影響我國稅收增長的因素分析

河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院畢業(yè)論文影響我國稅收增長的因素分析專業(yè)名稱：信息與計算科學(xué)班級：C信計08-1學(xué)生姓名：范永翔指導(dǎo)教師：王玲書完成時間：2023.5摘要稅收作為社會生產(chǎn)力開展到一定階段的產(chǎn)物，必然隨著社會的開展而擴(kuò)大。稅收是國家參與一局部社會產(chǎn)品或國民收入分配與再分配所進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)活動，因此稅收從一定程度上決定了國家的健康穩(wěn)定開展，我國目前正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型期，市場機(jī)制還不完善，宏觀方面，需要政府進(jìn)行積極的宏觀調(diào)控，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，以及財政支出政策的改良。本文是在參考了多個關(guān)于影響我國稅收收入的主要因素的根底上，主要利用計量模型參數(shù)估計和檢驗，對影響我國自1991年至2023年的稅收收入的主要因素進(jìn)行實證分析。選取的自變量有國內(nèi)生產(chǎn)總值、財政支出和零售商品物價水平。然后，收集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，利用EVIEWS軟件對計量模型進(jìn)行了參數(shù)估計和檢驗，并加以修正。得出的結(jié)論是國內(nèi)生產(chǎn)總值、財政支出和零售商品物價水平三者均對我國稅收收入有很大影響。關(guān)鍵詞生產(chǎn)總值；財政支出；物價水平；稅收ABSTRACTTaxasasocialproductivitydevelopmenttoacertainstageoftheproduct,theinevitablewiththedevelopmentofsocietyandexpand.Taxisthecountry'sparticipationinthepartofthesocialproductsorthenationalincomedistributionandredistributionofeconomicactivity,andthetaxinacertainextentdeterminethehealthyandstabledevelopmentofthecountry,Chinaisnowintheeconomicsystemtransition,themarketmechanismisnotperfect,themacroscopicaspect,thegovernmentneedstopositivemacro-control,realizetheindustrystructureadjustment,andfinancialexpenditurepolicyimprovement.Thisarticleisaboutmorethanareferenceineffectonourcountry'staxrevenuesbasedonthemainfactors,themainuseofmeasurementmodelparameterestimationandtheinspection,theimpactofourcountryfrom1991to2023yearsoftaxrevenueofthemainfactorsontheempiricalanalysis.Selectionoftheindependentvariablehavegrossdomesticproduct,thefinancialexpenditureandretailcommoditiesprices.Then,collecttherelevantdata,andbyusingtheEVIEWSsoftwaretomeasurementmodelparameterswereestimatedandinspection,andmodified.Concludedthatgrossdomesticproduct,thefinancialexpenditureandretailcommoditiespricelevelofChina'staxrevenuesarethreehasverybigeffect.KeywordsGDP;Financialexpenditure;Thepricelevel;tax目錄1問題的背景……………12模型設(shè)定………………22.1理論綜述……………22.2變量選取……………42.3模型數(shù)學(xué)形式確實定………………52.4計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的設(shè)定……………72.5確定參數(shù)估計值范圍………………73參數(shù)估計………………84模型檢驗及修正………94.1經(jīng)濟(jì)意義檢驗………94.2統(tǒng)計意義檢驗………9擬合優(yōu)度檢驗〔R2檢驗〕……9F檢驗…………9t檢驗…………94.3計量經(jīng)濟(jì)意義檢驗………………10多重共線性檢驗……………10自相關(guān)檢驗…………………135模型應(yīng)用分析…………14參考文獻(xiàn)…………………16附表………………………16我國稅收增長的影響因素分析1問題的背景稅收是我國財政收入的根本因素,也影響著我國經(jīng)濟(jì)的開展。