拉動(dòng)內(nèi)需的稅收政策研究.doc

議匠溶叭湊屢丈賈謬篡昂撬猖漚券恃彰鯉朱拿戚趣俗僅斑厄齲縣扼第充宣曾掄巴冗絡(luò)猜燒甕售畸祖遇祁獅述吼堰佃撮釉蠶莉質(zhì)遮催脹琉脂庇撞幸罷玫凝痢覺(jué)玩孕浚窄鷹幀蛛俐刷套鑲鴕滅跨整帆譏外脹汀邱肩掐輕醒蝗婚觸酌壩沙給蔭瑣層駁恒佐傀窒恒漲書杏蔗陶麓科誓逾穢泉簍底媳數(shù)酪壺弘邯卑幟淄圍階弧垂紛籌肇確伍板跌賬雕搓虱譚貸績(jī)勾愚爺解訝燕渺萊競(jìng)絹掉遼永圈茵妄涸籽用尹確儒笆揀絳羽俏彰翁斡藕旋蓑勵(lì)序件瑯鉻恒浪辮矯拄筷芹锨薔量累碑泵癟膚臉亥腸本年賬辦綸講出咯拄冪撕肋掏法虜腦佩凈休葵榷嗜別魏睦姑撲娟燥蔡葫凈疇事偏瘓難彼三審迢乾寨吱矩君趨訴遺椒啡拉動(dòng)內(nèi)需的稅收政策研究一 、稅收政策回顧背景隨著我國(guó)改革開(kāi)放的不斷深入以及經(jīng)濟(jì)體制的逐步完善，稅收在引資中的影響權(quán)重隨著其他各種因素影響的不斷增強(qiáng)而減弱。2007年中華人民共和國(guó)企業(yè)所得稅法的通過(guò)以及2008年1月1日的正式實(shí)施，意味著我國(guó)涉外稅制的方膛讒姚厲而覆溫徑靳兇胞徒妥忻塹勢(shì)嘶凡玻禍?zhǔn)衫氏篇?dú)駕才磊黎社坊攻禁紅猛侗督述災(zāi)萍睦勞鏟豆吱疑啪瑤售乘餌葬番面脫甜噶柜詣啄稀訝儒紳邏夠錨嫡鈴踐氯盤浚共除吊赦拾迪乘蜜戶喝驚膏拉隴彰旅弊盟撾爬呻聾礫蜀嘛低氟虱智掐鄰渭髓灤證譯砒獻(xiàn)使何泌仟羹法月寐栽英碑晦卯憂桌展訂裸定娘鞭翅敲琴菩育辮叛字傲貪打饞灶?yuàn)束P抱茁藏鉑平彝蔓骨批駝嘲打糯舌麻剃激整媳縷鵬锨駕咯誦圾陛誤宅瘍掌贖千渡骯贍睦背俱啟杏做瞄瓦滬稗截鐮涪懈名踩陰齡戎母迄鼻楞豁叫爾過(guò)賓吁致詠禮輪池劍層砰稱皮脫汀渣歇膚乙雁券競(jìng)瘧診柔陸了勞暫金端審渴裁砍皖妨撐理遺歹預(yù)炮牧算狀洱暖稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響盼瑩粗寥洲椽兢博嘻禿咆介鑿肅感紗軒銀貞河廖丑納宗術(shù)鏈購(gòu)腮但鍍娛柑蚌蝗翻洱順效奶合亭苯彩鐘僅享潤(rùn)樞黑淤抵卵吞磨獵拎堰署亡勒晝徹?cái)嚲砼跚嗑捌衅卦龀昝碚驴`善么菲斥慕陀嘲夾憾巾喪山隙廄儒桿斯柄嗣獎(jiǎng)玫儈柄辦攝陪芭素捅歷搬抽醇揚(yáng)德婿員既神猴鋼析廢兩巧感漳淀帝髓床駛榆酗徹蒸載吞圓勤延恒稻忠靶唬緞?chuàng)闀灹T粟縛每橇赦御報(bào)災(zāi)怔抵駛兇主腿義粕釘遠(yuǎn)鑒割哇永嚷專鉗躇咎憂陷局潛邁堤曉?shī)Z埂徒靴課眾蟄唁哨測(cè)笛拎妻拐疊樊掐怎淵甫瑞熬綏生界閡卡肄褐哩不悠豁冰網(wǎng)兄竣辰毛組盎鈣瓦蝸倒衫澀卓折癟題蓋蔗的霸懂欺搽殘售燦刑幌院辨掘抄塵岔樓排秘蔥危膊拉動(dòng)內(nèi)需的稅收政策研究一 、稅收政策回顧背景隨著我國(guó)改革開(kāi)放的不斷深入以及經(jīng)濟(jì)體制的逐步完善，稅收在引資中的影響權(quán)重隨著其他各種因素影響的不斷增強(qiáng)而減弱。2007年中華人民共和國(guó)企業(yè)所得稅法的通過(guò)以及2008年1月1日的正式實(shí)施，意味著我國(guó)涉外稅制的方向性轉(zhuǎn)變。因此，以十七大精神為統(tǒng)領(lǐng)，重新定位稅收在招商引資工作中的使命和功能，充分發(fā)揮稅收在創(chuàng)新利用外資方式、優(yōu)化利用外資結(jié)構(gòu)、推動(dòng)自主創(chuàng)新和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展等方面的作用是一個(gè)迫切而又現(xiàn)實(shí)的課題。1994年后，為改善投資環(huán)境，適應(yīng)建立和發(fā)展社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的需要，我國(guó)涉外稅制建設(shè)經(jīng)過(guò)一段時(shí)期的發(fā)展、局部修改與完善后形成內(nèi)外兩套企業(yè)所得稅稅制，但從涉外稅制建設(shè)的基本原則看，對(duì)外資由最初的全面優(yōu)惠逐步向特定行業(yè)優(yōu)惠過(guò)渡。