[論文精品] 財(cái)政收入與GDP的計(jì)量分析

1、 財(cái)政收入與gdp的計(jì)量分析 基地00第9小組：徐成聰 40001105 王一鋼 40001124 任 剛 40001104 唐金印 40001116 關(guān)鍵詞：財(cái)政收入 gdp 稅賦融資 收入融資 稅制改革一. 導(dǎo)論本模型是研究近二十年來(lái)我國(guó)的財(cái)政收入與gdp之間的定量關(guān)系。gdp即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，財(cái)政收入是政府收入的一部分。從我國(guó)政府收入的構(gòu)成來(lái)看，政府收入=財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入+預(yù)算外收入+非規(guī)范性公共收入。政府財(cái)政收入有四大主要來(lái)源：稅賦融資、收入融資、債務(wù)融資和基金融資。我們分析所指的財(cái)政收入是財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入的稅賦融資與收入融資。在我國(guó)統(tǒng)計(jì)財(cái)政收入的數(shù)據(jù)中主要包括以下部分：稅賦融資：增值稅 消

2、費(fèi)稅 營(yíng)業(yè)稅企業(yè)所得稅 外貿(mào)企業(yè)出口退稅（沖減收入）個(gè)人所得稅 資源稅固定資產(chǎn)投資方向調(diào)節(jié)稅（目前暫停使用）城市建設(shè)維護(hù)稅遺產(chǎn)稅（暫未開(kāi)征）證券交易印花稅城鎮(zhèn)土地使用稅 土地增值稅車船使用稅船舶噸稅車輛購(gòu)置稅屠宰稅關(guān)稅 農(nóng)業(yè)稅農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅牧業(yè)稅耕地占用稅 契稅。 收入融資：國(guó)有股減持收入企業(yè)虧損補(bǔ)貼行政性收費(fèi)罰沒(méi)收入土地和海域有償使用收入 其他收入 政府間轉(zhuǎn)移（贈(zèng)與）等。經(jīng)過(guò)對(duì)國(guó)家財(cái)政分項(xiàng)目收入數(shù)據(jù)的研究，我們發(fā)現(xiàn)從改革開(kāi)放之后，稅賦融資部分占財(cái)政收入比重增大，（企業(yè)）收入融資部分所占比重減小，但是它仍然占相當(dāng)部分，國(guó)內(nèi)大規(guī)模的國(guó)有企業(yè)仍然創(chuàng)造著可觀的gdp。所以單純的研究稅收與gdp的關(guān)系是沒(méi)

3、有意義的。這里就不能用平均稅率來(lái)表示gdp對(duì)財(cái)政收入的影響。為此我們建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型： y=c1+c2*x+u這里y是被解釋變量財(cái)政收入，x是解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值gdp，c2可以看作gdp對(duì)財(cái)政收入的平均影響，且0c21。u為隨機(jī)誤差，描述變量外的因素對(duì)模型的干擾。二樣本數(shù)據(jù)收集。 本模型使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站()。在經(jīng)過(guò)大量分析比較后我們采用了所取樣本數(shù)據(jù)見(jiàn)表1，其中x為我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值（億元人民幣），y為我國(guó)財(cái)政收入（億元人民幣）。 表1. 單位：億元obsxy1979 4038.200 1146.3801980 4517.800 1159.9301981 4862

4、.400 1175.7901982 5294.700 1212.3301983 5934.500 1366.9501984 7171.000 1642.8601985 8964.400 2004.8201986 10202.20 2122.0101987 11962.50 2199.3501988 14928.30 2357.2401989 16909.20 2664.9001990 18547.90 2937.1001991 21617.80 3149.4801992 26638.10 3483.3701993 34634.40 4348.9501994 46759.40 5218.1001

5、995 58478.10 6242.2001996 67884.60 7407.9901997 74462.60 8651.1401998 78345.20 9875.9501999 81910.90 11444.082000 89404.00 13380.002001 95933.30 16371.00三參數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)（一）將樣本數(shù)據(jù)導(dǎo)入eviews軟件進(jìn)行ols估計(jì)，得到輸出結(jié)果如下： dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 16:04sample: 1979 2001included observati

6、ons: 23variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c324.8922343.59510.9455670.3551x0.1318590.00740417.809510.0000r-squared0.937903 mean dependent var4850.518adjusted r-squared0.934946 s.d. dependent var4348.492s.e. of regression1109.116 akaike info criterion16.94346sum squared resid25832901 schwar

7、z criterion17.04219log likelihood-192.8497 f-statistic317.1787durbin-watson stat0.325293 prob(f-statistic)0.000000（二）模型的檢驗(yàn)1.經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)經(jīng)過(guò)上面的分析我們?cè)诶碚撋弦呀?jīng)知道，財(cái)政收入與gdp的增長(zhǎng)是正的線形關(guān)系，這與現(xiàn)實(shí)中g(shù)dp與財(cái)政收入同向變化是相符的。2統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)從估計(jì)的結(jié)果可以看出，可決系數(shù)為0.937903，模型擬合情況比較理想，系數(shù)顯著性檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量為：17.80951。在給定顯著性水平為0.05的情況下，查t分布表在自由度為n-2=21下的臨界值為2.080

