左雨婷 武麗

摘 要：稅收與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民生活密切相關(guān)，各種經(jīng)濟(jì)變量綜合影響著稅收收入的規(guī)模.文章利用安徽省2001-2018年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立嶺回歸模型，研究了第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、財(cái)政支出、社會消費(fèi)品零售總額和固定資產(chǎn)投資總額對安徽省稅收收入的影響.結(jié)果顯示，對安徽省稅收收入影響程度由大到小的因素依次為：第二產(chǎn)業(yè)增加值、財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資總額、社會消費(fèi)品零售總額、第三產(chǎn)業(yè)增加值.基于此提出進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、完善財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、注重稅收改革效率和推動(dòng)居民消費(fèi)升級的對策建議.

關(guān)鍵詞：稅收收入;影響因素;嶺回歸

中圖分類號：F810.42? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1673-260X（2020）05-0066-06

1 引言

稅收既是國家財(cái)政收入的主要來源，又是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素.隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，稅收收入也在不斷增長.2001至2018年間安徽省GDP總量由3246.71億元上升到30006.82億元，增加了8.24倍，而稅收收入由164.16億元上升到了2180.74億元，增加了12.29倍，出現(xiàn)稅收收入增速超GDP增長現(xiàn)象，這也是全國各省普遍存在的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象.通過小口徑計(jì)算的安徽省宏觀稅負(fù)，2001年至2004年逐年下降，2005年至2015年逐年上升，2016年至今繼又呈現(xiàn)逐年下降的趨勢.較高的稅負(fù)會給企業(yè)帶來較高的經(jīng)營成本，影響企業(yè)的投資及再生產(chǎn)，使企業(yè)的收入減少，給經(jīng)濟(jì)運(yùn)行帶來負(fù)擔(dān)，從而引起稅基的減少.基于稅收與經(jīng)濟(jì)的雙向影響機(jī)制，自2018年以來，國家全面推進(jìn)減稅降費(fèi)政策，使企業(yè)和個(gè)人都享受到減稅政策的福利，既保持企業(yè)活力，又?jǐn)U大內(nèi)需，以此實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展.安徽省高度重視并積極落實(shí)減負(fù)工作部署，把減輕企業(yè)負(fù)擔(dān)作為深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和進(jìn)一步優(yōu)化商營環(huán)境的突破口以及穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長大局的重要工作.因此，深入研究安徽省各個(gè)經(jīng)濟(jì)因素對稅收收入的影響，對完善稅制結(jié)構(gòu)以及鞏固和拓展減稅降費(fèi)成效具有一定的理論意義和實(shí)際意義.

2 文獻(xiàn)綜述

早期很多學(xué)者側(cè)重于研究稅收收入增長與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系.樊麗明和張斌（2000）通過對GDP進(jìn)行分解，分析了經(jīng)濟(jì)增長與稅收收入關(guān)聯(lián)的具體傳導(dǎo)機(jī)制，發(fā)現(xiàn)在稅收制度及稅收征管的效率和水平相對穩(wěn)定的一段時(shí)期內(nèi)，稅收收入水平主要取決于經(jīng)濟(jì)增長所引起的可稅GDP與應(yīng)稅GDP結(jié)構(gòu)的變動(dòng)[1].孫玉柱（2006）對1994-2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)雖然經(jīng)濟(jì)增長是稅收增長的主要因素，但是經(jīng)濟(jì)增長對稅收增長的貢獻(xiàn)存在較大的波動(dòng)[2].胡怡建和潘雷馳（2007）利用1978-2006年的數(shù)據(jù)并對稅收政策賦值，發(fā)現(xiàn)GDP增長率和稅收增長率之間的相關(guān)性并不大，而稅收政策的調(diào)整以及前一期稅收增長率形成的對下期增長的預(yù)期才是稅收增速變化的主要原因[3].

后期隨著研究的深入，學(xué)者們將更多的因素納入研究范疇，并將其量化到計(jì)量模型中，分析其對稅收收入的具體影響.楊得前（2014）運(yùn)用因子分析和回歸分析模型對我國2000-2010年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明稅源質(zhì)量因子的數(shù)值的增加會擴(kuò)大稅收收入規(guī)模，而非稅收入因子的增加會減少稅收收入規(guī)模，且二者影響稅收規(guī)模的同時(shí)并不會對稅收結(jié)構(gòu)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響[4].黃一杰和祝捷（2015）在經(jīng)濟(jì)增長、財(cái)政支出、商品零售價(jià)格指數(shù)三個(gè)影響指標(biāo)的基礎(chǔ)上引入稅制改革因素，建立分段多元回歸模型，分析各個(gè)因素對稅收收入的影響程度[5].郭樹華等（2018）選取云南省1988-2016年相關(guān)數(shù)據(jù)，引入經(jīng)濟(jì)因素、政府因素和宏觀因素三類指標(biāo)，以1994年為分段點(diǎn)建立模型，分析了各因素對云南省稅收收入的影響[6].

