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1、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及進(jìn)出口總額對(duì)稅收收入的影響 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及進(jìn)出口總額對(duì)稅收收入的影響 [摘要]：本文主要分析稅收收入與國(guó)民生產(chǎn)總值及進(jìn)出口的關(guān)系，通過(guò)數(shù)據(jù)擬合模型，將幾者之間的關(guān)系量化。 [關(guān)鍵詞]：稅收收入 國(guó)民收入GDP 回歸模型 研究稅收收入函數(shù)的意義 稅收是國(guó)家為了實(shí)現(xiàn)其職能，憑借政治權(quán)利，參與一部分社會(huì)產(chǎn)品或國(guó)民收入分配與再分配所進(jìn)行的一系列經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。稅收的課稅權(quán)主體是國(guó)家，具體包括各級(jí)政府及其財(cái)稅部門。稅收活動(dòng)的目的是為國(guó)家實(shí)現(xiàn)其職能服務(wù)的，這是所有國(guó)家稅收的共性。稅收分配的對(duì)象是一部分社會(huì)產(chǎn)品或國(guó)民收入，可以是

2、實(shí)物或貨幣，這反映出稅收分配由實(shí)物形式向貨幣形式發(fā)展演變的過(guò)程。 稅收既是財(cái)政收入的支柱，又是宏觀調(diào)控的杠桿。在國(guó)家的宏觀調(diào)控體系中，稅收是集經(jīng)濟(jì)、法律、行政手段于一身的重要工具，具有不可替代的作用，是國(guó)家職能實(shí)現(xiàn)不可缺少的手段。因此，分析稅收收入，有助于正確把握宏觀經(jīng)濟(jì)規(guī)律，有助于合理制定國(guó)家財(cái)政政策，從而起到維護(hù)國(guó)家、分配收入、配置資源、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的重要作用。 我們建立稅收收入模型的目的有以下三點(diǎn)： 結(jié)構(gòu)分析，即對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系作定性的分析； 預(yù)測(cè)未來(lái)，即預(yù)測(cè)未來(lái)稅收收入的總量及規(guī)模； 政策評(píng)價(jià)，利用模型對(duì)各種政策方案進(jìn)行分析和比較。 在實(shí)際經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)稅收收入的實(shí)現(xiàn)過(guò)程中，稅

3、收收入受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、GDP總量及結(jié)構(gòu)、進(jìn)出口總額以及稅收政策與制度等因素的影響。而由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)換為稅收的增長(zhǎng)還要經(jīng)過(guò)政策性和實(shí)施性兩次漏出，如下圖： GDP分解：GDP（C+V+M）—→可征稅GDP（V+M）—→應(yīng)稅GDP—→稅收 ↓↓↓ 稅基漏出：不可征稅GDP（C）政策性漏出實(shí)施性漏出 ↓↓ 稅收政策及制度：稅制不完善稅收征管不力 稅收經(jīng)濟(jì)生活受制于國(guó)家政策，國(guó)家政策會(huì)因稅收經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀而處于部分調(diào)整之中，這種調(diào)整主要是指稅收經(jīng)濟(jì)的動(dòng)蕩對(duì)整體宏觀經(jīng)濟(jì)造成的消極影響會(huì)促使國(guó)家為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)采取相應(yīng)措施。 建立模型 （1）建立模型的假定條件 由前述可知，稅收收入不只受GD

4、P和進(jìn)出口總額的影響，還受國(guó)家政策、納稅人意識(shí)、管理水平等的影響，將除GDP和進(jìn)出口總額的影響因素設(shè)定為U，這些因素有正面的影響也有負(fù)面的影響，因此作出以下基本假定： 零均值假定：正負(fù)影響抵消，即E（ui/Xi）=0; 同方差假定：U 不隨GDP和進(jìn)出口總額的變化而變化，即Var（ui/Xi）= σ^2 ; 無(wú)自相關(guān)假定：Ｕ內(nèi)的因素之間不存在相關(guān)性，即Ｃov(ui，uj)=0: 無(wú)多重共線性假定：Ｘi之間不存在多重共線形； 假定隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)與解釋變量不相關(guān)，即Ｃov(Ｘi，uj)=0； 正態(tài)性假定：Ｕi服從正態(tài)分布。 變量和模型的函數(shù)形式。 ①．被解釋變量稅收收入總額；解釋變量為

5、GDP和進(jìn)出口總額。其中，稅收收入的來(lái)源包括：工業(yè)稅收、商業(yè)稅收、關(guān)稅及其它稅收。因此，影響稅收收入總額的主要因素是：GDP和進(jìn)出口總額。 ②．模型的數(shù)學(xué)形式和參數(shù)范圍： 模型解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系假定為： Y=β1+β2X2+β3X3+u 其中：Y代表稅收收入總額，X2代表國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），X3代表進(jìn)出口總額，u代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。 （3）樣本數(shù)據(jù)收集。 本模型使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2002》，所取的樣本數(shù)據(jù)見(jiàn)表一： 表一：（單位：億元） obsYX2X3 19852040.798964.42066.7 19862090.731020