8、，因?yàn)?7.80951大于2.080，所以拒絕原假設(shè)。表明gdp對(duì)財(cái)政收入有顯著性影響。3計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)（1）由于我們建立的模型只有一個(gè)解釋變量，所以不存在多重共線性。（2）異方差檢驗(yàn) 利用arch檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果：arch test:f-statistic48.28316 probability0.000000obs*r-squared16.41359 probability0.000933test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 12/15/02 time: 16:27sample(adjusted

9、): 1982 1999included observations: 18 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c3702.57361258.380.0604420.9527resid2(-1)2.6238240.2837069.2484000.0000resid2(-2)-3.7369600.374614-9.9754960.0000resid2(-3)3.1094470.28204911.024500.0000r-squared0.911866 mean dependent var30

10、2173.5adjusted r-squared0.892980 s.d. dependent var641360.9s.e. of regression209813.8 akaike info criterion27.53896sum squared resid6.16e+11 schwarz criterion27.73682log likelihood-243.8506 f-statistic48.28316durbin-watson stat3.015242 prob(f-statistic)0.000000 從輸出的輔助回歸函數(shù)中得obs*-squared為16.41359大于臨界值

11、7.81，所以拒絕原假設(shè)h0，表明模型中隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差。表示隨著時(shí)間推移，經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響財(cái)政收入的其他因素可能發(fā)生了變化。例如：經(jīng)濟(jì)的發(fā)展使納稅主體多元化，并且偷稅漏稅情況嚴(yán)重，以及這些年的國(guó)有股減持收入，和證券市場(chǎng)發(fā)展伴隨而來(lái)的證券交易印花稅波動(dòng)等等，這些因素的變化都帶來(lái)對(duì)財(cái)政收入的沖擊。（3）自相關(guān)檢驗(yàn)利用圖示法，由eviews軟件得到如下結(jié)果：可以初步判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)存在自相關(guān)。再利用d-w法檢驗(yàn)由dw=0.325293，查dw表，n=23,k=1,查得兩個(gè)臨界值分別為：下限dl=1.257，上限du=1.437，因?yàn)閐w統(tǒng)計(jì)量為0.325293dl，根據(jù)判定區(qū)域知，這時(shí)隨機(jī)誤差項(xiàng)存在

12、正的一階自相關(guān)。其原因可能在于經(jīng)濟(jì)環(huán)境，國(guó)家政策等變化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財(cái)政收入的影響有時(shí)滯性。例如，稅制改革，中央和地方的財(cái)政分權(quán)等都要一定時(shí)間來(lái)達(dá)成，90年代后期的洪澇災(zāi)害以及亞洲金融危機(jī)對(duì)以后幾年經(jīng)濟(jì)的影響，其滯后性就表現(xiàn)出來(lái)了。 四.計(jì)量經(jīng)濟(jì)參數(shù)修正根據(jù)上述檢驗(yàn)可以得到，我們建立的模型存在異方差與自相關(guān)，下面進(jìn)行修正。（1） 首先是對(duì)異方差的修正。利用wls估計(jì)法得到如下輸出結(jié)果：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 16:57sample: 1979 2001included observations:

13、 23weighting series: wvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c652.048950.7425412.850140.0000x0.1205320.00562021.447120.0000weighted statisticsr-squared0.887173 mean dependent var2134.078adjusted r-squared0.881801 s.d. dependent var654.3188s.e. of regression224.9557 akaike info criterion13.752

14、63sum squared resid1062706. schwarz criterion13.85136log likelihood-156.1552 f-statistic459.9788durbin-watson stat0.360624 prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.930773 mean dependent var4850.518adjusted r-squared0.927476 s.d. dependent var4348.492s.e. of regression1171.060 sum squ

15、ared resid28798996durbin-watson stat0.302857再用對(duì)數(shù)變換法，將變量x，y替換成lnx，lny。用ols法對(duì)ly，lx回歸，得到結(jié)果如下：dependent variable: lymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 16:57sample: 1979 2001included observations: 23variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c0.5845480.2961651.9737210.0617lx0.7603410.02965125.6

16、42740.0000r-squared0.969052 mean dependent var8.134945adjusted r-squared0.967578 s.d. dependent var0.848797s.e. of regression0.152835 akaike info criterion-0.835969sum squared resid0.490532 schwarz criterion-0.737230log likelihood11.61364 f-statistic657.5501durbin-watson stat0.209387 prob(f-statisti

17、c)0.000000比較兩種方法，可以發(fā)現(xiàn)x，y在對(duì)數(shù)線性回歸下擬和效果更好，可決系數(shù)更大，且t統(tǒng)計(jì)量也較好。我們將模型的表達(dá)式更改為：lny=c1+c2*lnx+u。（2）其次是對(duì)自相關(guān)進(jìn)行修正。利用對(duì)數(shù)線性回歸修正并進(jìn)行迭代，得出如下結(jié)果：dependent variable: lymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 17:37sample(adjusted): 1980 2001included observations: 22 after adjusting endpointsconvergence achieved after 16 i

