财政收入与GDP的计量分析

1、按 颁 凹 埃 斑 唉 瓣 扮财政收入与敖GDP岸的计量分析安 敖 坝 基地00袄第9小组：徐成拜聪 4把0001105背 胺 百 爸 岸 王熬一钢 罢4000112佰4笆 癌 罢 艾 吧 任耙 刚 绊 400011摆04 稗 皑 癌 傲 埃 唐暗金印 艾4俺0001116疤 关键袄词：财政收入 敖 GDP 碍 税赋融资 澳 收入融资 隘 税制改革导论翱本模型是研究近暗二十年来我国的八财政收入与GD皑P之间的定量关白系。GDP即国傲内生产总值，财斑政收入是政府收熬入的一部分。从佰我国政府收入的肮构成来看，政府吧收入=财政预算颁内收入+预算外哎收入+非规范性肮公共收入。政府昂财政收入有四大靶主要

2、来源：税赋白融资、收入融资背、债务融资和基凹金融资。我们分翱析所指的财政收阿入是财政预算内巴收入的税赋融资癌与收入融资。隘在我国统计财政颁收入的数据中主啊要包括以下部分肮：税赋融资：增爸值税 消费税 败营业税企业所罢得税 外贸企业班出口退税（冲减挨收入）个人所得稗税 资源税固跋定资产投资方向疤调节税（目前暂绊停使用）城市半建设维护税遗搬产税（暂未开征耙）证券交易印花扳税城镇土地使癌用税 土地增值昂税车船使用税败船舶吨税车叭辆购置税屠宰哎税关税 农业颁税农业特产税隘牧业税耕地靶占用税 契税。瓣 收入融资：疤国有股减持收入安企业亏损补贴皑行政性收费跋罚没收入土地拔和海域有偿使用坝收入 其他收入搬

3、政府间转移（盎赠与）等。岸经过对国家财政敖分项目收入数据懊的研究，我们发懊现从改革开放之伴后，税赋融资部暗分占财政收入比拔重增大，（企业哀）收入融资部分埃所占比重减小，版但是它仍然占相爸当部分，国内大澳规模的国有企业昂仍然创造着可观暗的GDP。所以矮单纯的研究税收败与GDP的关系癌是没有意义的。吧这里就不能用平皑均税率来表示G奥DP对财政收入柏的影响。为此我巴们建立如下计量爸经济模型：按 班 疤 案 疤 Y=C1+斑C2*X+挨u胺这里Y是被解释般变量财政收入，隘X是解释变量国百内生产总值GD蔼P，C2可以看佰作GDP对财政白收入的平均影响把，且0鞍C21搬。版u啊为随机误差，描隘述变量外的因

4、素胺对模型的干扰。盎二样本数据收暗集。版 本模型使办用时间序列数据巴，数据来源于国氨家统计局网站疤( HYPERLINK 耙www.sta罢.案cn昂)佰。在经过大量分傲析比较后我们采皑用了所取样本数哎据见表1，其中皑X为我国国民生罢产总值（亿元人坝民币），Y为我伴国财政收入（亿熬元人民币）。 表1. 扮 捌 般 唉 斑 澳 艾 单位邦：亿元瓣obs胺X伴Y肮1979霸 4038.2八00扒 1146.3斑80芭1980背 4517.8隘00败 1159.9盎30凹1埃981捌 4862.4肮00摆 1175.7颁90澳1982澳 5294.7佰00罢 1212.3皑30皑1983肮 5934

5、.5吧00爱 1366.9熬50艾1984芭 7171.0背00哎 1642.8隘60班1985半 8964.4靶00扒 2004.8疤20稗1986俺 10202.叭20奥 2122.0扒10巴1987皑 11962.翱50罢 2199.3胺50般1988蔼 14928.扮30凹 2357.2岸40敖1989鞍 16909.扒20安 2664.9暗00阿1990傲 18547.凹90昂 2937.1肮00鞍1991碍 21617.笆80俺 3149.4白80败1992伴 26638.熬10办 3483.3敖70半1993办 34634.叭40皑 4348.9爸50柏1994阿 46759.傲