取得財政收入的手段有多種多樣，如稅收、發(fā)行貨幣、發(fā)行國債、收費(fèi)、罰沒等等，而稅收那么由政府征收，取自于民、用之于民。經(jīng)濟(jì)是稅收的源泉，經(jīng)濟(jì)決定稅收，而稅收又反作用于經(jīng)濟(jì)，這是稅收與經(jīng)濟(jì)的一般原理。這幾年來，中國稅收收入的快速增長甚至“超速增長〞引起了人們的廣泛關(guān)注?？茖W(xué)地對稅收增長進(jìn)行因素分析和預(yù)測分析非常重要，對研究我國稅收增長規(guī)律，制定經(jīng)濟(jì)政策有著重要意義。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)高速增長，1978-2023年的31年間，國內(nèi)生產(chǎn)總值從3645.2億元增長到314045億元，一躍成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深化和經(jīng)濟(jì)的快速增長，中國的財政收支狀況也發(fā)生了很大的變化，中央和地方的稅收收入1978年為519.28億元，到2023年已增長到54223.79億元，31年間平均每年增長16.76%。稅收作為財政收入的重要組成局部，在國民經(jīng)濟(jì)開展中扮演著不可或缺的角色。為了研究影響中國稅收增長的主要原因，分析中央和地方稅收收入的增長規(guī)律，以及預(yù)測中國稅收未來的增長趨勢，我們需要建立計量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行實證分析。影響稅收收入的因素有很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：①從宏觀經(jīng)濟(jì)看，經(jīng)濟(jì)整體增長是稅收增長的基根源泉，而國內(nèi)生產(chǎn)總值是反映經(jīng)濟(jì)增長的一個重要指標(biāo)。②公共財政的需求，稅收收入是財政收入的主體，社會經(jīng)濟(jì)的開展和社會保障的完善等都對公共財政提出要求，因此對預(yù)算支出所表現(xiàn)的公共財政的需求對當(dāng)年的稅收收入可能會有一定影響。③物價水平。我國的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主，以現(xiàn)行價格計算的GDP等指標(biāo)和經(jīng)營者的收入水平都與物價水平有關(guān)。④稅收政策因素。我國自1978年以來經(jīng)歷了兩次大的稅制改革，一次是1984~1985年的國有企業(yè)利改稅，另一次是1994年的全國范圍內(nèi)的新稅制改革。稅制改革對稅收增長速度的影響不是非常大。因此，可以從以上幾個方面，分析各種因素對中國稅收增長的具體影響。為了全面反映中國稅收增長的全貌，我們選用“國家財政收入〞中的“各項稅收〞〔即稅收收入〕作為被解釋變量，反映稅收的增長；選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值〞〔即GDP〕作為經(jīng)濟(jì)整體增長水平的代表；選擇“財政支出〞作為公共財政需求的代表；選擇“商品零售價格指數(shù)〞作為物價水平的代表。另外，由于財稅體制的改革難以量化，而且從數(shù)據(jù)上看，1985年以后財稅體制改革對稅收增長影響不是很大，在此暫不考慮稅制改革對稅收增長的影響稅負(fù)公平是各個國家在各個時期制定稅收政策的根本要求和準(zhǔn)那么之一，它包括稅收的橫向公平和縱向公平。我國現(xiàn)行稅收制度和稅收政策是在社會主義市場經(jīng)濟(jì)建立初期形成的，稅收負(fù)擔(dān)在當(dāng)時雖存在某些不公平現(xiàn)象，但矛盾并不顯得十分突出。隨著市場經(jīng)濟(jì)逐步走向成熟及對外開放程度的擴(kuò)大，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生了重大變化，而我國現(xiàn)行稅收政策卻未能適應(yīng)這一要求作出相應(yīng)調(diào)整，不公平性的矛盾日益突出。從其他國家的經(jīng)驗可以看出，在市場經(jīng)濟(jì)條件下，稅務(wù)代理是稅收管理的必然延伸和有益補(bǔ)充，是影響和制約稅收管理效能的重要外部環(huán)境。我國的稅務(wù)代理業(yè)雖經(jīng)過多年探討與開展，但稅務(wù)代理的市場規(guī)模仍然狹小，稅務(wù)代理的行為極不標(biāo)準(zhǔn)，稅務(wù)代理人員的素質(zhì)也難以適應(yīng)代理業(yè)務(wù)的需要。從其他國家的經(jīng)驗可以看出，在市場經(jīng)濟(jì)條件下，稅務(wù)代理是稅收管理的必然延伸和有益補(bǔ)充，是影響和制約稅收管理效能的重要外部環(huán)境。我國的稅務(wù)代理業(yè)雖經(jīng)過多年探討與開展，但稅務(wù)代理的市場規(guī)模仍然狹小，稅務(wù)代理的行為極不標(biāo)準(zhǔn)，稅務(wù)代理人員的素質(zhì)也難以適應(yīng)代理業(yè)務(wù)的需要。