基于逐步回歸預測模型的稅收增長研究

　　摘要：文章運用現(xiàn)代計量經(jīng)濟方法，選用遼寧省的稅收收入（TAX）以及GDP等數(shù)據(jù)，通過分析遼寧省稅收總量與GDP之間的相互關系，建立了一個簡易的稅收預測模型。同時把稅收模型與遼寧省的具體經(jīng)濟發(fā)展狀況聯(lián)系起來進行實證研究，從而得出結(jié)果：協(xié)整檢驗結(jié)果表明遼寧TAX與GDP之間不存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系；Grange因果關系檢驗證實他們二者存在著TAX對GDP的單向因果關系。此外，在實證分析的基礎上文章闡明了影響遼寧省稅收增長的主要因素除了GDP之外，還有財政支出總額、固定資產(chǎn)投資額、社會消費品零售總額、外貿(mào)進出口總額、工業(yè)總產(chǎn)值等。最后，文章提出一些相關的政策性建議。
　　關鍵詞：稅收收入；稅收預測；逐步回歸
　　一、遼寧省稅收收入與GDP總量的關系
　　（一）數(shù)據(jù)收集與處理
　　本文選取了兩個顯著的經(jīng)濟總量指標分析遼寧省稅收與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系：GDP、遼寧省稅收收入總量（TAX）。
　　（二）協(xié)整檢驗
　　協(xié)整檢驗對于檢驗非平穩(wěn)時間序列變量之間是否存在著長期穩(wěn)定的關系這方面，在計量經(jīng)濟學領域，成績卓越。本文采用了協(xié)整檢驗來分析遼寧省TAX與GDP是否存在穩(wěn)定關系，從操作方法上分為單一方程的EG兩步法檢驗和多變量聯(lián)立方程的Johansen最大似然法檢驗。
　　1.平穩(wěn)性和單整性檢驗
　　用ADF檢驗法分別對遼寧省1994年-2009年的TAX和GDP進行平穩(wěn)性和單整性檢驗。首先觀察時序圖，如圖1所示。
　　圖標顯示TAX和GDP都有很明顯的上升走勢，因而采用帶常數(shù)項和趨勢項的模型(2-3)進行檢驗，ADF法檢驗結(jié)果表2所示：
　　從表2可以看出，TAX和GDP二者的T統(tǒng)計量值都大于1%、5%、10%這三個顯著水平臨界值。所以接受原假設，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)對其用一階差分和二階差分進行單位根檢驗，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。后面對他們之間的長期穩(wěn)定關系進行協(xié)整關系檢驗。
　　2.協(xié)整檢驗
　　對TAX和GDP這兩個變量建立協(xié)整回歸模型如下：
　　TAXt=α+β*GDPt+μt
　　用OLS法對上述模型進行估計，得到結(jié)果如下：
　　TAX=0.1827*GDP-214.0129
　　(65.262 ) (-10.0746)
　　R2=0.9967 D-W=1.337
　　對以上方程得到的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，采用如下模型：
　　Δμt＝α+ωμt-1+εt
　　得到檢驗結(jié)果如表4所示。
　　從表4可以看出，T統(tǒng)計量值大于專用于協(xié)整檢驗的ADF臨界值，序列TAX與GDP之間不存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。
　　3.格蘭杰因果關系檢驗
　　前文檢驗出遼寧省TAX與GDP之間不存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。下面將通過格蘭杰因果檢驗（Grangercausalitytest），看看是否存在格蘭杰因果關系。
　　Granger因果關系檢驗是目前用于檢驗兩個變量之間是否存在因果關系的常用檢驗方法。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變化的原因的這個假設。然而在85%把握水平下，可以拒絕GDP是TAX變化的原因的這個假設，從而說明TAX與GDP的因果關系只是單向的，而非雙向的。
　　二、基于逐步回歸預測模型的稅收增長分析
　　（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：國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（X1）、工業(yè)總產(chǎn)值（X2）、財政支出總額（X3）、社會消費品零售總額（X4）、外貿(mào)進出口總額（X5）、職工工資總額（X6）、固定資產(chǎn)投資額（X7）、居民消費價格指數(shù)（X8）等。下面選取1994-2009年數(shù)據(jù)，運用最小二乘數(shù)估計法（簡稱“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）建立逐步回預測模型
　　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
　　①式中，β1-β8為待估參數(shù)，ε為隨機項。β0為估計參數(shù)，對①式兩端取自然對數(shù)。
　　能夠得到如下非線性對數(shù)模型：
　　1n(TAX)=lnβ0+β1ln(x1)+β21n(x2)+β3㏑(x3)+β41n(x4)+β51n(x5)+β61n(x6)+ β71n(x7)+β81n(x8)+Inε ②
　　對所選的樣本區(qū)間數(shù)據(jù)，對②式應用“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與計量經(jīng)濟學原理不符，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以上九個變量進行回歸，8個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