基于以往的研究文獻(xiàn)來看，既有對中國整個(gè)稅收收入影響因素的研究，又有細(xì)化到對某個(gè)省份稅收收入影響因素的研究，但是少有文獻(xiàn)對安徽省稅收收入影響進(jìn)行深入地研究分析.此外，隨著稅制改革的不斷推進(jìn)，各種因素對稅收收入規(guī)模的影響處于動(dòng)態(tài)變化的過程.根據(jù)學(xué)者們的研究成果來看，選取不同的變量和不同的樣本，所得出的結(jié)論不盡相同.因此選取安徽省稅收收入相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，得出相關(guān)結(jié)論，對省級稅收政策具體的執(zhí)行提供更加科學(xué)的建議，具有更強(qiáng)的適用性.

3 計(jì)量模型的設(shè)定

3.1 計(jì)量模型的選擇

一般情況下，研究多個(gè)因素與某一經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系時(shí)，最常用的計(jì)量方法就是多元線性回歸.通過建立多元線性回歸模型，既可以得到影響因素對研究對象的正負(fù)效應(yīng)，又可以得到其影響程度的大小.此外在合理的誤差之內(nèi)，還能夠進(jìn)行預(yù)測，從而為進(jìn)一步的決策提供合理依據(jù).然而，對于解釋變量來說，如果所選的多個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)有著共同的發(fā)展趨勢，那么就很可能會引起多重共線性問題.在模型存在共線性的情況下，會造成普通最小二乘法下的估計(jì)量無效，變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義以及參數(shù)估計(jì)量的經(jīng)濟(jì)意義不合理等后果.解決多重共線性常用的方法包括逐步回歸和嶺回歸.

3.2 嶺回歸基本原理

嶺回歸（Ridge Regression）最初由Hoerl在1962年提出，1970年Hoerl與Kennard合作后進(jìn)一步發(fā)展了該方法.嶺回歸實(shí)際上是一種改良的最小二乘回歸法，通過在最小二乘的基礎(chǔ)上加入一個(gè)懲罰函數(shù)的限制，放棄部分原始信息、降低擬合精度，從而改善復(fù)共線性時(shí)最小二乘估計(jì)的均方誤差，使回歸系數(shù)趨于穩(wěn)定.

假設(shè)多元線性模型可表示為：

其中，Y為被解釋變量，X為解釋變量，β為回歸參數(shù)，？著為隨機(jī)誤差.

則β的最小二乘估計(jì)為：

當(dāng)解釋變量之間存在復(fù)共線性時(shí)|XX|≈0，如果給XX加上一個(gè)對角矩陣kI（k>0），那么XX+kI接近奇異的程度就會比XX接近奇異的程度小得多，則可以得到β的嶺回歸估計(jì)：

其中，k為嶺回歸參數(shù).嶺回歸判斷k值的方法主要有嶺跡法、方差擴(kuò)大因子法和殘差平方和法.本文選取最常用的嶺跡法來尋找?guī)X回歸參數(shù)k的最佳值，嶺跡法選擇k值的一般遵循以下原則：各回歸系數(shù)的嶺估計(jì)基本穩(wěn)定;用最小二乘估計(jì)時(shí)符號不合理的回歸系數(shù)，其嶺估計(jì)的符號變得合理;回歸系數(shù)沒有不合乎經(jīng)濟(jì)意義的絕對值;殘差平方和增大不太多[7].

3.3 指標(biāo)建立與數(shù)據(jù)說明

本文參考學(xué)者們已有的研究經(jīng)驗(yàn)，并結(jié)合安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，遵循相關(guān)性和數(shù)據(jù)的可得性原則，最終選取了五個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，作為對稅收收入的解釋變量，分別是：第二產(chǎn)業(yè)增加值（X1）、第三生產(chǎn)增加值（X2）、財(cái)政支出（X3）、社會消費(fèi)品零售總額（X4）和固定資產(chǎn)投資總額（X5）.以上所有指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來源于安徽省統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)中公布的《統(tǒng)計(jì)年鑒》，根據(jù)樣本研究時(shí)間段，具體選自2002-2019年《統(tǒng)計(jì)年鑒》中對應(yīng)的指標(biāo)數(shù)據(jù).