2模型設(shè)定2.1理論綜述〔一〕1978年～1981年，方案經(jīng)濟(jì)體制延續(xù)格局下中國稅收理論的開展與變化：1978年底召開的黨的十一屆三中全會，確立了把黨和國家的工作重點轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)建設(shè)上來的政治路線，正確地作出了改革、開放的戰(zhàn)略決策。在這一階段，我們一方面在稅收思想意識上和理論研究上全面開始撥亂反正；另一方面也在積極探索適應(yīng)經(jīng)濟(jì)體制改革和對外開放的理論與目標(biāo)模式。1980年8月26日，五屆全國人大常委會第15次會議決定，批準(zhǔn)國務(wù)院提出的決定在廣東省的深圳、珠海、汕頭和福建省廈門建立經(jīng)濟(jì)特區(qū)，鼓勵客商及其公司投資設(shè)廠或與中方合資設(shè)廠、興辦企業(yè)和其他工業(yè)，并在稅收、金融、土地和勞開工資等方面予以適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠條件。在經(jīng)濟(jì)特區(qū)內(nèi)，將實行不同于內(nèi)地的管理體制和以中外合資、合作經(jīng)營企業(yè)、外商獨(dú)資企業(yè)為主，多種經(jīng)濟(jì)并存的綜合企業(yè)、綜合體制。〔二〕1981年～1984年，“方案經(jīng)濟(jì)為主、市場調(diào)節(jié)為輔〞格局下中國稅收理論的開展與變化：1981年6月黨的十一屆六中全會總結(jié)建國以來32年歷史經(jīng)驗教訓(xùn)時，寫入《關(guān)于建國以來黨的假設(shè)干歷史問題的決議》中：“必須在公有制根底上實行方案經(jīng)濟(jì)，同時發(fā)揮市場調(diào)節(jié)的輔助作用。〞1982年9月召開的中共十二大具體闡述了“方案經(jīng)濟(jì)為主、市場調(diào)節(jié)為輔〞的內(nèi)涵：“我國在公有制根底上實行方案經(jīng)濟(jì)。有方案的生產(chǎn)和流通，是我國國民經(jīng)濟(jì)的主體。同時，允許對于局部產(chǎn)品的生產(chǎn)和流通不作方案，由市場來調(diào)節(jié)，也就是說，根據(jù)不同時期的具體情況，由國家統(tǒng)一方案劃出一定的范圍，由價值規(guī)律自發(fā)地起調(diào)節(jié)作用。這一局部是有方案生產(chǎn)和流通的補(bǔ)充，是附屬的、次要的，但又是必需的、有益的。〞〔三〕1984年～1993年，開展“社會主義有方案商品經(jīng)濟(jì)〞框架下，中國稅收理論的開展與變化：1984年10月，黨的十二屆三中全會一致通過《中共中央關(guān)于經(jīng)濟(jì)體制改革的決定》，該《決定》認(rèn)為：改革方案體制，首先要突破把方案經(jīng)濟(jì)同商品經(jīng)濟(jì)對立起來的傳統(tǒng)觀念，明確認(rèn)識社會主義方案經(jīng)濟(jì)必須自覺依據(jù)和運(yùn)用價值規(guī)律，是在公有制根底上的有方案的商品經(jīng)濟(jì)。商品經(jīng)濟(jì)的充分開展，是社會經(jīng)濟(jì)開展不可逾越的階段，是實現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)代化的必要條件。這就為打破方案經(jīng)濟(jì)體制創(chuàng)造了條件。從此，中國開始重視稅收理論研究與實踐工作，強(qiáng)調(diào)需要運(yùn)用稅收集中財力，調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高速開展效勞?！菜摹?994年～2023年，構(gòu)建社會主義市場經(jīng)濟(jì)過程中中國稅收理論的開展與創(chuàng)新：黨的“十四〞大明確提出中國經(jīng)濟(jì)體制改革的目標(biāo)是建立社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制。為適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)體制對稅收提出的新要求，1994年中國對原有工商稅制進(jìn)行了新中國成立以來規(guī)模最大、范圍最廣、力度最強(qiáng)、內(nèi)容最深刻的全面性、結(jié)構(gòu)性的改革。此次改革的指導(dǎo)思想是：統(tǒng)一稅法、公平稅負(fù)、簡化稅制、合理分權(quán)，理順分配關(guān)系，保障財政收入，建立符合社會主義市場經(jīng)濟(jì)要求的稅制體系。圍繞這一重大稅收制度變革，稅收理論的研究與開展也進(jìn)入了一個全新的時期，這一時期的稅收理論研究主要圍繞三條主線展開：一是進(jìn)一步加強(qiáng)適應(yīng)WTO規(guī)那么和經(jīng)濟(jì)全球化開展要求的稅收理論研究；二是稅收根底理論的研究與對西方稅收理論“揚(yáng)棄〞；三是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)開展中國特色稅收理論體系創(chuàng)新的研究。2.2變量選取為了具體分析各要素對提高我國稅收收入的影響大小，選擇能反映我們稅收變動情況的“各項稅收收入〞為被解釋變量〔用表示〕，選擇能影響稅收收入的“國內(nèi)生產(chǎn)總值〔用表示〕〞、“財政支出(用表示)〞和“商品零售價格指數(shù)〔用表示〕〞為解釋變量。表1為由《中國統(tǒng)計年鑒》〔附表〕得到的1988—2007年的有關(guān)數(shù)據(jù)。