基于逐步回歸預(yù)測(cè)模型的稅收增長(zhǎng)研究

　　摘要：文章運(yùn)用現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，選用遼寧省的稅收收入（TAX）以及GDP等數(shù)據(jù)，通過(guò)分析遼寧省稅收總量與GDP之間的相互關(guān)系，建立了一個(gè)簡(jiǎn)易的稅收預(yù)測(cè)模型。同時(shí)把稅收模型與遼寧省的具體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r聯(lián)系起來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究，從而得出結(jié)果：協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明遼寧TAX與GDP之間不存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)證實(shí)他們二者存在著TAX對(duì)GDP的單向因果關(guān)系。此外，在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上文章闡明了影響遼寧省稅收增長(zhǎng)的主要因素除了GDP之外，還有財(cái)政支出總額、固定資產(chǎn)投資額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、外貿(mào)進(jìn)出口總額、工業(yè)總產(chǎn)值等。最后，文章提出一些相關(guān)的政策性建議。
　　關(guān)鍵詞：稅收收入；稅收預(yù)測(cè)；逐步回歸
　　一、遼寧省稅收收入與GDP總量的關(guān)系
　?。ㄒ唬?shù)據(jù)收集與處理
　　本文選取了兩個(gè)顯著的經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)分析遼寧省稅收與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系：GDP、遼寧省稅收收入總量（TAX）。
　?。ǘ﹨f(xié)整檢驗(yàn)
　　協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)于檢驗(yàn)非平穩(wěn)時(shí)間序列變量之間是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系這方面，在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，成績(jī)卓越。本文采用了協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)分析遼寧省TAX與GDP是否存在穩(wěn)定關(guān)系，從操作方法上分為單一方程的EG兩步法檢驗(yàn)和多變量聯(lián)立方程的Johansen最大似然法檢驗(yàn)。
　　1.平穩(wěn)性和單整性檢驗(yàn)
　　用ADF檢驗(yàn)法分別對(duì)遼寧省1994年-2009年的TAX和GDP進(jìn)行平穩(wěn)性和單整性檢驗(yàn)。首先觀察時(shí)序圖，如圖1所示。
　　圖標(biāo)顯示TAX和GDP都有很明顯的上升走勢(shì)，因而采用帶常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的模型(2-3)進(jìn)行檢驗(yàn)，ADF法檢驗(yàn)結(jié)果表2所示：
　　從表2可以看出，TAX和GDP二者的T統(tǒng)計(jì)量值都大于1%、5%、10%這三個(gè)顯著水平臨界值。所以接受原假設(shè)，表明他們之間存在單位根，是非平穩(wěn)的。
　　按同樣的方法，繼續(xù)對(duì)其用一階差分和二階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，最終結(jié)果如表3所示：
　　從表3可以看出，TAX和GDP都是二階單整的。后面對(duì)他們之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。
　　2.協(xié)整檢驗(yàn)
　　對(duì)TAX和GDP這兩個(gè)變量建立協(xié)整回歸模型如下：
　　TAXt=α+β*GDPt+μt
　　用OLS法對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，得到結(jié)果如下：
　　TAX=0.1827*GDP-214.0129
　　(65.262 ) (-10.0746)
　　R2=0.9967 D-W=1.337
　　對(duì)以上方程得到的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用如下模型：
　　Δμt＝α+ωμt-1+εt
　　得到檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。
　　從表4可以看出，T統(tǒng)計(jì)量值大于專用于協(xié)整檢驗(yàn)的ADF臨界值，序列TAX與GDP之間不存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。
　　3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
　　前文檢驗(yàn)出遼寧省TAX與GDP之間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。下面將通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)（Grangercausalitytest），看看是否存在格蘭杰因果關(guān)系。
　　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是目前用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系的常用檢驗(yàn)方法。由J.Grange在1969年提出的，在此以后，又有很大的發(fā)展。
　　在Eviews6.0軟件中使用格蘭杰因果檢驗(yàn)得到結(jié)果如表5所示：
