财政收入与税收的分析

1、资料范本本资料为word版本，可以直接编辑和打印，感谢您的下载财政收入与税收的分析地点：时间：说明：本资料适用于约定双方经过谈判，协商而共同承认，共同遵守的责任与 义务，仅供参考，文档可直接下载或修改，不需要的部分可直接删除，使用时 请详细阅读内容对财政收入与税收的计量分析40502028骆苗苗摘要：本文从财政收入的部分组成因素一税收进行分析，对我国 1978-2001年度财政收入的情况进行单因素的计量分析。在模型中引入了一个 解释变量税收收入。根据所学的计量经济学分析方法对财政收入和税收收入进 行了平稳性检验，然后作了模型建立、参数估计、模型检验与预测、自相关检 验以及异方差检验。关键词：财

2、政收入税收平稳性检验自相关检验异方差检验问题的提出财政收入是指一个国家政府凭借政府的特殊权利，按照有关的法律和法规 在一定时期内（一般为一年）取得的各种形式收入的总和，名种税收、企事业 收入、国家能源交通重点建设基金收入、债务收入、规费收入、罚没收入等。 财政收入水平高低是反映一国经济实力的重要标志，其规模的大小对一个国家 来说具有十分重要的意义。在经济总量一定的前提下，财政收入的多少要因应 经济发展的态势。在经济增长过热时，国家应实施适度从紧的财政政策，适度 增加财政收入，减少财政支出；而在经济增长滞缓时，国家应当实施积极的财 政政策，适度增加财政支出，减少财政收入，更多的让利于民。并不是在

3、任何 情况下财政收入都是越多越好，财政收入要坚持聚财有度的原则，处理好国 家、企业、个人的关系，既要保证国家财政收入稳步增长，乂要促进生产发展 和人民生活水平提高。财政收入可以分为税收收入、利润收入、债务收入和其他收入。财政收入 的形式和渠道是否健全，这些形式和渠道之间的关系的处理是否得当，直接关 系财政收入的形成。而税收是征收面最广、最稳定可靠的财政收入形式，在形 成财政收入的渠道中居主导地位，这是由税收的强制性、无偿性、固定性的特 征决定的。所以，要增加财政收入，必须完善税制，推进税费改革，建立健全 合理的形成财政收入的形式和渠道的体系。据此，本文着重于分析财政收入与 税收之间的关系。数据

4、收集及计量建模以Y代表财政收入（单位：百亿元），以X代表税收（单位：百亿元）数据如下：资料来源：中国统计年鉴基于对原始数据尝试进行平稳性检验的结果以及前人的经验，不以原始数 据进行分析，而采取其对数进行分析。建立模型为：InYXO+CllnX +u整理后数据如下：平稳性检验由上图可以看出，序列InY可能存在趋势项，因此选择ADF检验的模型3 进行检验。从检验结果看，在1%、5%、10%三个显著水平下，单位根检验的Mackinnon 临界值分别为-4.440739、-3.632896、-3. 254671, t 检验统计量值-L 313227 大于相应的临界值，从而不能拒绝H。，表明财政收入序列

5、（InY）存在单位根， 是非平稳序列。为了得到财政收入UnY）序列的单整阶数,对InY的一阶差分序列作单位根 检验.结果如下：从检验结果看，在现、5%、10%三个显著水平下，单位根检验的Mackinnon 临界值分别为-4. 440739、-3.632896、-3. 254671, t 检验统计量值-7. 224884 小于相应的临界值，从而拒绝H。，表明财政收入的差分序列不存在单位根，是 平稳序列。即UnY）序列是一阶单整的，（InY）1（1）.采用同样方法,可检验得到税收（InX）也是一阶单整的.为了分析财政收入与税收之间是否存在协整关系，对两变量进行回归，并 对残差作单位根检验。检验发现

6、残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明财 政收入与税收之间存在协整关系。接下来可以直接回归。四、简单线性回归以财政收入（InY）为被解释变量，税收QnX）为解释变量用OLS方法回归 的结果如下：估计的回归模型为：lnY=0. 991508+0. 766340 InX模型检验：1、经济意义检验模型估计结果说明，在假定其他条件不变的情况下，当年的税收收入增长 1百亿元，财政收入就会增长0.766340百亿元。从模型中可以看到，财政收入 的税收弹性为0.76634,说明财政收入很大一部分来自税收收入，这与理论分 析和经验判断相一致。2、统计检验拟合优度：由上表中数据可以得到：R=0. 950373,

7、修正的可决系数 =0. 948117,这说明模型对样本的拟合很好。t检验：在给定显著水平a = 0. 05下，查t分布表得自由度为n-k=22临界 值为2. 074,由上表中数据可得InXi对应的统计量为20. 52574,大于临界值， 说明税收对财政收入有显著影响。五、异方差性检验由残差图形可以看到，残差的平方ei2没有随Xi的变化而呈现规律性的 变化，所以可能残差不存在异方差。为进一步确定，接下来进行Goldfeld-Quanadt检验：先将时间定为1978-1986年，然后用0LS方法得到下列结果：lnY= 1.738295 + 0. 438401InXt=(9. 192996)(5.