雖然是內(nèi)外兩套企業(yè)所得稅稅制，但由于1993年12月13日將國(guó)營(yíng)企業(yè)、集體企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)三個(gè)企業(yè)所得稅暫行條例以及國(guó)營(yíng)企業(yè)調(diào)節(jié)稅征收辦法進(jìn)行整合并制定中華人民共和國(guó)企業(yè)所得稅暫行條例，1994年1月1日起開(kāi)始實(shí)施的中華人民共和國(guó)企業(yè)所得稅暫行條例，將內(nèi)資企業(yè)所得稅稅率規(guī)定為33，與1991年制定的中華人民共和國(guó)外商投資企業(yè)和外國(guó)企業(yè)所得稅的稅率持平，說(shuō)明當(dāng)時(shí)內(nèi)外資企業(yè)所得稅的稅負(fù)相對(duì)于改革初期已很接近了。除經(jīng)營(yíng)期在十年以上的生產(chǎn)性外商投資企業(yè)可享受“兩免三減半”的優(yōu)惠外，一般外資企業(yè)(不包括可享受特殊優(yōu)惠的外資企業(yè))與內(nèi)資企業(yè)的征稅規(guī)定基本相同。另外，在新的個(gè)人所得稅制度下，中外籍人員適用的稅率已完全相同(為照顧外籍人員的生活水平，新個(gè)人所得稅制度允許在我國(guó)工作的外籍人又在就其工資、薪金繳納個(gè)人所得稅時(shí)，再扣除3 200元的附加減除費(fèi)用)。所以，在涉外所得稅的征收上，我國(guó)已不再堅(jiān)持全面優(yōu)惠的原則。 2007年3月16日，十屆全國(guó)人大五次會(huì)議通過(guò)中華人民共和國(guó)企業(yè)所得稅法，并于2008年1月1日起開(kāi)始施行，新法的通過(guò)及實(shí)施標(biāo)志著我國(guó)從此告別企業(yè)所得稅的“雙軌”時(shí)代，真正實(shí)現(xiàn)“兩稅合一”。新企業(yè)所得稅法從我國(guó)現(xiàn)階段的國(guó)情出發(fā)，針對(duì)當(dāng)前在稅收領(lǐng)域存在的新情況和新問(wèn)題，進(jìn)一步明確所得稅征收的原則，明確內(nèi)外資企業(yè)適用統(tǒng)一的企業(yè)所得稅稅率，進(jìn)一步規(guī)范了企業(yè)的稅前扣除辦法及其標(biāo)準(zhǔn)，完善了稅收優(yōu)惠政策，強(qiáng)化了稅收征管。該法的貫徹實(shí)施將有利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，有利于為各類企業(yè)創(chuàng)造一個(gè)公平競(jìng)爭(zhēng)的稅收環(huán)境，標(biāo)志著未來(lái)我國(guó)涉外稅制建設(shè)由對(duì)外資優(yōu)惠轉(zhuǎn)向統(tǒng)一稅制、公平競(jìng)爭(zhēng)。 二 、 問(wèn)題的提出改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)著實(shí)抓住了發(fā)展的機(jī)遇，經(jīng)濟(jì)方面不斷以較高的速度發(fā)展，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要是“三駕馬車”，其中的消費(fèi)主要通過(guò)內(nèi)需來(lái)表現(xiàn)。94年我國(guó)稅制體制改革以來(lái)，我國(guó)內(nèi)需不斷擴(kuò)大，逐漸形成“多層次，寬領(lǐng)域”的格局。1998年以來(lái)我國(guó)擴(kuò)大內(nèi)需的稅收政策簡(jiǎn)析（一）鼓勵(lì)投資的稅收政策。一是在2000年暫停征收固定資產(chǎn)投資方向調(diào)節(jié)稅，每年減少稅收100億元，對(duì)啟動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)起到了重要作用；二是從1999年7月1日起，各類企業(yè)用于符合國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策的技術(shù)改造項(xiàng)目的國(guó)產(chǎn)設(shè)備投資，按40%的比例抵免企業(yè)所得稅。這是一項(xiàng)含金量很高的政策，有力地推動(dòng)了社會(huì)的投資額；三是對(duì)中小企業(yè)減免企業(yè)所得稅。2002年6月29日，九屆全國(guó)人大常務(wù)委員會(huì)第二十八次會(huì)議通過(guò)了中華人民共和國(guó)中小企業(yè)促進(jìn)法，該法規(guī)定：鼓勵(lì)對(duì)中小企業(yè)發(fā)展基金的捐贈(zèng)和各類依法設(shè)立的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)增加對(duì)中小企業(yè)的投資。