　　從表5可以看出，在99.2%把握水平下，接受TAX是GDP變化的原因的這個(gè)假設(shè)。然而在85%把握水平下，可以拒絕GDP是TAX變化的原因的這個(gè)假設(shè)，從而說(shuō)明TAX與GDP的因果關(guān)系只是單向的，而非雙向的。
　　二、基于逐步回歸預(yù)測(cè)模型的稅收增長(zhǎng)分析
　　（一）影響稅收收入的因素
　　根據(jù)稅收理論，稅收收入總額（TAX）的主要影響因素是：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（X1）、工業(yè)總產(chǎn)值（X2）、財(cái)政支出總額（X3）、社會(huì)消費(fèi)品零售總額（X4）、外貿(mào)進(jìn)出口總額（X5）、職工工資總額（X6）、固定資產(chǎn)投資額（X7）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X8）等。下面選取1994-2009年數(shù)據(jù)，運(yùn)用最小二乘數(shù)估計(jì)法（簡(jiǎn)稱“OLS”），建立稅收收入總額（TAX）的非線性影響因素分析模型，確定影響TAX的主要影響因素及影響程度是多少。
　　（二）建立逐步回預(yù)測(cè)模型
　　非線性影響因素分析模型為：
　　TAX=β0(X1) β1(X2) β2(x3) β3(x4) β4 (X5) β5(X6) β6(X7) β7(X8) β8ε①
　?、偈街校?-β8為待估參數(shù)，ε為隨機(jī)項(xiàng)。β0為估計(jì)參數(shù)，對(duì)①式兩端取自然對(duì)數(shù)。
　　能夠得到如下非線性對(duì)數(shù)模型：
　　1n(TAX)=lnβ0+β1ln(x1)+β21n(x2)+β3㏑(x3)+β41n(x4)+β51n(x5)+β61n(x6)+ β71n(x7)+β81n(x8)+Inε ②
　　對(duì)所選的樣本區(qū)間數(shù)據(jù)，對(duì)②式應(yīng)用“OLS”法，得模型如下：
　　LOG(TAX)=-2.893+0.924*LOG(x1)+0.012*LOG(x7)+0.262*LOG(x4)+0.167*LOG(x3)+0.126*LOG(x8) +0.119*LOG(x6)-0.556*LOG(x2) + 0.248*LOG(x5)
　　(-0.727) (1.369)(0.064) (0.508) (0.62) (0.207) (0.291) (-1.446) (1.784)
　　R2=0.999 F值=899.95 D-W=3.193
　　上述方程有許多變量的符號(hào)與計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理不符，變量的系數(shù)也不顯著，盡管擬合優(yōu)度很高，但表面各個(gè)變量之間存在著多重共線性。下面采用逐步回歸法，剔除不顯著變量。
　　利用逐步回歸方法對(duì)以上九個(gè)變量進(jìn)行回歸，8個(gè)回歸方程在第一步就能得到如下：
　　TAX=-214.013+0.183*X1③
　　(-10.075) (65.262)
　　R2=0.95 F值=4259.128　D-W=1.337
　　TAX=321.874+0.195*X7④
　　(7.899) (23.391)
　　R2=0.975 F值=547.133　 D-W=0.209
　　TAX=-278.426+0.503*X4⑤
　　(-7.653) (39.631)
　　R2=0.991　 F值=1570.578 D-W=
　　1.707
　　TAX=91.665+0.969*X3⑥
　?。?.838) (59.196)
　　R2=0.997 F值=3563.617 D-W=
　　2.239
　　TAX=4051.454-29.409*X8⑦
　　(1.48) (-1.121)
　　R2=0.082 F值=1.256 D-W=0.103
　　TAX=-610.238+2.097*X6⑧
　　(-13.998) (39.931)
　　R2=0.95　F值=1594.47 D-W=0.56
　　TAX=-152.191+0.395*X2⑨
　　(-4.36) (38.154)
　　R2=0.991　F值=1455.747 D-W=
　　1.11
　　TAX=-18.865+3.382*X5⑩
　　(-0.426) (27.529)
　　R2=0.981　F值=757.821 D-W=
　　1.356
　　比較上述八個(gè)方程可以看出，模型⑥擬合效果最好。
　　綜合考慮方程的顯著性和各變量系數(shù)的顯著性時(shí)，在加上政策因素變量影響條件下，選其作為基準(zhǔn)方程。運(yùn)用逐步回歸方法對(duì)其他七個(gè)變量逐步引入。先是得出引入社會(huì)消費(fèi)品零售總額（X4）的模型效果最好。然后再將剩余的六個(gè)變量逐步引入回歸方程，得到引入工業(yè)總產(chǎn)值（X2）的模型效果最好。再次將剩余的五個(gè)變量逐步引入回歸方程中，得到引入外貿(mào)進(jìn)出口總額（X5）的模型效果最好。再將剩余的四個(gè)變量逐步引入回歸方程中，得到引入固定資產(chǎn)投資額（X7）的模型效果最好。把剩余的變量繼續(xù)引入到模型中，最終使得模型擬和效果不能得到改善，從而得到預(yù)測(cè)模型為：
　　LOG(TAX)=0.088+0.149*LOG(X7)+
　　(0.164) (1.408) (1.661)
　　0.407*LOG(X4)+0.319*LOG(X3)+
　　(3.523) (2.526)
　　0.201*LOG(X2) +0.24*LOG(X5)
　　(1.945)
　　R2=0.998769 F值=1216.65 D-W=2.771
　?。ㄈ┠Ｐ徒y(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)
　　從上述建立的逐步回歸模型中可以知道，模型的擬和優(yōu)度為0．998769，擬和效果很好。D-W值為2.771，不存在自相關(guān)。但為了使檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透佑行?，在此?duì)殘差序列異方差檢驗(yàn)代替古典檢驗(yàn)。
　　采用White檢驗(yàn)檢驗(yàn)回歸殘差的異方差，結(jié)果如下：nR2=15.9803＜χ2=26.296（顯著水平為5%）故殘差序列不存在異方差性。上述檢驗(yàn)結(jié)果證明逐步回歸法建立的12f0032eabb4f855dad5066dc833ccfd稅收收入預(yù)測(cè)模型綜合效果較好。
