我国税收收入影响因素的实证研究摘要：税收是我们国财政收入的基本因素，也影响着我国经济的发展。
本文通过查阅相关文献以及搜索相关的网站信息对分析我国税收收入影响因素进行一系列的文献综述，并通过Eviews计量经济学软件对税收收入的影响因素包括选取国内生产总值、财政支出、商品零售价格指数进行分析，得出相关结论并对我国财政收入方面给出一些建议。
关键词：税收收入、国内生产总值、财政支出、商品零售价格指数、计量分析引言:自1985年实行的利改税的税改以来，税收占财政收入的比重逐年上升，90年代已高达96%。
而1994年实施的全面税制改革又使得税收收入有了新的变化。
税收组织财政收入、调控经济运行和监督经济活动职能的发挥，成为国家非常关心的问题。
从进入新世纪，我国的经济发展面临着巨大的机遇和挑战。
在新经济背景下，基于知识和信息的产业发展迅猛，全球经济发展一体化日渐深入，中国成功加入WTO。
新形势下的经济发展是经济稳定和协调增长的结果，由于税收具有聚财与调控的功能，因而它在实现经济发展的过程中将发挥非常重要的作用，研究税收收入的影响因素对我国有着重要的意义。
一、理论综述高淑红在《我国税收收入的影响因素分析》一文中运用多重共线性检验和加权最小二乘估计法等计量经济学检验方法对税收收入与其影响因素做了相关计量分析，得出了以下分析结果与结论：1.国内生产总值对税收收入的影响国内生产总值与税收收入成正相关。
这表明，国内生产总值的增加会带来税收的增加。
正如前面所述，经济是税收收入的源泉，税收的增长离不开经济的增长，税收收入受经济发展的影响，而国内生产总值在很大程度上就反映我国的经济的发展状况。
2.财政收入对税收收入的影响税收收入与财政支出显著的正相关。
这表明，随着财政支出的增加，税收收入也会相应的增加，而且，其系数为0.7009，远高于国内生产总值的系数。
估计其原因，因为国家跟政府为了拉动经济增长，常常实施加大财政支出力度，从而使经济得到发展，各项税收相应的都有所增加，进而增加了税收的总收入。
二、实证分析（一）变量选取为了全面反映中国税收增长的全貌，选择包括中央和地方税收的“国家财政收入”中的“各项税收”（简称“税收收入”）作为被解释变量，以反映国家税收的增长；选择“国内生产总值（GDP）”作为经济整体增长水平的代表；选择中央和地方“财政支出”作为公共财政需求的代表；选择“商品零售物价指数”作为物价水平的代表。
Y—税收收入（亿元）X1—国内生产总值（亿元）X2—国家财政支出（亿元）X3—商品零售价格指数（以1986年为基期100）（二）数据取得以下数据来源于《中国统计年鉴》，单位均为亿元。
年份国内生产总值国家财政支出商品零售物价指数（上年=100) 税收收入1986 10275.18 2204.91 106 2090.73 1987 12058.62 2262.18 107.3 2140.36 1988 15042.82 2491.21 118.5 2390.47 1989 16992.32 2823.78 117.8 2727.4 1990 18667.82 3083.59 102.1 2821.86 1991 21781.5 3386.62 102.9 2990.17 1992 26923.48 3742.2 105.4 3296.91 1993 35333.92 4642.3 113.2 4255.3 1994 48197.86 5792.62 121.7 5126.88 1995 60793.73 6823.72 114.8 6038.04 1996 71176.59 7937.55 106.1 6909.82 1997 78973.03 9233.56 100.8 8234.04 1998 84402.28 10798.18 97.4 9262.8 1999 89677.05 13187.67 97 10682.58 2000 99214.55 15886.5 98.5 12581.51 2001 109655.2 18902.58 99.2 15301.38 2002 120332.7 22053.15 98.7 17636.45 2003 135822.8 24649.95 99.9059 20017.312004 159878.3 28486.89 102.8062 257182005 183867.9 33930.28 100.7774 308662006 210871 40422.73 101.0282 376362007 257305.6 49781.35 103.8 45621.97 2008 300670 62592.66 105.9 54223.79 2009 340506.87 76299.93 98.8 59521.59 2010 397983 89874.16 103.1 773902011 471564 108930 104.9 89720.31 2012 519322 124300 102 110740表1. 1986-2012年我国税收收入相关因素统计表（三）模型的建立与构造在EVIEWS软件中输入数据，观察Y与三个解释变量X1、X2、X3之间的散点图，如图1、图2、图3所示：图1图2图3由以上散点图发现存在较强的线性关系，故此选择建立线性模型。