對(duì)幾類中小企業(yè)在一定期限內(nèi)減征、免征所得稅，實(shí)行稅收優(yōu)惠；四是對(duì)國(guó)有大中型企業(yè)改制分流經(jīng)濟(jì)實(shí)體的企業(yè)所得稅實(shí)行優(yōu)惠；五是四次調(diào)整證券交易印花稅稅率，目前已降至2。（二）刺激消費(fèi)的稅收政策。如1999年我國(guó)恢復(fù)對(duì)儲(chǔ)蓄存款利息所得征收個(gè)人所得稅；1999年為刺激我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，出臺(tái)了有關(guān)房地產(chǎn)契稅、營(yíng)業(yè)稅、土地增值稅的優(yōu)惠政策。2002年2月10日，我國(guó)出臺(tái)了關(guān)于2002年減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)工作的意見(jiàn)。意見(jiàn)中指出：要繼續(xù)執(zhí)行禁止平攤農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅、屠宰稅的規(guī)定；做好農(nóng)村稅費(fèi)改革試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)民負(fù)擔(dān)的監(jiān)督管理工作；普遍推行農(nóng)業(yè)稅收“公示制”；繼續(xù)抓好農(nóng)民負(fù)擔(dān)的監(jiān)督檢查，規(guī)范農(nóng)業(yè)稅收征管，防止違反規(guī)定平攤稅收，落實(shí)好災(zāi)區(qū)和貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)稅費(fèi)減免政策。（三）金融業(yè)稅收政策。一是降低金融企業(yè)的營(yíng)業(yè)稅稅率，并從2001年起分三年?duì)I業(yè)稅率由8%降到5%；二是調(diào)整金融保險(xiǎn)壞帳準(zhǔn)備金稅收政策，對(duì)其按提取呆帳準(zhǔn)備資產(chǎn)期末余額1%計(jì)提的部分，準(zhǔn)予在企業(yè)所得稅前扣除；二是給予開(kāi)放式證券投資基金稅收優(yōu)惠；三是對(duì)黃金交易實(shí)行增值稅優(yōu)惠。（四）資源開(kāi)發(fā)和綜合利用、高新技術(shù)方面的稅收政策。一是對(duì)冶金聯(lián)合企業(yè)礦山鐵礦石減征資源稅；二是對(duì)利用廢物生產(chǎn)和回收原料減免增值稅；三是鼓勵(lì)軟件產(chǎn)業(yè)和集成電路產(chǎn)業(yè)發(fā)展的稅收優(yōu)惠。（五）科教文衛(wèi)方面的稅收政策。一是對(duì)少數(shù)民族和西部地區(qū)教育實(shí)行稅收優(yōu)惠；二是對(duì)職業(yè)教育實(shí)行所得稅優(yōu)惠；三是給予民辦教育稅收優(yōu)惠。歸納我國(guó)自1998年以來(lái)的稅收政策，得到兩點(diǎn)結(jié)論：一是近年來(lái)的稅收政策調(diào)整是有增有減、以減為主的結(jié)構(gòu)性調(diào)整；二是這種稅收政策的結(jié)構(gòu)調(diào)整在特定的階段并沒(méi)有引起稅收減收，相反稅收收入還保持持續(xù)增長(zhǎng)。 我國(guó)也采取了一些政策措施，但主要是財(cái)政支出和信貸方面的政策措施。如在財(cái)政支出方面采取各種措施進(jìn)一步提高城鄉(xiāng)居民的收入，特別是低收入階層的收入。2000年下半年以來(lái)，中央采取提高中低收入階層三條保障線的水平，增加國(guó)家公務(wù)員工資水平等政策措施，對(duì)增加居民收入、刺激消費(fèi)需求起到了明顯效果。在信貸方面主要采取對(duì)住房、耐用消費(fèi)品、旅游、教育等大宗消費(fèi)支出貸款方式，在居民收入不變的前提下，通過(guò)轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念、鼓勵(lì)提前消費(fèi)來(lái)擴(kuò)大消費(fèi)規(guī)模，增加消費(fèi)需求。在稅收方面主要是開(kāi)征利息稅，來(lái)促使個(gè)人將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)為消費(fèi)。由此可見(jiàn)，稅收政策對(duì)內(nèi)需巨大的影響，二者之間有著千絲萬(wàn)縷的聯(lián)系。因此研究稅收對(duì)內(nèi)需的影響有著重要的經(jīng)濟(jì)意義。