第二、三產(chǎn)業(yè)增加值是安徽省稅收收入的主要來源，其占安徽省GDP的比例逐年增大，已由2001年的76.57%增長到2018年的91.21%.二、三產(chǎn)業(yè)與稅收的互動(dòng)關(guān)系一直是學(xué)者們比較關(guān)注的問題，二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)生的剩余價(jià)值是稅收的稅基，很大程度上決定了稅收總量，稅制的設(shè)計(jì)反過來又會影響不同行業(yè)的發(fā)展[8].財(cái)政支出是稅收收入的主要用途，稅收收多少，很大程度上取決于當(dāng)年的財(cái)政預(yù)算，所以財(cái)政支出與稅收的關(guān)聯(lián)性非常大，是研究稅收收入影響時(shí)必不可少的因素.社會消費(fèi)品零售總額是研究人民生活、社會消費(fèi)品購買力等問題，以及反映居民收入、物價(jià)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生活水平等經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展方面的重要指標(biāo)[9].消費(fèi)者是增值稅和消費(fèi)稅的最終承擔(dān)者，社會消費(fèi)的增長，一方面促進(jìn)了稅收的增加，另一方面減少企業(yè)存貨的積累，加速企業(yè)生產(chǎn)流通，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)循環(huán)，對經(jīng)濟(jì)和稅收都會產(chǎn)生直接的影響.固定資產(chǎn)投資是企業(yè)再生產(chǎn)的重要手段，我國實(shí)行的消費(fèi)型增值稅允許外購固定資產(chǎn)進(jìn)行相應(yīng)的扣除，能夠刺激企業(yè)的投資活動(dòng)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，間接影響稅基，從而影響稅收總量.

4 實(shí)證分析

4.1 普通最小二乘法回歸

使用SPSSAU軟件通過最小二乘法對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到如下回歸結(jié)果：

從表1可知，將第二、三產(chǎn)業(yè)增加值、財(cái)政支出、社會消費(fèi)品零售總額和固定資產(chǎn)投資總額作為解釋變量進(jìn)行線性回歸分析，模型的R2值為0.998，意味著上述變量對稅收收入變動(dòng)的解釋能力達(dá)到99.75%，回歸方程的擬合優(yōu)度非常好.在5%的顯著水平上，統(tǒng)計(jì)量F=971.639>F（5，12），且其臨界概率p=0.000<0.01，說明解釋變量對稅收收入的共同影響是顯著的.但是從單個(gè)變量的影響來看，只有X1和X2通過了t檢驗(yàn)，也即第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值對稅收收入的影響是顯著的，而財(cái)政支出、社會消費(fèi)品零售總額和固定資產(chǎn)投資總額對稅收收入的影響并不顯著.從回歸系數(shù)來看，雖然第三產(chǎn)業(yè)增加值通過了t檢驗(yàn)，但是其回歸系數(shù)值為負(fù)，意味著第二產(chǎn)業(yè)增加值會對稅收產(chǎn)生顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這顯然與實(shí)際不相符.從第二產(chǎn)業(yè)對稅收的影響機(jī)制來看，稅收收入很大一部分來源于第二產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)的增加值會帶動(dòng)增值稅、消費(fèi)稅和營業(yè)稅（營改增之前）的增長，從而增加稅收收入，二者應(yīng)當(dāng)呈正相關(guān)關(guān)系.

之所以會產(chǎn)生以上的結(jié)果，很可能是因?yàn)榻忉屪兞烤鶠楹暧^經(jīng)濟(jì)變量，具有共同的發(fā)展趨勢，有顯著的相關(guān)關(guān)系，從而產(chǎn)生了多重共線性.可以通過考察膨脹膨脹系數(shù)VIF來判斷模型是否存在共線性，根據(jù)表1的結(jié)果可見，解釋變量的膨脹系數(shù)VIF分別為227.849、115.101、624.858、503.379、392.734，全部明顯大于10，說明模型存在嚴(yán)重的多重共線性.