18、terationsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c3.4513811.1768012.9328510.0085lx0.4143240.1692182.4484670.0242ar(1)1.1161380.07017915.904180.0000r-squared0.997109 mean dependent var8.184517adjusted r-squared0.996805 s.d. dependent var0.833998s.e. of regression0.047140 akaike info criterion-3

19、.145272sum squared resid0.042221 schwarz criterion-2.996493log likelihood37.59799 f-statistic3277.067durbin-watson stat1.246986 prob(f-statistic)0.000000inverted ar roots 1.12estimated ar process is nonstationary這時(shí)的dw值比前面略有好轉(zhuǎn)，但查表得出dw只能落入在0.01顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)的區(qū)間內(nèi)（dl=1.018，du=1.187）所以也修正了自相關(guān)性。五.總結(jié)通過(guò)以上分析，

20、我們得到如下方程： ly = 0.5845477009 + 0.7603408801*lx ( 0.296165 ) ( 0.029651 ) t= ( 1.973721 ) ( 25.64274 ) r2= 0.969052 f=657.5501 df=23該模型的經(jīng)濟(jì)意義可解釋為：gdp每增長(zhǎng)1%，則財(cái)政收入平均增長(zhǎng)0.7594%。 慚愧的是我們的模型不是十分的理想，線性擬和不是很好，這從修正后模型的散點(diǎn)分布圖可以看出。上圖中實(shí)際的值存在波動(dòng)，我們只是近似的將其擬和為線性，其中85年和95年出現(xiàn)兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，這是因?yàn)槲覈?guó)在84年底和94年初發(fā)生了兩次具有重大意義的稅制改革，這導(dǎo)致了對(duì)斜率參數(shù)

21、的顯著影響，以及對(duì)隨機(jī)誤差的影響。這在很大程度上解釋了為什么我們的模型最初出現(xiàn)了異方差和自相關(guān)。背景：八四年利改稅：1983 1993年這一時(shí)期是我國(guó)稅制改革全面展開(kāi)的時(shí)期，取得了改革開(kāi)放以后稅制改革的第二次重大突破。1983年，國(guó)務(wù)院決定在全國(guó)試行國(guó)有企業(yè)利改稅，1984年10月起，在全國(guó)實(shí)施第二步利改稅和工商稅制改革，陸續(xù)發(fā)布了一系列行政法規(guī)。 九四年稅制改革：1993 2000這一時(shí)期是我國(guó)稅制改革全面深化的時(shí)期，取得了改革開(kāi)放以來(lái)稅制改革的第三次重大突破。從1992年起，財(cái)稅部門(mén)就開(kāi)始加快稅制改革的準(zhǔn)備工作，1993年迅速制定了全面改革工商稅制的總體方案和各項(xiàng)具體措施，并完成了有關(guān)法律

22、、法規(guī)的必要程序，于1993年底之前陸續(xù)公布，從1994年起在全國(guó)實(shí)施。1994年稅制改革的主要內(nèi)容有：第一、全面改革了流轉(zhuǎn)稅制，實(shí)行了以比較規(guī)范的增值稅為主體，消費(fèi)稅、營(yíng)業(yè)稅并存，內(nèi)外統(tǒng)一的流轉(zhuǎn)稅制；第二、改革了企業(yè)所得稅制，將過(guò)去對(duì)國(guó)營(yíng)企業(yè)、集體企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)分別征收的多種所得稅合并為統(tǒng)一的企業(yè)所得稅；第三、改革了個(gè)人所得稅制，將過(guò)去的對(duì)外國(guó)人征收的個(gè)人所得稅、對(duì)中國(guó)人征收的個(gè)人收入調(diào)節(jié)稅和個(gè)體工商業(yè)戶所得稅合并為統(tǒng)一的個(gè)人所得稅；第四、對(duì)資源稅、特別目的稅、財(cái)產(chǎn)稅、行為稅等稅種作了大幅度的調(diào)整利用eviews軟件分別對(duì)85年前，8594年和95年以后的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得到以下結(jié)果79-8

23、4：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 20:06sample: 1979 1984included observations: 6variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c406.3290128.67163.1578760.0343x0.1655090.0238236.9474730.0023r-squared0.923470 mean dependent var1284.040adjusted r-squared0.904338 s.d. depen

24、dent var193.3079s.e. of regression59.78873 akaike info criterion11.28071sum squared resid14298.77 schwarz criterion11.21130log likelihood-31.84214 f-statistic48.26738durbin-watson stat1.028509 prob(f-statistic)0.00225585-94年： dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 20:08sample

25、: 1985 1994included observations: 10variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c1200.14059.8011520.068850.0000x0.0875330.00249535.078650.0000r-squared0.993541 mean dependent var3048.532adjusted r-squared0.992733 s.d. dependent var1049.007s.e. of regression89.42310 akaike info criterion12.00149sum squared resid63971.93 schwarz criterion12.06201log likelihood-58.00746 f-statistic1230.512durbin-watson stat2.026034 prob(f-statistic