6、40昂 5218.1百00按1995隘 58478.版10白 6242.2扳00肮1996爸 67884.傲60芭 7407.9盎90奥1997瓣 74462.皑60安 8651.1爱40埃1998傲 78345.俺20伴 9875.9哎50芭1999败 81910.邦90袄 11444.昂08板2000吧 89404.笆00吧 133碍80.00把2001柏 95933.昂30唉 16371.背00斑三参数估计与笆检验芭（一）将样本数稗据导入邦Eviews吧软件进行OLS暗估计，得到输出摆结果如下： 昂Depende凹nt Vari昂able: Y凹Method:伴 Least 背Squar

7、es笆Date: 1拌2/15/02跋 Time柏: 16:04斑Sample:拔 1979 2颁001啊Include捌d obser哎vations澳: 23斑Variabl办e岸Coeffic颁ient颁Std. Er矮ror扳t-Stati奥stic斑Prob. 扮C搬324.892吧2癌343.595颁1瓣0.94556袄7皑0.3551拌X伴0.13185白9艾0.00740傲4拜17.8095拔1翱0.0000班R-squar颁ed胺0.93790疤3挨 Mea癌n depen唉dent va佰r敖4850.51把8班Adjuste矮d R-squ拌ared扒0.93494隘6澳

8、 S.D矮. depen爱dent va扮r稗4348.49隘2芭S.E. of傲 regres哎sion白1109.11坝6靶 Aka疤ike inf敖o crite八rion安16.9434搬6胺Sum squ版ared re皑sid版2583290挨1扳 Sch挨warz cr疤iterion稗17.0421傲9败Log lik按elihood班-192.84扒97氨 F-s百tatisti案c俺317.178埃7跋Durbin-蔼Watson 阿stat斑0.32529把3坝 Pro哀b(F-sta袄tistic)笆0.00000哎0翱（二）模型的检爱验艾1.经济意义的拌检验哎经过上面

9、的分析办我们在理论上已扮经知道，财政收扒入与GDP的增矮长是正的线形关跋系，这与现实中皑GDP与财政收俺入同向变化是相碍符的。拌2统计推断检隘验摆从估计的结果可搬以看出，可决系霸数为扳0.熬937903，爱模型拟合情况比版较理想，系数显肮著性检验T统计班量为：扒17.8095爸1案。在给定显著性八水平为0.05氨的情况下，查T鞍分布表在自由度班为N-2=21颁下的临界值为2拔.080，因为版17.8095蔼1大于2.08肮0，所以拒绝原办假设。表明GD俺P对财政收入有艾显著性影响。哎3计量经济检佰验笆（1）由于我们半建立的模型只有拔一个解释变量，霸所以不存在多重板共线性。盎（2）异方差检扳验埃

10、 利用ARCH拔检验，得到如下版结果：扒ARCH Te佰st:疤F-stati啊stic挨48.2831爸6懊 Pro拌babilit伴y耙0.00000啊0耙Obs*R-s哀quared啊16.4135拜9绊 Pro罢babilit搬y袄0.00093般3碍Test Eq搬uation:皑Depende斑nt Vari敖able: R笆ESID2扒Method:岸 Least 叭Squares案Date: 1背2/15/0拌2 Tim斑e: 16:2霸7氨Sample(俺adjuste胺d): 198爸2 1999瓣Include把d obser阿vations稗: 18 af搬ter ad

11、j熬usting 败endpoin班ts扳Variabl叭e邦Coeffic把ient癌Std. Er佰ror霸t-Stati班stic柏Prob. 拔C霸3702.57办3跋61258.3败8霸0.06044八2奥0.9527氨RESID2稗(-1)皑2.62382百4哀0.28370昂6跋9.24840百0澳0.0000哀RESID2爱(-2)啊-3.7369埃60吧0.37461翱4颁-9.9754佰96靶0.0000罢RESID2爸(-3)伴3.10944叭7癌0.28204爸9跋11.0245盎0癌0.0000拔R-squar昂ed安0.91186芭6背 Mea翱n depen百de

12、nt va安r拌302173.班5佰Adjuste爱d R-squ般ared袄0.89298扮0耙 S.D百. depen半dent va胺r鞍641360.柏9扮S.E. of伴 regres澳sion板209813.邦8八 Aka板ike inf瓣o crite背rion败27.5389把6袄Sum squ邦ared re佰sid背6.16E+1啊1肮 Sch板warz cr半iterion袄27.7368耙2扳Log lik柏elihood奥-243.85阿06皑 F-s拜tatisti瓣c摆48.2831耙6扮Durbin-百Watson 翱stat板3.01524拌2按 Pro巴b(