下面使用逐步回歸方法來修正模型，從而剔除引起多重共線性的解釋變量.分別做Y對X1、X2、X3、X4和X5的一元回歸，判斷解釋變量是否通過t檢驗(yàn)并比較調(diào)整后的可決系數(shù)？R2的大小，結(jié)果如表2所示.

結(jié)果顯示，含有解釋變量X3的回歸方程R2最大，以為X3基礎(chǔ)，順次加入其他解釋變量進(jìn)行逐步回歸，結(jié)果如表3所示.

觀察回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，分別加入X4、X5之后，既沒有增大調(diào)整的可決系數(shù)，也沒有通過t檢驗(yàn);分別加入X1、X2之后，雖然調(diào)整的可決系數(shù)R2增大了，但是其變量本身的t檢驗(yàn)卻都不顯著.這表明引入剩下的四個(gè)變量中任意一個(gè)變量都會產(chǎn)生嚴(yán)重的多重共線性，因此，逐步回歸并不能解決該模型的多重共線性問題.于是，下一步通過運(yùn)用嶺回歸來解決本模型的多重共線性問題.

4.2 嶺回歸

首先運(yùn)用SPSSAU軟件通過嶺回歸進(jìn)行模型的初步擬合，得到嶺跡圖（見圖1）用來確定最佳嶺回歸參數(shù)k的值.圖中橫坐標(biāo)表示嶺回歸參數(shù)k，縱坐標(biāo)表示解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù).

其次，觀察嶺跡圖的變化趨勢.通過嶺跡圖可以清晰地看出，隨著k值的增大，各個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)逐漸趨于穩(wěn)定，當(dāng)k取0.3以后，解釋變量的系數(shù)基本不變，因此取最佳嶺回歸參數(shù)k=0.3.

最后，將k=0.3帶入模型中，得到嶺回歸模型的相關(guān)參數(shù)，如表4所示.

觀察結(jié)果可以看到，調(diào)整后的可決系數(shù)R2為0.980，與多元線性回歸模型的R2相比，雖然略有下降，但是下降幅度非常小，在可接受范圍之內(nèi).此外，嶺回歸模型的解釋變量均通過了t檢驗(yàn)，解決了原模型的共線性問題，因此嶺回歸模型較好地將所選數(shù)據(jù)進(jìn)行了擬合.

由非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)可以得到非標(biāo)準(zhǔn)化的嶺回歸方程為：

Y=29.772+0.038X1+0.028X2+0.071X3+0.034X4

+0.013X5;

由標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)可以得到標(biāo)準(zhǔn)化嶺回歸方程為：

Y*=0.232X1*+0.143X2*+0.210X3*+0.173X4*

+0.185X5*.

5 結(jié)論和建議

5.1 主要結(jié)論

通過以上計(jì)量模型的建立與調(diào)整，最終可以依據(jù)嶺回歸估計(jì)的結(jié)果，得到所選經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對稅收收入的影響情況，主要結(jié)論如下：

5.1.1 根據(jù)非標(biāo)準(zhǔn)化嶺回歸方程可知，第二、三產(chǎn)業(yè)增加值和財(cái)政支出等因素對安徽省稅收收入產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系，但稅收收入對各個(gè)經(jīng)濟(jì)因素的彈性大小略有不同.第二產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，稅收收入平均增加0.038%;第三產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，稅收收入平均增加0.028%;財(cái)政支出每增加1%，稅收收入平均增加0.071%;社會消費(fèi)品零售總額每增加1%，稅收收入平均增加0.034%;固定資產(chǎn)投資總額每增加1%，稅收收入平均增加0.013%.由此可見，在所選經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中，安徽省稅收收入對財(cái)政支出的彈性最大，對固定資產(chǎn)投資總額的彈性最小.

5.1.2 根據(jù)非標(biāo)準(zhǔn)化的嶺回歸模型可知，各個(gè)指標(biāo)對稅收收入的影響程度從大到小依次為：第二產(chǎn)業(yè)增加值、財(cái)政支出、固定資產(chǎn)投資總額、社會消費(fèi)品零售總額、第三產(chǎn)業(yè)增加值.這與安徽省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財(cái)政收支情況基本吻合.從稅收與產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的角度考察，稅收來源于產(chǎn)業(yè)增加值，而在樣本選取時(shí)間段里，除了2002至2004年這三年以外，安徽省第二產(chǎn)業(yè)增加值均大于第三產(chǎn)業(yè)增加值，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是稅收中主要稅種增長的基礎(chǔ)，因此對稅收增長起到了主要作用.從政府財(cái)政收支的角度考察，財(cái)政支出主要來自財(cái)政收入，安徽省稅收收入占財(cái)政收入的占比一直在70%左右波動(dòng)，因此財(cái)政支出對稅收收入規(guī)模的影響也較大.其他三個(gè)因素?cái)?shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)相差并不大，但是都對安徽省稅收收入都有著很大影響.

