

将lnY与X3做回归得到结果如表5：

表5

16.28636

2.448852

6.650608

-0.068404

0.023237

-2.943795

0.0087

0.324981

0.287480

0.778718

2.432304

10.91524

2.531878

-22.32304

8.665931

0.306442

0.008683

将lnY与lnX1、lnX2做回归得到下表6：

表6

16

0.208507

0.227596

0.916126

0.3724

-0.002932

0.071008

-0.041295

0.9675

0.965745

0.064410

14.99361

0.997590

0.997306

0.047883

-3.102647

0.038977

-2.953287

34.02647

3517.899

0.530570

计算各解释变量的相关系数，选择lnX1、lnX2、X3的数据，得到相关系数矩阵如表7：

表7

变量

1.000000

0.683982

-0.558932

-0.592646

由表3、表4和表5可知，lnY与lnX1、lnX2的组合为最优方程，但是lnY与X3拟合度R-squared＝0.287480并不是很高，远小于lnY分别与lnX1、lnX2回归后得出的R-squared，但是由表2知引入X3后R-squared变为0.998352这说明引入X3这个解释变量对整体模型有改善作用。

又由表7的相关系数矩阵可以看出，解释变量lnX1、lnX2、X3相关系数不高，可认为模型不存在多重共线性，所以可保留原来的方程，即

这说明，在其他因素不变的情况下，当国民生产总值增加1亿美元，财政支出每增加1亿美元，商品零售价格指数没上升1%，平均说来税收收入将分别增加0.4112021亿美元、0.610785亿美元和0.004174亿美元。

2、自相关检验

DW检验

由表2可得Durbin-Watsonstat＝0.735725。

对样本量为20、三个解释变量的模型、5%显著水平，查DW统计表可知，dL＝0.998，dU＝1.676，模型中DW＜dL，显然该模型中有正自相关。

利用科克伦-奥克特迭代法对自相关检验进行处理。

^ρ＝1－DW/2＝0.63214

运行lslnyclnx1lnx2x3ar

（1）得出表8：

表8

38

Sample（adjusted）:

19892007

19afteradjustingendpoints

Convergenceachievedaft