13、F-sta霸tistic)摆0.00000凹0板 从输出的辅助胺回归函数中得瓣obs*-sq阿uared唉为16.413巴59大于临界值俺7.81，所以奥拒绝原假设H0扒，表明模型中随哀机误差项存在异搬方差。表示随着扮时间推移，经济唉发展影响财政收跋入的其他因素可白能发生了变化。霸例如：经济的发拌展使纳税主体多斑元化，并且偷税柏漏税情况严重，半以及这些年的国半有股减持收入，皑和证券市场发展笆伴随而来的证券靶交易印花税波动拔等等，这些因素霸的变化都带来对爸财政收入的冲击巴。熬（3）自相关检爸验按利用图示法，由芭E癌views傲软件得到如下结鞍果：跋可以初步判断随安机误差项存在自坝相关。瓣再利用D

14、-W法稗检验由DW=0埃.325293案，查DW表，颁n=23,k办=1,澳查得两个临界值鞍分别为：下限D班L熬=1.257，叭上限DU=1.拔437，因为D岸W统计量为0.俺3按25293罢巴DL，根据判定跋区域知，这时随癌机误差项存在正盎的一阶自相关。把其原因可能在于皑经济环境，国家班政策等变化对经笆济发展和财政收半入的影响有时滞澳性。例如，税制凹改革，中央和地版方的财政分权等啊都要一定时间来办达成，90年代暗后期的洪涝灾害挨以及亚洲金融危稗机对以后几年经板济的影响，其滞巴后性就表现出来案了。 四.计稗量经济参数修正唉根据上述检验可搬以得到，我们建笆立的模型存在异澳方差与自相关，疤下面进行

15、修正。袄首先是对异方差伴的修正。奥利用WLS估计安法得到如下输出吧结果：岸Depende蔼nt Vari芭able: Y拜Method:懊 Leas皑t Squar案es啊Date: 1胺2/15/02袄 Time叭: 16:57唉Sample:昂 1979 2颁001版Include哀d obser败vations班: 23安Weighti瓣ng seri疤es: W俺Variabl扳e安Coeffic班ient般Std. Er挨ror笆t-Stati唉stic凹Prob. 懊C笆652.048柏9爱50.7425拔4懊12.8501岸4八0.0000伴X爱0.12053背2柏0.00562

16、岸0摆21.4471凹2八0.0000癌Weighte搬d Stati袄stics拔R-squar蔼ed白0.88717白3扮 Mea耙n depen吧dent va傲r唉2134.07捌8白Adjuste跋d R-squ挨ared挨0.88180邦1佰 S.D盎. depen肮dent va颁r八654.318拌8办S.E. of八 regres昂sion拜224.955巴7唉 Aka扮ike inf蔼o crite半rion坝13.7526白3袄Sum squ绊ared re埃sid败1062706稗.唉 Sch癌warz cr啊iterion熬13.8513八6捌Log lik绊elih

17、ood傲-156.15板52罢 F-s案tatisti捌c傲459.978叭8拌Durbin-霸Watson 氨stat班0.36062拔4矮 Pro摆b(F-sta埃tistic)巴0.00000霸0袄Unweigh啊ted Sta吧tistics傲R-squar熬ed摆0.93077疤3案 Mea皑n depen暗dent va拔r爸4850.51安8敖Adjuste碍d R-squ熬ared哀0.92747唉6芭 S.D霸. depen胺dent va艾r罢4348.49翱2蔼S.E. of背 regres扒sion靶1171.06翱0版 Sum阿 square败d resid叭2879

18、899澳6巴Durbin-熬Watson 阿stat芭0.30285皑7坝再用对数变换法笆，将变量X，Y伴替换成LNX，颁LNY。用OL啊S法对LY，L把X回归，得到结罢果如下：袄Depende百nt Vari败able: L颁Y邦Method:蔼 Least 袄Squares澳Date: 1奥2/15/02八 Time邦: 16:57邦Sample:霸 1979 2办001把Include哎d obser拌vations熬: 23扮Variabl佰e懊Coeffic傲ient邦Std. Er凹ror哀t-Stati吧stic奥Prob. 稗C凹0.58454爱8斑0.29616稗5把1绊.9

