關于我國財政稅收的影響因素的分析

1、關于我國財政稅收的影響因素的分析報告石威2011級經(jīng)濟學110401010048選題背景 改革開放以來，隨著經(jīng)濟體制的改革深化和經(jīng)濟的快速增長，中國的財政收支狀況發(fā)生了很大的變化，中央和地方的稅收收入1978年為519.28億元到2002年已增長到17636.45億元25年間增長了33倍。為了研究中國稅收收入增長的主要原因，分析中央和地方稅收收入的增長規(guī)律，預測中國稅收未來的增長趨勢，我以建立一個計量經(jīng)濟學模型以更好的研究我國財政稅收的變化情況。 研究目的：為了了解中國稅收收入增長的主要原因，分析中央和地方稅收收入的增長規(guī)律，預測中國稅收未來的增長趨勢。選擇影響因素分析 影響中國稅收收入增長的

2、因素很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：（1）從宏觀經(jīng)濟看，經(jīng)濟整體增長是稅收增長的基本源泉。（2）公共財政的需求，稅收收入是財政的主體，社會經(jīng)濟的發(fā)展和社會保障的完善等都對公共財政提出要求，因此對預算指出所表現(xiàn)的公共財政的需求對當年的稅收收入可能有一定的影響。（3）物價水平。我國的稅制結構以流轉稅為主，以現(xiàn)行價格計算的DGP等指標和和經(jīng)營者收入水平都與物價水平有關。（4）稅收政策因。我國自1978年以來經(jīng)歷了兩次大的稅制改革，一次是19841985年的國有企業(yè)利改稅，另一次是1994年的全國范圍內的新稅制改革。稅制改革對稅收會產(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

3、稅收的增長速度的影響不是非常大。因此可以從以上幾個方面，分析各種因素對中國稅收增長的具體影響。模型設定說明 以財政稅收作為被解釋變量（Y） 擇“國內生產(chǎn)總值（X2)”作為經(jīng)濟整體增長水平的代表； 選擇中央和地方“財政支出(X3)”作為公共財政需求的代表； 選擇“商品零售物價指數(shù)(X4)”作為物價水平的代表。 由于稅制改革難以量化，而且1985年以后財稅體制改革對稅收增長影響不是很大，可暫不考慮。三、變量的選取 以財政稅收作為被解釋變量（Y） 擇“國內生產(chǎn)總值（X2)” ； 選擇中央和地方“財政支出(X3)” ； 選擇“商品零售物價指數(shù)(X4)” 。數(shù)據(jù)收集從中國統(tǒng)計年鑒搜集到了從1978-20

4、02年的各種相關數(shù)據(jù)Y與X2,X3,X4的散點圖：六、設定多元線性回歸模型為 從Y 與四個變量的散點圖可以看出，Y與其大致呈線性關系，故設定其為多元線性回歸模型：=0+2x2+3x3+4x4+ ei參數(shù)估計 運用Eviews軟件估計結果如下圖所示。多元線性方程為： 模型估計的結果為： Yi=-2582.755+0.022067X2+0.702104X3+23.98506X4 (940.6119) (0.0056) (0.0332) (8.7383) t=-2.7458 3.9567 21.1247 2.7449 R2=0.997 R2=0.997 F=2717.254 df=21模型的統(tǒng)計檢驗

5、 對Eviews進行操作得出：可決系數(shù)R2=0.997，修正后的可決系數(shù)為R2=0.997，由此我們可以得出，在這個多元線性回歸模型中，調整后的可決系數(shù)達到了0.997，這說明模型對樣本擬合的很好。 這說明了，在我們研究的樣本模型中，中國的財政稅收(Y)增長的因素中有99.7%可以由解釋變量來解釋，而不能由解釋變量解釋的部分僅占了0.3% 。擬合優(yōu)度檢驗：回歸模型的顯著性檢驗F檢驗H0: 2 =3=4=0,H1: 2 ;3;4;不全為0給定的顯著性水平=0.05，在F分布表中查出自由度為K-1=3和n-k=21的臨界值F（3，21）=3.075.由Eviews得到F=2717.2383.075

6、,應拒絕原假設H0,說明回歸方程顯著，即“國內生產(chǎn)總值（GDP）”“財政支出”“商品零售物價指數(shù)”聯(lián)合起來確實對“稅收收入”有顯著影響。 回歸系數(shù)進行顯著性檢驗t 檢驗提出假設H0： i = 0（i=1,2,3,4）H1： j 0（j=1,2,3,4給定的顯著水平=0.05，查t分布表得自由度為n-k=21臨界值t/2（n-k）=2.080。由Eviews數(shù)據(jù)可得，與0,2,3,4對應的t統(tǒng)計量分別為-2.7458，3.9567，21.1247，2.7449，其絕對值均大于2.080，這說明分別都應當拒絕H0，也就是說，當其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“國內生產(chǎn)總值(億元）X2”“財政支出