表1稅收收入模型的時間序列表年份稅收收入(Y)(單位：億元)國內(nèi)生產(chǎn)總值(X1)(單位：億元)財政支出(X2)(單位：億元)商品零售價格指數(shù)〔X3〕(單位：%)19912990.173645.23386.62102.919923296.914062.63742.20105.419934255.304545.64642.30113.219945126.884891.65792.62121.719956038.045323.46823.72114.819966909.825962.77937.55106.119978234.047208.19233.56100.819989262.809016.010798.1897.4199910682.5810275.213187.6797.0200012581.5112058.615886.5098.5200115301.3815042.818902.5899.2200217636.4516992.322053.1598.7200320017.3118667.824649.9599.9200424165.6821781.528486.89102.8200528778.5426923.533930.28100.8200634804.3535333.940422.73101.0200745621.9748197.949781.35103.8202354223.7960793.762592.66105.9202359521.5971176.676299.9398.8202373210.7978973.089874.16103.12.3模型數(shù)學(xué)形式確實定為分析為被解釋變量各項稅收收入〔〕和解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕、財政支出()和商品零售價格指數(shù)〔〕的關(guān)系，作如圖1、圖2、圖3所示的散點圖和圖4所示的線性圖。圖1稅收收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值的散點圖圖2稅收收入和國財政支出的散點圖圖3稅收收入和國商品零售價格指數(shù)的散點圖圖4各變量的線形圖2.4計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的設(shè)定從圖1、圖2和圖3可以看出各項稅收收入〔〕和國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕、財政支出()和商品零售價格指數(shù)〔〕大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系。又由圖4看出Y、X1、X2都是逐年增長的，但是增長速率有所變動，而X3在多數(shù)年呈現(xiàn)出水平波動，說明變量間不一定是線性關(guān)系。為分析各項稅收收入(〕隨國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕、財政支出()和商品零售價格指數(shù)〔〕變動的數(shù)量的規(guī)律性，可以初步建立如下三元對數(shù)回歸模型：2.5確定參數(shù)估計值范圍由經(jīng)濟(jì)常識知，因為國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕、財政支出()和商品零售價格指數(shù)〔〕的增加均會帶動稅收收入的增加，所以國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕、財政支出()和商品零售價格指數(shù)〔〕與稅收收入應(yīng)為正相關(guān)的關(guān)系，所以可估計,,。3參數(shù)估計利用Eviews軟件，做對、、的回歸，回歸結(jié)果如下〔表2〕表2lnY對lnX1、lnX2、X3的回歸DependentVariable:LOG(Y)Method:LeastSquaresDate:04/15/12Time:20:52Sample:19922023Includedobservations:19VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1.6959020.862164-1.9670290.0680LOG(X1)0.1309470.0849001.5423760.1438LOG(X2)0.8556500.0875089.7779900.0000LOG(X3)0.3634340.1729142.1018230.0529R-squared0.998673Meandependentvar9.651113AdjustedR-squared0.998407S.D.dependentvar0.941348S.E.ofregression0.037566Akaikeinfocriterion-3.540758Sumsquaredresid0.021168Schwarzcriterion-3.341929Loglikelihood37.63720F-statistic3762.525Durbin-Watsonstat1.072911Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)表中數(shù)據(jù)，模型設(shè)計的結(jié)果為：=-1.695902+0.130947+0.855650+0.363434=(0.862164)(0.084900)(0.087508)(0.172914)=(-1.967029)(1.542376)(9.777990)(2.101823)=0.998673=0.998407DW=1.072911F=3762.525n=194模型檢驗及修正4.1經(jīng)濟(jì)意義檢驗所估計的參數(shù)=0.130947，=0.855650，=0.363434，且,,，符合變量參數(shù)中確定的參數(shù)范圍。