19、73721案0.0617八LX哎0.76034瓣1八0.02965背1阿25.6427叭4跋0.0000艾R-squar绊ed熬0.96905斑2绊 Mea靶n depen哀dent va扮r扳8.13494拜5奥Adjuste哎d R-squ鞍ared佰0.96757傲8氨 S.D白. depen肮dent va版r隘0.84879班7邦S.E. of罢 regres坝sion白0.15283埃5耙 Aka背ike inf邦o crite扳rion袄-0.8359鞍69熬Sum squ般ared re袄sid摆0.49053扳2白 Sch八warz cr百iterion熬-0.7372拔30

20、办Log lik阿elihood巴11.6136稗4隘 F-s矮tatisti版c爸657.550爱1氨Durbin-案Watson 颁stat昂0.20938傲7盎 Pro班b(F-sta扒tistic)按0.00000氨0靶比较两种方法，袄可以发现X，Y懊在对数线性回归搬下拟和效果更好碍，可决系数更大版，且T统计量也疤较好。我们将模氨型的表达式更改跋为：L昂nY=C1+哎C2*LnX癌+u埃。阿（2）其次是对叭自相关进行修正坝。跋利用对数线性回扮归修正并进行迭哎代，得出如下结碍果：坝Depende艾nt Vari邦able: L把Y拔Method:霸 Least 班Squares靶Date

21、: 1碍2/15/02伴 Time埃: 17:37班Sample(俺adjuste吧d): 198碍0 2001搬Include斑d obser柏vations班: 22 af捌ter 氨adjusti百ng endp耙oints挨Converg懊ence ac鞍hieved 皑after 1盎6 itera半tions瓣Variabl凹e盎Coeffic熬ient办Std. Er懊ror版t-Stati袄stic肮Prob. 绊C案3.45138拌1岸1.17680皑1唉2.93285阿1白0.0085稗LX靶0.41432绊4稗0.16921柏8板2.44846跋7袄0.0242疤AR(1

22、)碍1.11613扳8案0.07017鞍9芭15.9041柏8艾0.0000拔R-squar邦ed俺0.99710安9傲 Mea岸n depen哀dent va扳r袄8.18451佰7吧Adjuste巴d R-squ俺ared吧0.99680靶5昂 S.D霸. depen板dent va班r扳0.83399安8盎S.E. of拔 regres盎sion瓣0.04714叭0爸 Aka俺ike inf蔼o crite扮rion岸-3.1452啊72蔼Sum squ艾ared re澳sid斑0.04222柏1白 Sch板warz cr般iterion鞍-2.9964柏93熬Log lik绊eliho

23、od肮37.5979凹9肮 F-s半tatisti版c盎3277.06敖7俺Durbin-翱Watson 霸stat坝1.24698昂6摆 Pro版b(F-sta背tistic)鞍0.00000扮0唉Inverte爱d AR Ro艾ots绊 翱1.12阿Estimat啊ed AR p搬rocess 扒is nons敖tationa癌ry凹这时的DW值比斑前面略有好转，拜但查表得出DW扳只能落入在0.艾01显著性水平哎下不能拒绝原假百设的区间内（D颁L=1.018败，DU=1.1叭87）所以也修稗正了自相关性。五.总结氨通过以上分析，奥我们得到如下方八程：邦 俺 绊LY = 0.靶5845477

24、摆009 + 0瓣.760340岸8801*LX斑 耙 癌( 0.296办165 ) 癌 ( 伴0.02965瓣1 )板 半 t= 阿( 1.973班721 ) 颁 ( 跋25.6427爱4 )癌 百 R2= 0哎.969052八 把 F=657氨.5501 敖 DF=八23敖该模型的经济意翱义可解释为：G绊DP每增长1%拌，则财政收入平芭均增长0.75敖94%。般 惭愧的是我把们的模型不是十霸分的理想，线性哀拟和不是很好，巴这从修正后模型胺的散点分布图可巴以看出。暗上图中实际的值爱存在波动，我们懊只是近似的将其背拟和为线性，其笆中85年和95巴年出现两个转折佰点，这是因为我凹国在84年底和扒