5.2 相關(guān)建議

以上結(jié)論的分析，給出了各經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對安徽省稅收收入的影響程度，為了更加有效地調(diào)整經(jīng)濟(jì)與稅收之間的關(guān)系，可以從以下幾個(gè)方面進(jìn)行合理調(diào)控：

5.2.1 優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

從實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，安徽省的稅收主要來源于第二產(chǎn)業(yè)，反映了安徽省的制造業(yè)及加工型企業(yè)的規(guī)模及發(fā)展?fàn)顩r較好，然而也暴露了其現(xiàn)代化的第三產(chǎn)業(yè)資源配置效率相對較低，因此在繼續(xù)擴(kuò)大第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢的同時(shí)，可以考慮適當(dāng)鼓勵(lì)、引導(dǎo)省內(nèi)新興現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)更好的發(fā)展，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，為稅收的穩(wěn)定增長添加新動(dòng)力.

5.2.2 完善財(cái)政支出結(jié)構(gòu)

財(cái)政支出較大程度上影響了安徽省稅收收入規(guī)模，因此應(yīng)當(dāng)保證稅收與財(cái)政支出的均衡與協(xié)調(diào)發(fā)展.逐步調(diào)整和完善財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，合理配置資源，兼顧公平與效率原則，做好財(cái)政支出的“加減法”.一方面，適度加大財(cái)政支出力度，重點(diǎn)增加科技創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)保、“三農(nóng)”、民生等領(lǐng)域的投入.另一方面，繼續(xù)壓縮一般性支出，從嚴(yán)控制行政事業(yè)單位開支，增大信息公開的透明度，提高行政效率.此外，還要加強(qiáng)預(yù)算績效管理制度，實(shí)施高效的監(jiān)督機(jī)制，多方位完善財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，從而使稅收收入穩(wěn)步增長.

5.2.3 注重稅收改革效率

無論是對個(gè)人還是對企業(yè)來說，稅收優(yōu)惠政策的實(shí)施無疑減輕了納稅主體的負(fù)擔(dān)，也為納稅主體進(jìn)行合理的稅收籌劃提供了更多的選擇.但是稅收優(yōu)惠政策實(shí)施的最終效果如何，還是需要在運(yùn)行過一段時(shí)間之后才能評定.例如，固定資產(chǎn)加速折舊企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策擴(kuò)大到全部制造業(yè)領(lǐng)域后，增加了企業(yè)購進(jìn)固定資產(chǎn)當(dāng)期可抵減的成本，減少了企業(yè)的納稅成本，促進(jìn)企業(yè)資金的流動(dòng).在如此的稅收福利下，不乏有一些企業(yè)可能為了延期納稅或者少繳稅款，進(jìn)行不必要的固定資產(chǎn)的購置，造成資源的浪費(fèi)，從而影響稅基，這就有悖于政策實(shí)施的目的.因此，稅務(wù)部門在征管過程中，要及時(shí)考察政策實(shí)施的效率，密切關(guān)注企業(yè)生產(chǎn)投資狀況是否有明顯異常的現(xiàn)象.如果發(fā)現(xiàn)此類稅收籌劃的過分使用，應(yīng)當(dāng)根據(jù)實(shí)際情況給予相應(yīng)的警告或者處罰.

5.2.4 推動(dòng)居民消費(fèi)升級

推動(dòng)居民消費(fèi)升級有利于增強(qiáng)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用[10]，為稅收的增長添加穩(wěn)定性因素.隨著生活水平的提高，人們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)品質(zhì)和消費(fèi)渠道均發(fā)生了顯著變化.電商、外賣、綠色食品、新能源、共享經(jīng)濟(jì)等消費(fèi)產(chǎn)品和消費(fèi)方式已經(jīng)逐漸成為人們新時(shí)代的消費(fèi)習(xí)慣，因此可以通過推動(dòng)這些行業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，加快行業(yè)內(nèi)部優(yōu)化升級，從而改善商品和服務(wù)的結(jié)構(gòu)，提高商品和服務(wù)的品質(zhì).

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