建立模型：(四)模型参数估计与回归结果基本分析利用EVIEWS 软件对数据进行普通最小二乘回归，得到如图4结果：图4332459.562769364.01021407.0847.6399Y X X X +++-=(-0.887261) (0.778066) (6.720461) (0.866755)996089.0R 2= 995579.0n 2=R 484.1952=F（五）模型检验 1.经济意义检验我国税收收入与、财政支出及呈正相关关系，当国内其他因素不变时，中国内生产总值每增加1单位，我国税收收入增加0.021407单位；当国内其他因素不变时，财政支出每增加1单位，我国税收收入增加0.769364单位；当其他因素不变时，商品零售物价指数每增加1单位，我国税收收入增加56.32459单位，三者与税收收入呈正相关符合现实经济意义。
2.统计检验由=0.996089，=0.995579与1十分接近，说明模型拟合优度很好。
F统计量等于1952.484大于5%显著性水平下F（3，23）的临界值3.03，表明模型整体的显著性较高。
除X1与X3外，X2的t检验值大于5%显著性水平下自由度为23的临界值2.069，通过了变量的显著性检验。
故还须对模型进行计量经济学检验并作出修正。
3.计量检验（1）多重线性检验①对各解释变量进行多重共线性检验利用EVIEWS软件得到各变量间相关系数矩阵表：从系数矩阵表中看出，X1与X2之间的相关系数较高，可能存在多重共线性。
②修正多重共线性Ⅰ.用EVIEWS分别对Y与各解释变量X1、X2、X3做最小二乘回归：∧Y =-4528.889+0.202249*1X (-4.674335) (42.47105)=2R 0.986330 624684.0DW =∧Y =109.9989+0.855977*2X(0.225539) (78.13336)995922.0R 2= 834471.1=DW∧Y=150052.0-1196.1*X3(1.680302) (-1.406896)DWR2=114948.073366.0=以上3个方程根据经济理论和统计检验得出，财政支出X2是最重要的解释变量（t检验值=78.13336也最大），从而得出最优简单回归方程Y=f(X2)。
Ⅱ.对模型进行逐步回归，在初始模型的基础上加入解释变量X1与X3，得到如下回归结果：加入X1，∧Y =-185.5798+0.012221*1X +0.804785*2X(-0.235964) (0.483866) (7.564988) 加入X3,∧Y =-3810.262+0.857975*X2+36.84975*X3(-0.00377) (74.27060) (0.619588)由以上数据构成表格如下： C X1 X2 X3 2RY=f(X2)109.9989 (0.225539)0.855977 (78.13336)0.995922Y=f(X1,X2)-185.5798(-0.235964) 0.012221 (0.483866) 0.804785(7.564988)0.995961Y=f(X2,X3)-3810.262 (-0.00377)0.857975(74.27060) 36.84975(0.619588) 0.995986Y=f(X1,X2,X3) -6399.847(-0.887261) 0.021407 (0.778066) 0.769364(6.720461) 56.32459(0.866755)0.996089分析：第一步，在初始模型中引入X1,模型拟合优度提高，但X1参数未能通过t 检验。
第二步，再初始模型中引入3X ，模型拟合优度提高，但3X 参数未能通过t 检验。
第三步，而同时引入1X 3X ，模型拟合优度提高，但1X 3X 参数均未能通过t 检验。
表明，最终的税收收入函数应以Y=f(2X )为最优，拟合结果如下：∧Y =109.9989+0.855977*2X(0.225539) (78.13336)995922.0R 2= 834471.1=DW （2）异方差检验 ①异方差检验首先利用EVIEWS做出残差平方项resid^2与X2的散点图12所示：图12由以上散点图表示可能存在异方差。
图13由图13显示回归方程的残差分布有明显的扩大趋势，表明方程存在异方差。
再利用EVIEWS进行怀特检验，结果如下：此时=12.35168大于5%显著性水平下自由度为2的分布临界值5.99，因此存在异方差。
②模型异方差的修正定义w1=1/abs(resid)作为权数，对模型进行加权最小二乘回归结果如下：XY=90.66436+0.859155*2(5.275388) (347.8112)进行加权最小二乘修正后的模型拟合度达到接近百分之百，同时解释变量的t检验值均显著提高，表面解释能力增强，整个模型的解释能力提高。
（3）序列相关性检验①序列相关性检验LM检验：含一阶滞后残差项的辅助回归为003607.0R 2=于是LM=26*0.003607=0.093782 该值小于显著性水平为5%、自由度为1的2χ分布的临界值()84.32205.0=χ由此判断原模型不存在序列相关性（六）模型修正经过对原模型进行的统计检验和计量检验，现模型修正如下：∧Y =90.66436+0.859155*2X(5.275388) (347.8112)模型的拟合优度为99.9984 %，且变量前系数符合均符合经济意义，税收收入与政府财政支出呈正相关。