25、94年初发生了吧两次具有重大意疤义的税制改革，半这导致了对斜率爱参数的显著影响罢，以及对随机误敖差的影响。这在奥很大程度上解释把了为什么我们的扮模型最初出现了坝异方差和自相关跋。哎背景：柏八四年利改税：癌1983 背1993年肮这一时百期是我国税制改办革全面展开的时阿期，取得了改革盎开放以后税制改熬革的第二次重大百突破。1983案年，国务院决定案在全国试行国有靶企业利改税，1奥984年10月按起，在全国实施艾第二步利改税和哎工商税制改革，坝陆续发布了一系疤列行政法规搬。柏 昂九四年税制改革暗：1993 皑 2000拜这一时哎期是我国税制改啊革全面深化的时拜期，取得了改革瓣开放以来税制改八革的第

26、三次重大捌突破。从199柏2年起，财税部伴门就开始加快税背制改革的准备工邦作，1993年扮迅速制定了全面唉改革工商税制的摆总体方案和各项八具体措施，并完靶成了有关法律、斑法规的必要程序氨，于1993年霸底之前陆续公布霸，从1994年百起在全国实施。矮199版4年税制改革的氨主要内容有：捌第一、昂全面改革了流转背税制，实行了以安比较规范的增值颁税为主体，消费斑税、营业税并存盎，内外统一的流碍转税制；矮第二、扳改革了企业所得霸税制，将过去对版国营企业、集体哎企业和私营企业半分别征收的多种隘所得税合并为统芭一的企业所得税般；啊第三、埃改革了个人所得阿税制，将过去的凹对外国人征收的捌个人所得税、对霸中

27、国人征收的个巴人收入调节税和拜个体工商业户所啊得税合并为统一耙的个人所得税；埃第四、扒对资源税、特别袄目的税、财产税伴、行为税等税种奥作了大幅度的调瓣整矮利用EVIEW矮S软件分别对8啊5年前，85昂巴94年和95年疤以后的样本数据艾进行分析得到以般下结果79-84：笆Depende耙nt Vari稗able: Y鞍Method:熬 Least 坝Squares半Date: 1哎2/15/02隘 Time邦: 20:06凹Sample:板 1979 1班984扳Include安d obser版vations敖: 6柏Variabl捌e癌Coeffic拌ient叭Std. Er邦ror阿t-St

28、ati疤stic扮Prob. 邦C氨406.329翱0芭128.671吧6凹3.15787叭6肮0.0343板X柏0.16550拜9岸0.02382爸3拌6.94747班3疤0.0023暗R-squar般ed肮0.92347凹0版 Mea皑n depen埃dent va摆r阿1284.04笆0伴Adjuste皑d R-squ癌ared矮0.90433班8氨 S.D捌. depen耙dent va邦r绊193.307靶9案S.E. of扒 regres八sion埃59.7887吧3碍 Aka吧ike inf蔼o crite扒rion拌11.2807鞍1矮Sum squ巴ared re啊sid鞍1

29、4298.7俺7办 Sch爱warz cr百iterion盎11.2113案0懊Log lik背elihood按-31.842袄14耙 F-s唉tatisti袄c哎48.2673摆8案Durbin-跋Watson 斑stat案1.02850拔9斑 Pro挨b(F-sta稗tistic)疤0.00225白585-94年： 熬Depende敖nt Vari绊able: Y皑Method:氨 Least 搬Squares稗Date: 1扮2/15/02罢 Time凹: 20:08暗Sample:案 1985 1伴994挨Include疤d obser坝vations肮: 10暗Variabl拌e傲C

30、oeffic坝ient斑Std. Er扒ror傲t-Stati癌stic昂Prob. 百C般1200.14背0碍59.8011芭5扒20.0688伴5袄0.0000昂X把0.08753绊3鞍0.00249耙5挨35.0786碍5袄0.0000半R-squar佰ed扒0.99354矮1败 Mea瓣n depen邦dent va昂r矮3048.53摆2矮Adjuste哎d R-squ笆ared拔0.99273捌3翱 S.D扮. depen傲dent va岸r扳1049.00敖7背S.E. of把 regres奥sion颁89.4231搬0傲 Aka半ike inf爸o crite邦rion癌12.0014百9败Sum squ啊ared re跋sid绊63971.9般3摆 Sch背warz cr伴iterion哀12.0620哎1埃Log lik摆elihood懊-58.007袄46翱 F-s般tatisti岸c氨1230.51盎2白Durbin-稗Watson 肮stat昂2.02603拔4爸 Pro艾b