模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1%，平均來說稅收收入會增加0.130947%；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年財政支出每增長1%，平均來說稅收收入會增加0.855650%；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年商品零售價格指數(shù)上漲1%，平均來說稅收收入會增加0.363434%。這里與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致4.2統(tǒng)計意義檢驗擬合優(yōu)度檢驗〔檢驗〕可絕系數(shù)=0.998673，=0.998407，這說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合很好，即解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕〞、“財政支出()〞和“商品零售價格指數(shù)〔〕〞對被解釋變量“各項稅收收入〔〕〞的絕大局部差異作了解釋。F檢驗針對H0：，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k－1＝3和n－k＝15的臨界值Fα〔3,16〕＝3.24，由表2中得到F＝3762.525＞Fα〔3，17〕＝3.24，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：，說明回歸方程顯著，即列入模型的解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕〞、“財政支出()〞和“商品零售價格指數(shù)〔〕〞聯(lián)合起來確實對被解釋變量“各項稅收收入〔Y〕〞有顯著影響。t檢驗分別針對H0：＝0〔j＝0，1，2，3〕，給定顯著性水平，查t分布表的自由度為n－k＝15的臨界值tα/2〔n－k〕＝2.120。由表2中的數(shù)據(jù)可得，與、、、對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為-1.967029、1.542376、9.777990、2.101823，其絕對值不全大于tα/2〔n－k〕＝2.120，這說明在顯著水平α＝0.05下，只有、能拒絕H0：＝0，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，各個解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕〞、“財政支出()〞和“商品零售價格指數(shù)〔〕〞分別對被解釋變量“各項稅收收入〔〕〞不全都有顯著影響，這可能是由于多重共線性或自相關(guān)性的影響。4.3計量經(jīng)濟(jì)意義檢驗多重共線性檢驗讓分別對、、做回歸。將與做回歸得到結(jié)果如表3：表3lnY與lnX做回歸DependentVariable:LOG(Y)Method:LeastSquaresDate:04/15/12Time:21:01Sample:19922023Includedobservations:19VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.3750480.2271861.6508380.1171LOG(X1)0.9618870.02344541.026940.0000R-squared0.990001Meandependentvar9.651113AdjustedR-squared0.989413S.D.dependentvar0.941348S.E.ofregression0.096858Akaikeinfocriterion-1.731842Sumsquaredresid0.159485Schwarzcriterion-1.632428Loglikelihood18.45250F-statistic1683.210Durbin-Watsonstat0.503994Prob(F-statistic)0.000000將與做回歸得到結(jié)果如表4：表4lnY與lnX2做回歸DependentVariable:LOG(Y)Method:LeastSquaresDate:04/15/12Time:21:02Sample:19922023Includedobservations:19VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.0646060.1095000.5900110.5629LOG(X2)0.9767160.01110687.946260.0000R-squared0.997807Meandependentvar9.651113AdjustedR-squared0.997678S.D.dependentvar0.941348S.E.ofregression0.045362Akaikeinfocriterion-3.248983Sumsquaredresid0.034981Schwarzcriterion-3.149568Loglikelihood32.86534F-statistic7734.544Durbin-Watsonstat0.891878Prob(F-statistic)0.000000將與做回歸得到結(jié)果如表5：表5lnY與X3做回歸DependentVariable:LOG(Y)Method:LeastSquaresDate:04/15/12Time:21:03Sample:19922023Includedobservations:19VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C41.0376415.697512.6142760.0181LOG(X3)-6.7657973.383541-1.9996200.0618R-squared0.190418Meandependentvar9.651113AdjustedR-squared0.142795S.D.dependentvar0.941348S.E.ofregression0.871550Akaikeinfocriterion2.662215Sumsquaredresid12.91320Schwarzcriterion2.761629Loglikelihood-23.29104F-statistic3.998482Durbin-Watsonstat0.180785Prob(F-statistic)0.061783將與、做回歸得到下表6：表6lnY與lnX1、lnX2做回歸DependentVariable:LOG(Y)Method:LeastSquaresDate:04/15/12Time:21:04Sample:19922023Includedobservations:19VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.1057760.1017971.0390850.3142LOG(X1)0.1868420.0888222.1035580.0516LOG(X2)0.7889420.0898388.7818480.0000R-squared0.998282Meandependentvar9.651113AdjustedR-squared0.998067S.D.dependentvar0.941348S.E.ofregression0.041384Akaikeinfocriterion-3.387888Sumsquaredresid0.027403Schwarzcriterion-3.238766Loglikelihood35.18494F-statistic4648.617Durbin-Watsonstat1.046362Prob(F-statistic)0.000000計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇、、的數(shù)據(jù)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣如表7：表7解釋變量的相關(guān)系數(shù)LNX1LNX2X3LNX110.993620-0.432680LNX20.9936201-0.465729X3-0.432680-0.4657291由表3、表4和表5可知，與、的組合為最優(yōu)方程，但是lnY與X3擬合度R-squared＝0.190418并不是很高，遠(yuǎn)小于分別與、回歸后得出的R-squared，但是由表2知引入X3后R-squared變?yōu)?.998673這說明引入X3這個解釋變量對整體模型有改善作用。又由表7的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，解釋變量、、相關(guān)系數(shù)不高，可認(rèn)為模型不存在多重共線性，所以可保存原來的方程，即=-1.695902+0.130947+0.855650+0.363434這說明，在其他因素不變的情況下，當(dāng)國民生產(chǎn)總值增加1億美元，財政支出每增加1億美元，商品零售價格指數(shù)每上升1%，平均說來稅收收入將分別增加0.130947億美元、0.855650億美元和0.363434億美元。自相關(guān)檢驗DW檢驗由表2可得Durbin-Watsonstat＝1.072911。對樣本量為19、三個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL＝0.967，dU＝1.685，模型中Durbin-Watsonstat＝1.072911>dL，說明原模型確實存在一階的自相關(guān)性。因此可以得出結(jié)論：模型已經(jīng)消除了自相關(guān)性的影響。模型的回歸方程為：=-1.695902+0.130947+0.855650+0.3634345模型應(yīng)用分析這些數(shù)據(jù)說明，GDP，財政支出，以及商品零售價格指數(shù)確實影響著我國的稅收收入。國內(nèi)生產(chǎn)總值對稅收收入是正相關(guān)的。這說明，國內(nèi)生產(chǎn)總值會帶來稅收的增加。這很容易理解，因為經(jīng)濟(jì)是收入的來源，只有提高產(chǎn)出，才有可能提高稅收，這是根本原因。財政對稅收的影響是顯著正相關(guān)的，這說明國家財政支出增加，稅收也會增加。