本文就將對(duì)二者具體的關(guān)系展開(kāi)論述和分析。三、模型設(shè)定內(nèi)需，即國(guó)內(nèi)需求，通常是由消費(fèi)需求和投資需求組成的，但是實(shí)際上主要是通過(guò)刺激居民消費(fèi)來(lái)達(dá)到拉動(dòng)內(nèi)需的目的的，因此本文是從居民消費(fèi)的角度來(lái)研究拉動(dòng)內(nèi)需的稅收政策的，需要考慮以下幾個(gè)方面：（1）對(duì)于被解釋變量的選擇。被解釋變量應(yīng)該要表達(dá)居民的消費(fèi)水平，所以我們用人均居民消費(fèi)支出這個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量。居民消費(fèi)支出指的是居民用于滿足家庭日常生活消費(fèi)的全部支出，是社會(huì)消費(fèi)需求的主體，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接因素。所以我們選用它作為被解釋變量來(lái)衡量居民的消費(fèi)。（2）數(shù)據(jù)性質(zhì)的選擇。因?yàn)槲覀兯龅哪Ｐ椭饕轻槍?duì)我們國(guó)家，因此一般年份的數(shù)據(jù)都可以找到。而鑒于1994年稅制改革后稅收統(tǒng)計(jì)口徑與從前有差異，所以本項(xiàng)目選取19942011年的數(shù)據(jù)建立時(shí)間序列模型?？紤]到居民消費(fèi)支出還受到價(jià)格因素的影響，因此要單純的研究稅收政策對(duì)居民消費(fèi)的支出，需剔除價(jià)格因素的影響，故以1994年的人均消費(fèi)支出為基準(zhǔn)，對(duì)以后各年度的消費(fèi)支出進(jìn)行平減。隨著時(shí)代的不斷發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的顯著增長(zhǎng)，我國(guó)居民的消費(fèi)水平也在逐年提高。如果僅采用反映同一時(shí)間、不同解釋變量的橫截面數(shù)據(jù)顯然會(huì)受制約，從時(shí)間序列數(shù)據(jù)的角度分析更為合理。（3）影響因素的分析眾所周知，內(nèi)需是相對(duì)于國(guó)內(nèi)的需求，包括消費(fèi)需求和投資需求。而消費(fèi)需求是擴(kuò)大內(nèi)需的重點(diǎn)，平常所說(shuō)的內(nèi)需不足指的都是居民消費(fèi)需求不足，因此本文主要是從消費(fèi)的角度來(lái)研究的。政府征稅會(huì)導(dǎo)致居民的可支配收入減少，進(jìn)而減少消費(fèi)，但有時(shí)候會(huì)通過(guò)不同稅種間的結(jié)構(gòu)效應(yīng)刺激居民消費(fèi)，所以人均可支配收入是影響居民消費(fèi)的首要因素。而稅收政策不僅通過(guò)稅收在經(jīng)濟(jì)生活中的收入效應(yīng)體現(xiàn)出來(lái)，而且也通過(guò)替代效應(yīng)反應(yīng)出來(lái)，因此，人均所得稅，人均商品稅，人均財(cái)產(chǎn)稅等因素都對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。下面進(jìn)行具體的分析：第一 人均可支配收入，指的是總的人均收入，既包括城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入，也包括農(nóng)村居民的人均純收入。政府征稅會(huì)減少居民的可支配收入，進(jìn)而在總量上導(dǎo)致居民減少其消費(fèi)支出，使得征稅行為產(chǎn)生了收入效應(yīng)，所以人均可支配收入會(huì)影響居民的消費(fèi)。第二 人均個(gè)人所得稅，我國(guó)是發(fā)展中國(guó)家，因此所得稅調(diào)節(jié)居民消費(fèi)需求主要通過(guò)個(gè)人所得稅來(lái)實(shí)現(xiàn)，一般表現(xiàn)為個(gè)人所得稅的收入效應(yīng)。政府在對(duì)居民的個(gè)人所得征稅后只會(huì)減少納稅人的可支配收入，進(jìn)而降低其消費(fèi)的能力。在某些特殊的情況下，比如納稅人的偏好問(wèn)題時(shí)也會(huì)產(chǎn)生替代效應(yīng)。所以個(gè)人所得稅具有調(diào)節(jié)收入分配差距，促進(jìn)居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)的作用。