6、2.22580.4 19872140.3611962.53084.2 19882390.4714928.33821.8 ***2727.416909.24155.9 19902821.8618547.95560.1 19912990.1721617.87225.8 19923296.9126638.19119.6 19934255.334634.411271 19945126.8846759.420381.9 19956038.0458478.123499.9 19966909.8267884.624133.8 參數(shù)估計(jì)結(jié)果及檢驗(yàn) 應(yīng)用最小二乘法（ＯＬＳ），參數(shù)估計(jì)結(jié)果

7、為： 表二： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/03/02Time: 13:10 Sample: 1985 1996 Included observations: 12 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1186.81862.4802618.995100.0000 X20.0914820.00908610.068640.0000 X3-0.0195960.021599-0.9072420.3879 R-squared0.997616Mean

8、dependent var3569.061 Adjusted R-squared0.997086S.D. dependent var1645.420 S.E. of regression88.81950Akaike info criterion12.02341 Sum squared resid71000.14Schwarz criterion12.14463 Log likelihood-69.14045F-statistic1883.054 Durbin-Watson stat2.061830Prob(F-statistic)0.000000 由上表可得回歸模型： Y =11

9、86.818 + 0.091482X2 - 0.019596X3 SE =(62.48026)(0.009086 )(0.021599) t=(18.99510)(10.06864)(-0.907242) R^2=0.997616F=1883.054 表三：（X2對(duì)Y的影響） Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/03/02Time: 13:11 Sample: 1985 1996 Included observations: 12 VariableCoefficientStd. Errort-Statis

10、ticProb. C1225.17445.5964226.869950.0000 X20.0833320.00134661.912020.0000 R-squared0.997398Mean dependent var3569.061 Adjusted R-squared0.997138S.D. dependent var1645.420 S.E. of regression88.03034Akaike info criterion11.94425 Sum squared resid77493.40Schwarz criterion12.02507 Log likelihood-

11、69.66551F-statistic3833.098 Durbin-Watson stat2.325966Prob(F-statistic)0.000000 表四：（X3對(duì)Y的影響） Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/03/02Time: 13:11 Sample: 1985 1996 Included observations: 12 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1665.189134.809412.352170.0000

12、 X30.1954340.01072618.221360.0000 R-squared0.970762Mean dependent var3569.061 Adjusted R-squared0.967838S.D. dependent var1645.420 S.E. of regression295.0861Akaike info criterion14.36342 Sum squared resid870758.0Schwarz criterion14.44424 Log likelihood-84.18054F-statistic332.0178 Durbin-Watson

13、 stat2.201700Prob(F-statistic)0.000000 由此可得，變量X3與Y的可決系數(shù)低于變量X2與Y的可決系數(shù)，且在多元模型中X3的系數(shù)為負(fù)，違背經(jīng)濟(jì)意義，故應(yīng)刪除X3，而將模型修正為： Y＝1225.174 + 0.083332X2 + U SE = (45.59642) (0.001346) t= (26.86995) (61.91202) R^2=0.997398F=3833.098 五、異方差檢驗(yàn)及修正 利用圖示法檢驗(yàn)： 再運(yùn)用Goldfeld-Quandt檢驗(yàn)法，將樣本分為兩個(gè)小樣本，分別是1985~***和1992~1996

14、，對(duì)二者分別回歸，并計(jì)算兩個(gè)子樣的殘差均方差所構(gòu)成的比，以此統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷是否存在異方差。見(jiàn)表五、表六： 表五： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/03/02Time: 13:17 Sample: 1985 *** Included observations: 5 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1233.158184.31666.6904380.0068 X20.0829640.0142525.8213910.0101 R-squared0.

15、918674Mean dependent var2277.950 Adjusted R-squared0.891565S.D. dependent var284.9970 S.E. of regression93.84784Akaike info criterion12.21040 Sum squared resid26422.25Schwarz criterion12.05418 Log likelihood-28.52600F-statistic33.88860 Durbin-Watson stat1.585052Prob(F-statistic)0.010094 表六： D

16、ependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/03/02Time: 13:17 Sample: 1992 1996 Included observations: 5 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1172.777180.51706.4967670.0074 X20.0843150.00366622.999530.0002 R-squared0.994361Mean dependent var5125.390 Adjusted R-squared0.9924

17、81S.D. dependent var1424.563 S.E. of regression123.5278Akaike info criterion12.75998 Sum squared resid45777.34Schwarz criterion12.60376 Log likelihood-29.89996F-statistic528.9783 Durbin-Watson stat2.524930Prob(F-statistic)0.000180 由表可知，F(xiàn)值=45777.34/26422.250=1.73253，查F分布表，給定顯著性水平α=0.05,得臨界值F0.