而且其系數(shù)為0.586，高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響力。究其原應(yīng)應(yīng)該是：國家為了拉動經(jīng)濟(jì)增長，常常實施擴(kuò)張性的財產(chǎn)政策，從而使經(jīng)濟(jì)的到開展，各項稅收也就自然而然的有所增加，進(jìn)而提高了稅收總收入。零售商品物價指數(shù)對稅收收入是正相關(guān)的。這很明顯，物價指數(shù)升高，意味著物價上漲，物價上漲各個銷售商的收入總額也就會變大，這樣需要繳納的各項稅賦也就變大，從而，國家的稅收收入就會明顯地提高。經(jīng)濟(jì)開展水平經(jīng)濟(jì)開展水平是制約稅制結(jié)構(gòu)的生產(chǎn)力要素，兩者之間的相關(guān)程度較高。經(jīng)濟(jì)開展水平的差異通常以人均國民生產(chǎn)總值的上下來衡量。在人均國民生產(chǎn)總值不同的國家里，稅收規(guī)模即稅收占國民生產(chǎn)總值的比重是不一樣的。以世界銀行公布的1980年的調(diào)查材料為例，在人均國民生產(chǎn)總值260美元的低收入國家里，國民生產(chǎn)總值稅收率為13.2%；人均國民生產(chǎn)總值為2000美元的中等收入國家，這一比率為23.3%；而在人均國民生產(chǎn)總值為1萬美元的高收入國家，這一比例是28.1%。顯然，一國國民生產(chǎn)總值稅收率愈高，稅負(fù)承受能力愈強(qiáng)，因而也為稅制結(jié)構(gòu)的調(diào)整提供了物質(zhì)根底。具體來說，在人均國民收入較低的國家，流向企業(yè)和個人的純收入極為有限，稅收只能主要來源于對商品、勞務(wù)征收的商品勞務(wù)稅；相反，在人均國民收入較高的國家，企業(yè)和個人的所得占國民收入的份額較大，從而為實行以所得稅為主體的稅制模式提供了可能。世界銀行曾對86個國家的稅制結(jié)構(gòu)與人均GNP之間關(guān)系進(jìn)行分析，得出令人信服的結(jié)論：所得稅具有隨人均GNP增長而上升的趨勢，流轉(zhuǎn)稅具有隨人均GNP增長而下降的趨勢稅收作為社會生產(chǎn)力開展到一定階段的產(chǎn)物，必然隨著社會的開展而擴(kuò)大。稅收是國家參與一局部社會產(chǎn)品或國民收入分配與再分配所進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)活動，因此稅收從一定程度上決定了國家的健康穩(wěn)定開展，我國目前正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型期，市場機(jī)制還不完善，宏觀方面，需要政府進(jìn)行積極的宏觀調(diào)控，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，以及財政支出政策的改良。另外，我國應(yīng)實行結(jié)構(gòu)性減稅，結(jié)合推進(jìn)稅制改革，用減稅、退稅或抵免的方式減輕稅收負(fù)擔(dān)，促進(jìn)企業(yè)投資和居民消費(fèi)，實行積極財政政策，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健開展，從而對稅收形成良性的影響。參考文獻(xiàn)[1]中國統(tǒng)計年鑒，中華人民共和國國家統(tǒng)計局，2023.[2]龐皓，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)〔第二版〕[M]，科學(xué)出版社。2023[3]王國清，馬蹺,程謙[M].北京：高等教育出版社，2006.[4]國家稅務(wù)總局政策法規(guī)司，稅收優(yōu)惠政策匯編[M].中國稅務(wù)出版社，2023[5]宋鵬源，關(guān)于稅收收入與經(jīng)濟(jì)開展的關(guān)系研究[J].財稅縱橫，2023，〔5〕：95~99[6]樊麗明，張斌。經(jīng)濟(jì)增長與稅收收入的關(guān)聯(lián)分析[M]，論壇，2003.[7]趙秀恒，宋文華.概率論與數(shù)理統(tǒng)計[M],河北教育出版社，2006[8]李淑萍，稅務(wù)籌劃技巧與實務(wù)[M].遼寧大學(xué)出版社，2023[9]蓋地，稅務(wù)會計學(xué)〔第三版〕[M],中國人民出版社，2023[10]高鴻業(yè)，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)[M],北京：中國人民大學(xué)出版社，2004[11]張潤清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。從其他國家的經(jīng)驗可以看出，在市場經(jīng)濟(jì)條件下，稅務(wù)代理是稅收管理的必然延伸和有益補(bǔ)充，是影響和制約稅收管理效能的重要外部環(huán)境。我國的稅務(wù)代理業(yè)雖經(jīng)過多年探討與開展，但稅務(wù)代理的市場規(guī)模仍然狹小，稅務(wù)代理的行為極不標(biāo)準(zhǔn)，稅務(wù)代理人員的素質(zhì)也難以適應(yīng)代理業(yè)務(wù)的需要。3．指導(dǎo)教師對學(xué)生選題報告的評語：指導(dǎo)教師簽字：________年月日4．選題報告會評議組的意見：組長〔簽字〕：________年月日5．學(xué)院審查意見：主管院長