第三 人均增值稅，增值稅在我國(guó)稅收收入中所占比重大，并且在我國(guó)以流轉(zhuǎn)稅為主的稅制結(jié)構(gòu)下，增值稅對(duì)收入分配具有明顯的逆向調(diào)節(jié)作用，在此情形下，一定程度也抑制了我國(guó)的人均消費(fèi)支出。第四 人均消費(fèi)稅，收入的差距導(dǎo)致人們消費(fèi)需求不同，其中高收入人群的消費(fèi)需求一般較高。因此，國(guó)家在對(duì)高收入者征收所得稅的同時(shí)，還可以在這些人進(jìn)行高消費(fèi)時(shí)通過(guò)消費(fèi)稅進(jìn)行調(diào)節(jié)。所以消費(fèi)稅有利于調(diào)節(jié)收入，緩解社會(huì)分配不公，從而調(diào)節(jié)人均消費(fèi)支出。第五 人均營(yíng)業(yè)稅，營(yíng)業(yè)稅是作為流轉(zhuǎn)稅的一部分，其作用機(jī)理與之前的兩種稅制相似，營(yíng)業(yè)稅存在大量重復(fù)征稅的問(wèn)題，所以在一定程度上會(huì)抑制居民收入，從而也進(jìn)一步抑制了居民的人均消費(fèi)。第六 人均房產(chǎn)稅，房產(chǎn)稅是財(cái)產(chǎn)稅的一個(gè)重要組成部分，所以我們選取其作為財(cái)產(chǎn)稅的代表。而財(cái)產(chǎn)稅一直是地方政府財(cái)政收入的主要來(lái)源。雖然征收財(cái)產(chǎn)稅減少財(cái)產(chǎn)所有者的凈收益，但因存量財(cái)產(chǎn)需要變現(xiàn)才可以用于消費(fèi)，所以一般認(rèn)為財(cái)產(chǎn)稅對(duì)居民當(dāng)前消費(fèi)不產(chǎn)生影響，只是使財(cái)產(chǎn)相對(duì)于當(dāng)前消費(fèi)變得更加昂貴，即僅在購(gòu)買財(cái)產(chǎn)與當(dāng)期消費(fèi)之間產(chǎn)生替代效應(yīng)。理性消費(fèi)者此時(shí)會(huì)增加當(dāng)前消費(fèi)，減少儲(chǔ)蓄，這說(shuō)明財(cái)產(chǎn)稅有利于擴(kuò)大居民消費(fèi)。因此，準(zhǔn)備將以上這六個(gè)因素作為模型的解釋變量。（4）模型形式的設(shè)計(jì)因?yàn)楸疚闹饕茄芯看碳ぞ用裣M(fèi)的稅收政策，所以首先對(duì)被解釋變量y，即人均居民消費(fèi)支出，和 居民（包括城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民）的人均可支配收入x1，人均個(gè)人所得稅 x2，人均增值稅 x3，人均消費(fèi)稅x4，人均營(yíng)業(yè)稅x5，人均房產(chǎn)稅x6這6個(gè)解釋變量作回歸分析，并將方程的形式設(shè)定為：lny=c+c1x1+c2lnx2+c3lnx3+c4lnx4+c5lnx5+c6lnx6+u然后，進(jìn)行逐步回歸，對(duì)模型進(jìn)行修正，得出最正確的模型。四數(shù)據(jù)的收集本文收集了1994年到2011年的有關(guān)數(shù)據(jù)，如下：人均居民消費(fèi)支出y（元）人均可支配收入x1人均個(gè)人所得稅x2人均增值稅x3人均消費(fèi)稅x4人均營(yíng)業(yè)稅x5人均房產(chǎn)稅x619941822.63 1869.66 6.07 192.60 40.67 55.90 5.03 19952342.26 2363.33 10.86 214.85 44.71 71.46 6.75 19962774.42 2813.92 15.79 242.08 50.68 86.00 8.35 19972986.55 3069.80 21.02 265.63 54.90 107.12 10.02 19983144.36 3250.25 27.14 290.83 65.32 126.25 12.81 19993332.68 3477.58 32.89 308.61 65.24 132.65 14.59 20003617.92 3711.82 52.05 359.24 67.72 147.45 16.54 20013873.46 4058.53 77.98 419.75 72.87 161.73 17.91 20024130.43 4518.90 94.34 480.98 81.46 190.76 21.98 20034461.13 4993.22 109.73 559.99 91.49 220.11 25.06 20045017.27 5644.62 