7、（億元）X3”“商品零售價格指數(shù)（%)X4”分別對被解釋變量“稅收收入Y”都有顯著的影響。經(jīng)濟意義檢驗 模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，當年GDP每增長1億元，稅收收入就會增長0.02207億元；在假定其他變量不變的情況下，當年財政支出每增長1億元，稅收收入就會增長0.7021億元；在假定其他變量不變的情況下，當零售商品物價指數(shù)上漲一個百分點，稅收收入就會增長23.985億元。參數(shù)的置信區(qū)間 在回歸模型中，如果給定顯著性水平=0.05，查表得 t /2（n-k-1）= t0.025（21）= 2.08從回歸計算中得到 2 =-0.02 ，s2=0.006 3 =0.702 ，s

8、3 = 0.03 4 =23.98 ，s4 =8.7參數(shù)的置信區(qū)間 根據(jù)公式：1-的置信度下j的置信區(qū)間 （j -t/2*sj ， j +t/2*sj） 計算得到 2、 3和 4的置信區(qū)間分別為： 2:（-0.03248，-0.0075） 3:（0.6396，0.7644） 4:（5.884，42.076） 顯然，參數(shù)2的置信區(qū)間比3和4的要小，這意味著在同樣的置信度下， 2的估計結果精度更高一些。異方差檢驗由左圖結果可得到：懷特統(tǒng)計量N*R=21*0.72=15.12,查分布表得到=0.05的顯著水平下，自由度為17的分布的臨界值為27.6.15.1227.6,所以不拒絕同方差的原假設，即不

9、存在異方差。序列相關檢驗（D.W檢驗法 ） 由上可知：Durbin-Watson stat1.97，給定顯著性水平a=0.05，查D-W表，n=21，k4（包括常數(shù)項），得下限臨界值dL=0.80，上限臨界值dU=1.41，由于 DW統(tǒng)計量為du1.974-du=2.59。由判定區(qū)域可知，隨機誤差項不存在一階自相關。多重共線性的檢驗 檢驗方法：逐步回歸法 （一）、找出最簡單的回歸形式，確定初始的回歸模型： 1、分別作Y與X2，X3，X4間的回歸： （1）Y=-83.6+0.14X2 R =0.94 （2）Y=84.9+0.81X3 R =0.99 36 （3）Y=29772.9-2.236X4

10、 R =0.118 由上可見，財政收入（億元）受財政支出（億元）影響最大，因此，選擇（2）為初始的回歸模型。逐步回歸將其他解釋變量分別導入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程。如下CX2X3X4Y=f(X3)84.90.810.9936t值2.7560Y=f(X3,X2)-9.660.0250.670.9965t值-2.314.218.9Y=f(X3,X2,X4)-2582.70.0220.723.980.9974t值-2.73.9621.12.7討論 一、在初始模型中引入X2， 模型擬合優(yōu)度提高，且 參數(shù)符號合理，變量也通過了t檢驗. 二、引入X4，擬合優(yōu)度再次提高，且參數(shù)符號合理，變量也通過

11、了t檢驗。因此，模型檢驗中不存在多重共線性。最終的函數(shù)以 Y=f(X2,X2,X4）為最優(yōu)，擬合結果如下： 0.022 X2+ 0.7*X3+23.98X4-2582.7預測通過在Eviews軟件里的操作，擴大樣本數(shù)據(jù)范圍，假設預測的解釋變量。如下表 ：得到預測的Y0值為20277.84（億元）預測計算E( Y0) 和（Y0）的置信區(qū)間 設定在=0.05顯著性水平下，臨界值t統(tǒng)計量；Y0的方差Var(Y0)，預測誤差e0的方差的估計量e0. 我們可以得到：1-的置信度下 E（Y0） 的置信區(qū)間 ： 得到1- 的置信水平下Y0的置信區(qū)間:由下面窗口中得到 預測值Y0的預測誤差方差的估計值為347.3782.也即是公式中 1+ x0(xx) X=347.3782./由上兩頁的公式，可以用計算器算出：ei =1463163/21=69674.43=263.96=0.86由之前預測結果知,預測的 Y0 (居民消費水平)=20277.84（億元）。 在95%的置信度下，查表得臨界t/2(21)=2.08，于是可由公式計算出計算E( Y0 )的95%的置信區(qū)間為： 20277.842.08*263.96*0.86或 （19804.83，20749.17） ）同樣地，Y0的95%的置信區(qū)間為：202772.08*347.378或（19554.45，20999.55）報告評價 在進行變量的選擇