　?。ㄋ模┠Ｐ头治?br/>　　根據(jù)所建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，影響遼寧省稅收收入規(guī)模的主要因素是財(cái)政支出總額、固定資產(chǎn)投資額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、外貿(mào)進(jìn)出口總額、工業(yè)總產(chǎn)值。它們對(duì)對(duì)稅收收入變化的解釋能力已達(dá)到99.88%。從各因素的t統(tǒng)計(jì)值來(lái)看，各因素影響的重要程度依次為財(cái)政支出總額、工業(yè)總產(chǎn)值、外貿(mào)進(jìn)出口總額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額和固定資產(chǎn)投資額。財(cái)政支出總額綜合反映了遼寧省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，每增加10億財(cái)政支出總額，將使稅收收入上漲3.19億，代表了經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)稅收收入的影響；工業(yè)總產(chǎn)值每增加10億，稅收收入增加2.01億；外貿(mào)進(jìn)出口總額每增加10億，稅收收入將增加2.4億；社會(huì)消費(fèi)品零售總額每增加10億，稅收收入將增加4.7億；固定資產(chǎn)每增加10億，稅收收入將增加1.49億。
　　三、相關(guān)政策性建議
　?。ㄒ唬┌l(fā)展經(jīng)濟(jì)是增加稅收的根本途徑
　　1.改善GDP結(jié)構(gòu)，提高GDP質(zhì)量，促進(jìn)GDP增長(zhǎng)。遼寧省傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展比較快，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢，同時(shí)各地區(qū)發(fā)展很不均衡，各行業(yè)存在加工深度低，產(chǎn)業(yè)附加值低的問(wèn)題，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式在很大程度上還是粗放型，主要通過(guò)增加投資規(guī)模出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)繁榮，促進(jìn)GDP增長(zhǎng)，從而帶動(dòng)稅收收入增長(zhǎng)，靠投資帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，還需大力推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，搶占高新技術(shù)制高點(diǎn)，提高固定ca10a173f5de7e5c17c254a46c6ee8ff資產(chǎn)投資額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額。
　　2.加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)與稅收優(yōu)勢(shì)的結(jié)合。由于歷史原因，遼寧省是典型的第二產(chǎn)業(yè)、公有制占主體地位的省份，GDP在第二產(chǎn)業(yè)的稅收貢獻(xiàn)率較高，稅收收入對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的依賴性較強(qiáng)，特別是過(guò)分依賴于重點(diǎn)稅源，把稅收的大頭壓在少數(shù)企業(yè)身上。遼寧省應(yīng)提高各次產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)聯(lián)程度，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低水平向高水平發(fā)展，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。同時(shí)，把握經(jīng)濟(jì)發(fā)展的節(jié)奏，充分利用遼寧省的工業(yè)基礎(chǔ)和豐富的資源優(yōu)勢(shì)，努力發(fā)展電力（信息產(chǎn)業(yè)）、汽車、石化、建筑、機(jī)械等國(guó)民經(jīng)濟(jì)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的合理化，加快工業(yè)總產(chǎn)值的增加，為稅收和GDP的增加提供穩(wěn)定的基礎(chǔ)。
　?。ǘ╅_(kāi)辟新稅源，擴(kuò)大稅基，增加稅收，提高宏觀稅負(fù)水平
　　“經(jīng)濟(jì)決定財(cái)政，財(cái)政影響經(jīng)濟(jì)”，現(xiàn)在及今后，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的不斷提高仍然是遼寧省經(jīng)濟(jì)工作的中心。目前，要全面地啟動(dòng)遼寧省省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以擴(kuò)大內(nèi)需為主，投資、消費(fèi)和出口三管齊下。
　?。ㄈ﹪@政府中心工作，大力調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，積極構(gòu)建公共支出新格局
　　從建立的預(yù)測(cè)模型來(lái)看，財(cái)政支出總額是影響遼寧省稅收的最主要因素，因此加大財(cái)政支出對(duì)遼寧省稅收收入的增加有至關(guān)重要的作用。調(diào)整各級(jí)政府財(cái)力的總量和增量支出結(jié)構(gòu)，將調(diào)整下來(lái)的總量和增量支出，按照政府的要求增加科技投入、農(nóng)業(yè)投入和社會(huì)保障資金的需求，逐步構(gòu)建起遼寧省公共財(cái)政框架體系。
　　參考文獻(xiàn)：
　　1.