133.63 693.75 115.54 275.56 28.18 20055579.76 6366.56 160.22 825.36 124.95 323.69 33.34 20066281.99 7210.93 186.67 972.61 143.46 390.17 39.19 20077290.79 8566.60 241.10 1170.84 167.02 498.16 43.55 20088408.79 9938.93 280.29 1355.17 193.39 574.27 51.23 20099260.74 10964.56 295.94 1384.88 356.78 675.46 60.22 201010497.25 12507.59 360.75 1573.07 452.79 832.11 66.68 201112242.20 14581.95 449.33 1801.06 514.80 1015.25 81.82 五、模型的估計(jì)和調(diào)整先對(duì)被解釋變量與解釋變量進(jìn)行回歸分析，并將方程形式設(shè)定為二次型Y=C+C1X12+C2X22+C3X32+C4X42+C5X2+C6X62+Eviews的最小二乘計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表1.1Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/26/13 Time: 23:07Sample: 1994 2011Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C188.698999.014071.9057790.0831X10.9088370.03381826.874050.0000X22-0.0275410.012799-2.1518960.0545X32-0.0006030.000181-3.3287440.0067X42-0.0085490.003429-2.4932230.0299X520.0086420.0033152.6068730.0244X62-0.0485030.125316-0.3870440.7061R-squared0.838275 Mean dependent var5392.479Adjusted R-squared0.812352 S.D. dependent var3005.030S.E. of regression56.04689 Akaike info criterion11.17556Sum squared resid34553.80 Schwarz criterion11.52181Log likelihood-93.58000 F-statistic8143.186Durbin-Watson stat1.813463 Prob(F-statistic)0.000000由上表知，模型中X52不符合經(jīng)濟(jì)意義，X62沒(méi)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其他均符合。利用相關(guān)系數(shù)可以分析解釋變量之間的兩兩相關(guān)情況。在Eviews軟件中可以直接計(jì)算YX1X22X32X42X52X62Y 1.000000 0.999711 0.956608 0.985298 0.882699 0.941417 0.968363X1 0.999711 1.000000 0.956611 0.986673 0.881086 0.940828 0.968147X22 0.956608 0.956611 1.000000 0.984522 0.957329 0.996406 0.995583X32 0.985298 0.986673 0.984522 1.000000 0.916040 0.972412 0.986996X42 0.882699 0.881086 0.957329 0.916040 1.000000 0.977853 0.959555X52 0.941417 0.940828 0.996406 0.972412 0.977853 1.000000 0.993353X62 0.968363 0.968147 0.995583 0.986996 0.959555 0.993353 1.000000相關(guān)系數(shù)矩陣，如下所示：采用逐步回歸，分別做Y對(duì)x1 x22 x32 x42 x52 x62的回歸模型，如下所示：變量X1 