8、081941)R= 0. 786755Ee2=0. 121864然后将时间定义为19932001年，再用0LS方法得到如下结果lnY= -0.131429 + 1. 0414851nXt=(-2. 836762)(99. 06547)R= 0. 999287Ee2-2=0. 001105求F统计量:F=0. 001105/0. 121864=0. 009067,查F分布表，给定显著性 水平a =0. 05,得临界值F0. 05(7, 7)=3. 79,比较F=0. 0090673. 79,则不拒绝原 假设，表明模型的随机误差不存在异方差。基于数据为时间序列，另外采取ARCH检验法进行检验。选择

9、ARCH过程的阶数为1,做辅助回归，结果如下：由上表得回归模型为：et-2=0. 030699+0. H3845et-r2给定显著性水平a=0. 05,查x2分布表得临界值xa-2 (p) =xa-2 (1) =3. 84146计算得(n-p) R=(24-l)* 0. 012577=0. 289271.因为(n-p) R x2(P),则接受原假设，即模型中的随机误差项不存在异方差。基于上面两种检验方法，进一步确实模型中的随机误差项不存在异方差。六、自相关性检验.图示检验法根据上述OLS估计。我们暂把lnYt=0. 991508+0. 7663401nXt +仇作为模 型。根据其得到残差res

10、id,运用Genr生成序列e,作出e与e (-1)的散点 图，图形如下：从上图可以看出残差e大致呈线性自回归，表明随机误差U存在自相关。 且初步判断可能是存在正自相关。. DW检验根据 lnYt=0. 991508+0. 7663401nXt +Ut 的估计结果。ill DW=0. 504528,给 定显著性水平a =0. 05,查Durbin-Watson表，n=24, k(解释变量个数)=1,得 下限临界值dL =1. 273,上限临界值dU=1. 446,因为DW统计量为0. 504528dL=1. 20。根据判断区域可知，这时随机误差项存在正的一阶自相 关。3.自相关的修正1)为解决自

11、相关问题，采用科克伦一奥克特迭代法。首先利用上述得到的残差序列et,用OLS法作出et和e(t-l)的回归，结 果如下表：则 et=0.748761e(t-l)以 P *=0. 748761 作为 P 的估计值。计二)c 以再用GENR分别对InX和InY作广义差分。在Workfile框中选GENR菜单, 在对话框中直接输入生成格式。即DlnX=lnX-0. 748761*lnX(-l)DlnY=lnY-0. 748761*lnY(-l)然后再用OLS方法估计其参数，结果为DlnY =0. 277902 + 0.736725 DlnXt=(2. 985067)(7. 862659)R=0. 7

12、46442, F=61. 82141, DW=1. 727517这时可以看到用广义差分法后，DW值有显著提高，dU=1. 446DW=1. 7275174-dU=2. 554说明广义差分模型中误差项已不存在自相 关，不必再进行迭代。同时可见，可决系数R、t、F统计量也均达到理想水 平。但可决系数R降低了，说明该模型对观测值的拟合程度下降了。七、分布滞后与自回归基于上一步修正后的拟合程度下降，下面做滞后模型估计。.依次引入滞后解释变量lnx(-l)、lnx(-2)、lnx(-3),进行OLS方法 回归后结果依次如下：Rl = 0. 9511341=0. 946247 DW1=O. 429958R

13、2 = 0. 951806 2=0. 943774DW2=0. 504467R3 = 0. 9513213=0. 939152DW3=0. 561393由此可以看出，引入滞后解释变量之后，模型的的整体拟合程度并没有很 大提高，而且各t值检验也不显著。说明税收收入对财政收入的滞后影响不明 显。.依次引入滞后被解释变量lny(-1)、lny(-2)、lny(-3),OLS回归结果如T：由上面几个表可以看出，引入滞后被解释变量后，可决系数有较大的提 高，说明模型的拟合程度有所提高。但只有lny(-l)的t值显著，说明上一年 的财政收入对当前的财政收入有显著的影响。按照仅仅引入lny(-1),该模型

14、估计结果为：lnYt=O. 106095+0. 1354941nXt+ 0. 870901 InYt-l模型预测：外推预测查得税收收入2002年为170. 04百亿元(lnXl=5. 136034) , 2003年为 204. 50 百亿元(lnX2=5. 320568)将 lnxl=5.136034, lnx2=5. 320568 分别带入回归模型： lnYt=0. 106095+0. 1354941nXt+ 0. 8709011nYt-l,得 InYl=5. 239888, lnY2=5. 392211实际财政收入：2002年为189. 0364百亿元(lnYl=5. 24194) , 2

15、003年为 217. 1525百亿元(lnY2=5. 3806)。可见该模型预测效果比较好。总结财政收入可以分为税收收入、利润收入、债务收入和其他收入。而税收是 征收面最广、最稳定可靠的财政收入形式，在形成财政收入的渠道中居主导地 位。经笫六步的自相关修正后所得的模型DlnY=0.277902 + 0. 736725DlnX虽 不存在自相关，但可决系数R降低了，而且RESID-2(-1)的t值检验不显著， 说明该模型对观测值的拟合程度下降了。经第七步滞后变量修改后，所得模型的可决系数R提高了，预测效果也很 好，但Inx的t值检验不显著。而且模型中财政收入的税收弹性仅为 0. 135494,这与税收收入在财政收入中占主导地位不符。综上所述，根据协整检验,尽管我国的财政收入和