　　（4.838) (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，在加上政策因素變量影響條件下，選其作為基準方程。運用逐步回歸方法對其他七個變量逐步引入。先是得出引入社會消費品零售總額（X4）的模型效果最好。然后再將剩余的六個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。再次將剩余的五個變量逐步引入回歸方程中，得到引入外貿(mào)進出口總額（X5）的模型效果最好。再將剩余的四個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，從而得到預測模型為：
　　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
　　（三）模型統(tǒng)計學檢驗
　　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。但為了使檢驗模型更加有效，在此對殘差序列異方差檢驗代替古典檢驗。
　　采用White檢驗檢驗回歸殘差的異方差，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。上述檢驗結(jié)果證明逐步回歸法建立的12f0032eabb4f855dad5066dc833ccfd稅收收入預測模型綜合效果較好。
　　（四）模型分析
　　根據(jù)所建立的計量經(jīng)濟模型，影響遼寧省稅收收入規(guī)模的主要因素是財政支出總額、固定資產(chǎn)投資額、社會消費品零售總額、外貿(mào)進出口總額、工業(yè)總產(chǎn)值。它們對對稅收收入變化的解釋能力已達到99.88%。從各因素的t統(tǒng)計值來看，各因素影響的重要程度依次為財政支出總額、工業(yè)總產(chǎn)值、外貿(mào)進出口總額、社會消費品零售總額和固定資產(chǎn)投資額。財政支出總額綜合反映了遼寧省的經(jīng)濟發(fā)展情況，每增加10億財政支出總額，將使稅收收入上漲3.19億，代表了經(jīng)濟環(huán)境對稅收收入的影響；工業(yè)總產(chǎn)值每增加10億，稅收收入增加2.01億；外貿(mào)進出口總額每增加10億，稅收收入將增加2.4億；社會消費品零售總額每增加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、相關政策性建議
　　（一）發(fā)展經(jīng)濟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GDP增長。遼寧省傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展比較快，高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢，同時各地區(qū)發(fā)展很不均衡，各行業(yè)存在加工深度低，產(chǎn)業(yè)附加值低的問題，經(jīng)濟增長方式在很大程度上還是粗放型，主要通過增加投資規(guī)模出現(xiàn)經(jīng)濟繁榮，促進GDP增長，從而帶動稅收收入增長，靠投資帶動經(jīng)濟發(fā)展的同時，還需大力推進高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，搶占高新技術制高點，提高固定ca10a173f5de7e5c17c254a46c6ee8ff資產(chǎn)投資額、社會消費品零售總額。
　　2.加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，加強產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢與稅收優(yōu)勢的結(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)的稅收貢獻率較高，稅收收入對第二產(chǎn)業(yè)的依賴性較強，特別是過分依賴于重點稅源，把稅收的大頭壓在少數(shù)企業(yè)身上。遼寧省應提高各次產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)程度，促進產(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。同時，把握經(jīng)濟發(fā)展的節(jié)奏，充分利用遼寧省的工業(yè)基礎和豐富的資源優(yōu)勢，努力發(fā)展電力（信息產(chǎn)業(yè)）、汽車、石化、建筑、機械等國民經(jīng)濟主導產(chǎn)業(yè)，促進產(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。
　　（二）開辟新稅源，擴大稅基，增加稅收，提高宏觀稅負水平
　　“經(jīng)濟決定財政，財政影響經(jīng)濟”，現(xiàn)在及今后，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整和經(jīng)濟運行質(zhì)量的不斷提高仍然是遼寧省經(jīng)濟工作的中心。目前，要全面地啟動遼寧省省經(jīng)濟增長，以擴大內(nèi)需為主，投資、消費和出口三管齊下。
　　（三）圍繞政府中心工作，大力調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，積極構(gòu)建公共支出新格局
　　從建立的預測模型來看，財政支出總額是影響遼寧省稅收的最主要因素，因此加大財政支出對遼寧省稅收收入的增加有至關重要的作用。調(diào)整各級政府財力的總量和增量支出結(jié)構(gòu)，將調(diào)整下來的總量和增量支出，按照政府的要求增加科技投入、農(nóng)業(yè)投入和社會保障資金的需求，逐步構(gòu)建起遼寧省公共財政框架體系。
　　參考文獻：
　　1.