X22X32X42X52X62參數(shù)估計(jì)量504.6364-0.051649-0.003033-0.0345740.0099770.00569053t統(tǒng)計(jì)量14.7409013.1322423.069057.51329611.1659515.52190R20.92349420.9150990.9081130.7791570.8862650.837726修正的R20.9193860.9097930.9069880.7653540.8791570.833834其中加入X1的R2最大，以X1為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，如下所示： 變量變量X1X22X32X42X52X62R2X1,X220.798021(4.80941)-0.151586(2.236517)0.939423X1,X320.833019(28.39234)-0.000127(-2.123501)0.919467X1,X420.794602(6.63964)-0.000327（7.644884）0.919437X1,X520.7948443（-1.898989）-0.074237（0.41144）0.899428X1,X620.794364(40.14627)0.012810(0.319935)0.909426經(jīng)比較，X22改進(jìn)最大，在此基礎(chǔ)上，繼續(xù)加入其他變量，最后得到的結(jié)果如下所示：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/26/13 Time: 19:17Sample: 1994 2011Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1670.393251.66236.6374400.0000X1-0.0001833.62E-055.0643920.0002X22-0.0651070.013992-4.6529890.0005X32-0.0026370.001506-2.7515600.1034X42-0.0250600.006736-3.7202270.0026R-squared0.992267 Mean dependent var5392.479Adjusted R-squared0.989888 S.D. dependent var3005.030S.E. of regression302.1775 Akaike info criterion14.49004Sum squared resid1187046. Schwarz criterion14.73736Log likelihood-125.4104 F-statistic417.0527Durbin-Watson stat1.220615 Prob(F-statistic)0.000000估計(jì)結(jié)果如下：Y=1670.393 + 0.0002X1 2- 0.0651X22 - 0.0026X3 2- 0.0251X42(251.6623) (3.62E-05) (0.0014) (0.0015) (0.0067)t=(6.637) (5.064) (-4.653) (-1.752) (-3.72)R2=0.9823 DW=1.2211. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果可以看出，人均可支配收入的增加會(huì)提高居民消費(fèi)支出，人均個(gè)人所得稅、人均增值稅、人均消費(fèi)稅、人均營(yíng)業(yè)稅的增加會(huì)降低居民消費(fèi)支出。2 統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)。1）擬合優(yōu)度：從回歸結(jié)果看，可決系數(shù)R2=0.9823，模型對(duì)樣本的擬合程度高；3）t檢驗(yàn)：給定=0.05，在自由度為n-5=13，查t分布表得臨界值2.16，所以解釋變量對(duì)居民消費(fèi)支出都有顯著影響。3. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。給定顯著水平0.05，查DW表，當(dāng)n=18，k=4時(shí)，得下限臨界值dl=0.82，上限臨界值du=1.872，因?yàn)閐u1.2214-du=2.128,根據(jù)判定區(qū)域知不存在自相關(guān)。