18、05(4,4)=6.39,比較F=1.73253六、自相關(guān)檢驗(yàn)及修正 使用Ｄ—Ｗ檢驗(yàn)：由表三得：Ｄ－Ｗ＝2.325966 查表得：n=12 ，k’=1時(shí)，得下臨界值DL=0.971,上臨界值DU=1.331 ,故4-DU=2.669,因?yàn)? DU=1.331

19、收將增長(zhǎng)至10949.553億元。 八、政策建議 由前面的分析可知,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與稅收收入之間存在密切的聯(lián)系,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是影響稅收收入的一個(gè)重要因素，但是由于稅制不完善與稅收征管不力，導(dǎo)致稅收收入仍有大量流失，因此我們應(yīng)從以上兩發(fā)面加強(qiáng)改革。 在稅收制度的建設(shè)上，可以從以下方面入手： 一是將生產(chǎn)型增值稅調(diào)整為消費(fèi)型增值稅。為了擴(kuò)大社會(huì)投資，增強(qiáng)企業(yè)活力和競(jìng)爭(zhēng)力，拉動(dòng)內(nèi)需，提高經(jīng)濟(jì)自主增長(zhǎng)能力，必須根據(jù)國(guó)內(nèi)國(guó)際形勢(shì)的新變化將生產(chǎn)型增值稅改為消費(fèi)型增值稅。同時(shí)，擴(kuò)大增值稅征收范圍，把目前征收營(yíng)業(yè)稅的不動(dòng)產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和勞務(wù)等納入增值稅的征收范圍，可以更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)

20、展，并相應(yīng)帶來(lái)財(cái)政增收。 二是統(tǒng)一內(nèi)外資企業(yè)所得稅。目前我國(guó)對(duì)內(nèi)、外資企業(yè)分別實(shí)行不同的所得稅制，雖然內(nèi)、外資企業(yè)所得稅的名義稅率相同，但由于外資企業(yè)比內(nèi)資企業(yè)享受更多的稅收優(yōu)惠，外資企業(yè)比內(nèi)資企業(yè)實(shí)際稅負(fù)低10個(gè)百分點(diǎn)左右。 三是改革出口退稅機(jī)制。例如根據(jù)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)和外貿(mào)出口形勢(shì)的新變化，以及改革方案實(shí)施過(guò)程中暴露出來(lái)的突出問(wèn)題，進(jìn)一步予以完善，使之更符合實(shí)際，更有利于促進(jìn)外貿(mào)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。 在稅收征管方面，又有以下改進(jìn)辦法： 一是堅(jiān)持“依法征稅，應(yīng)收盡收，堅(jiān)決不收過(guò)頭稅，堅(jiān)決防止和制止越權(quán)減免稅”的組織收入原則，做好減免稅審批工作，絕不能越權(quán)減免稅。實(shí)施各項(xiàng)稅務(wù)行政許可。 二是

21、合理界定稅款征收、稅源管理、稅務(wù)稽查和法律救濟(jì)等稅收征管內(nèi)容的職能。密切國(guó)、地稅局協(xié)作，并加強(qiáng)與工商、金融、公安、海關(guān)等部門的溝通協(xié)作。 三是建立比較完善的稅收管理員制度，改進(jìn)納稅服務(wù)，實(shí)行“一站式”服務(wù)，方便納稅人，落實(shí)公開(kāi)辦稅，推行“陽(yáng)光作業(yè)”，杜絕“暗箱操作。同時(shí)加強(qiáng)發(fā)票管理和稅控收款機(jī)推廣應(yīng)用，加強(qiáng)各稅種管理。 四是強(qiáng)化內(nèi)部執(zhí)法監(jiān)督。重視對(duì)稅收?qǐng)?zhí)法行為的事前監(jiān)督，加強(qiáng)對(duì)重點(diǎn)環(huán)節(jié)執(zhí)法行為的事中監(jiān)督，強(qiáng)化對(duì)執(zhí)法行為全過(guò)程的事后監(jiān)督。 我們?cè)趯?shí)踐中,應(yīng)當(dāng)認(rèn)真分析國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP ,通過(guò)它來(lái)了解稅收收入的變化趨勢(shì)。同時(shí)完善稅制建設(shè)、加強(qiáng)稅收征管，使稅收收入的數(shù)量、結(jié)構(gòu)、規(guī)模正確反映國(guó)民經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況，從而有助于我們進(jìn)一步把握宏觀經(jīng)濟(jì)規(guī)律，有助于合理制定國(guó)家財(cái)政政策，使稅收起到分配收入、配置資源、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的重要作用。