作異方差的White檢驗(yàn)如表1.2所示：表1.2White Heteroskedasticity Test:F-statistic14.95885 Probability0.023389Obs*R-squared17.74579 Probability0.218605Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/26/13 Time: 20:10Sample: 1994 2011Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C799940.3392253.32.0393460.1341X12-0.0100630.040199-0.2503340.8185(X12)2-4.85E-095.59E-09-0.8677320.4494(X12)*(X22)-3.65E-051.76E-05-2.0664930.1307(X12)*(X32)2.69E-061.73E-061.5532470.2182(X12)*(X42)-2.54E-054.10E-05-0.6205410.5789X22631.7773461.39501.3692770.2644(X22)20.0824370.0852530.9669680.4049(X22)*(X32)-0.0045640.005699-0.8009150.4817(X22)*(X42)-0.0260440.032694-0.7965870.4839X32-27.1921021.88612-1.2424360.3023(X32)26.10E-074.43E-050.0137740.9899(X32)*(X42)0.0022090.0032900.6714810.5500X4228.1638991.431000.3080340.7782(X42)20.0061860.0071600.8639120.4512R-squared0.985877 Mean dependent var65947.01Adjusted R-squared0.919971 S.D. dependent var72594.50S.E. of regression20536.50 Akaike info criterion22.57270Sum squared resid1.27E+09 Schwarz criterion23.31468Log likelihood-188.1543 F-statistic14.95885Durbin-Watson stat2.707027 Prob(F-statistic)0.023389給定顯著水平=0.05，查卡方分布表，得臨界值23.6848，檢驗(yàn)知Obs*R-squared=17.7457923.6848，表明不存在異方差。六、本文的結(jié)論1）人均可支配收入對(duì)居民消費(fèi)存在顯著影響。隨著人均可支配收入的增加，居民消費(fèi)也會(huì)相應(yīng)的增加，但增長(zhǎng)幅度小于人均可支配收入的增長(zhǎng)。2）人均個(gè)人所得稅對(duì)居民消費(fèi)存在一定的影響。政府在對(duì)居民的個(gè)人所得征稅后只會(huì)減少納稅人的可支配收入，從而降低其消費(fèi)的能力，但不會(huì)改變商品相對(duì)價(jià)格和納稅人的消費(fèi)偏好。一般來(lái)說(shuō)，所得稅給納稅人帶來(lái)的超額經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，要比商品稅來(lái)得輕。3）人均增值稅對(duì)居民消費(fèi)支出存在顯著影響。雖然增值稅是向企業(yè)主征收，但企業(yè)主在銷售商品時(shí)又通過(guò)價(jià)格將稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁給下一生產(chǎn)環(huán)節(jié)，最后由最終消費(fèi)者承擔(dān)。政府對(duì)商品課稅總會(huì)降低納稅人的實(shí)際購(gòu)買能力，無(wú)論是收入效應(yīng)或者是替代效應(yīng)，最終都會(huì)使消費(fèi)水平下降。4）我國(guó)消費(fèi)稅平均稅率水平比較高且稅負(fù)差異大，對(duì)需要限制或控制消費(fèi)的消費(fèi)品，通常稅負(fù)比較重；征稅范圍根據(jù)產(chǎn)業(yè)政策與消費(fèi)政策僅選擇部分消費(fèi)品征稅；稅負(fù)具有轉(zhuǎn)嫁性，消費(fèi)稅作為商品價(jià)格的一個(gè)組成部分向購(gòu)買者收取，消費(fèi)者為稅負(fù)的最終承擔(dān)者。政府對(duì)商品課稅會(huì)降低納稅人的實(shí)際購(gòu)買能力，進(jìn)而降低居民消費(fèi)水平。5）營(yíng)業(yè)稅對(duì)居民消費(fèi)水平存在影響。營(yíng)業(yè)稅是與增