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序論：在您撰寫產(chǎn)值和稅收的關系時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導您走向新的創(chuàng)作高度。
關鍵詞：國內(nèi)生產(chǎn)總值 稅收 VAR模型
經(jīng)濟是稅收的源泉，經(jīng)濟決定稅收，而稅收作為財政支出的主要來源又反作用與經(jīng)濟，對經(jīng)濟增長具有促進作用，這是稅收與經(jīng)濟增長關系的一般原理。經(jīng)濟決定稅源，稅源和稅制決定稅收收入能力，另外征管力度、納稅意識等也會在一定程度上影響稅收。雖然在影響宏觀經(jīng)濟指標中有很多對稅收具有明顯的甚至決定性的意義，但是要找到一個最能代表經(jīng)濟的規(guī)范指標當屬國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），GDP是衡量經(jīng)濟的核心指標，是最大的稅源。本文立足國內(nèi)生產(chǎn)總值與稅收的關系研究，通過計量經(jīng)濟學向量自回歸模型（VAR模型）試圖對二者的關系做一些探討，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)背后所隱藏的一些規(guī)律。
一、模型的建立和分析
1、VAR模型的估計
我們用lnGDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，lnREV表示各項稅收，lnGDP和lnREV的時間序列圖如下：
兩個序列都是帶有趨勢的非平穩(wěn)序列，明顯存在某種均衡關系，可構建標準型VAR模型：
LnGDPt=a+∑bilnGDPt-i+∑cilnREVt-i+e1t
LnREVt=a+∑bilnREVt-i+∑cilnGDPt-i+e2t
使用Eviews軟件，判斷出最佳滯后期為2期，對lnGDP和lnREV進行VAR模型估計得到如下估計結果：
表1：lnGDP與lnREV的VAR模型估計結果
LNGDP LNREV
LNGDP（-1） 1.753828 0.552307
（0.14835） （0.45308）
[ 11.8225] [ 1.21901]
LNGDP（-2） -0.809236 -0.412910
（0.14768） （0.45103）
[-5.47983] [-0.91549]
LNREV（-1） -0.107512 0.880757
（0.07115） （0.21731）
[-1.51101] [ 4.05293]
LNREV（-2） 0.162900 -0.015769
（0.07435） （0.22707）
[ 2.19107] [-0.06945]
C 0.164677 -0.216936
（0.10543） （0.32201）
[ 1.56192] [-0.67370]
R-squared 0.999024 0.990994
Adj. R-squared 0.998862 0.989493
Sum sq. resids 0.048118 0.448844
S.E. equation 0.044776 0.136755
F-statistic 6143.463 660.2425
Log likelihood 51.67112 19.29222
Akaike AIC -3.218698 -0.985671
Schwarz SC -2.982957 -0.749930
Mean dependent 10.54241 8.572490
S.D. dependent 1.327138 1.334164
Determinant resid covariance （dof adj.） 3.12E-05
Determinant resid covariance 2.14E-05
Log likelihood 73.61892
Akaike information criterion -4.387512
Schwarz criterion -3.916030
代數(shù)表達式為：
Estimation Proc：
===============================
LS 1 2 LNGDP LNREV @ C
VAR Model：
===============================
LNGDP = C（1，1）*LNGDP（-1） + C（1，2）*LNGDP（-2） + C（1，3）*LNREV（-1） + C（1，4）*LNREV（-2） + C（1，5）
LNREV = C（2，1）*LNGDP（-1） + C（2，2）*LNGDP（-2） + C（2，3）*LNREV（-1） + C（2，4）*LNREV（-2） + C（2，5）
估計出的VAR模型方程為：
VAR Model - Substituted Coefficients：
===============================
LNGDP = 1.753828311*LNGDP（-1） - 0.8092356372*LNGDP（-2） - 0.1075123231*LNREV（-1） + 0.1629003376*LNREV（-2） + 0.1646767896
LNREV = 0.5523070215*LNGDP（-1） - 0.4129102447*LNGDP（-2） + 0.8807567894*LNREV（-1） - 0.01576937133*LNREV（-2） - 0.2169361887
2、脈沖響應函數(shù)
脈沖響應函數(shù)的圖形輸出結果如下：
左上圖為lnGDP對自身的響應函數(shù)的時間路徑，其脈沖影響在第1期大約為0.04，以后逐期上升，并在第5期后趨于穩(wěn)定，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長會引起后面各時期國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，且增長的彈性系數(shù)呈現(xiàn)變大后趨于穩(wěn)定的規(guī)律。
左下圖為lnREV對lnGDP實施沖擊，lnGDP的響應函數(shù)時間路徑一直為正且比較平坦，說明各項稅收的增加能引起后面各時期國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，且這種增長是持續(xù)穩(wěn)定的。
右上圖為lnGDP對lnREV實施沖擊，lnREV的響應函數(shù)時間路徑，在第1期的時候脈沖影響幾乎為0，在以后各期先略微下降后逐漸上升，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長會引發(fā)后面各時期的各項稅收的增加。
右下圖為lnREV對自身的響應函數(shù)時間路徑，響應路徑一直為正，且呈現(xiàn)先下降后趨于平穩(wěn)的趨勢，說明各項稅收的增長會引發(fā)后面各時期稅收的增長，且增長的彈性呈現(xiàn)下降的規(guī)律。
3、方差分解
結果如圖所示：
左上圖為lnGDP對自身的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且小幅下降，這說明當期國內(nèi)生產(chǎn)總值對后面各時期國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻較為穩(wěn)定，隨后各期中自身變動的貢獻率維持在80%以上。
左下圖為lnGDP對lnREV的方差分解時間路徑，時間路徑快速上升并最終趨于平緩，說明lnGDP對lnREV的貢獻率穩(wěn)定增長。
右上圖為lnREV對lnGDP的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且小幅下降后上升，這說明lnREV對lnGDP的貢獻率穩(wěn)定在0%～10%之間。
右下圖為lnREV對自身的貢獻率處于不斷下降之中，當期各項稅收對后面?zhèn)€時期的稅收的貢獻越來越小。
4、Granger因果關系檢驗
表2：lnGDP與lnREV的Granger因果關系檢驗
Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability
LNREV does not Granger Cause LNGDP 29 2.49636 0.10353
LNGDP does not Granger Cause LNREV 1.08989 0.35232
由上圖可知，lnREV不是lnGDP的Granger原因的概率是0.10353，說明各項稅收對經(jīng)濟增長有較大的推動作用，這種推動作用比較明顯；同理，lnGDP不是lnREV的Granger原因的概率是0.35232，說明經(jīng)濟增長會刺激各項稅收的增加，但這種刺激作用沒有前者明顯。
二、結論與建議
從以上的模型分析中，我們可以較為準確的得出國內(nèi)生產(chǎn)總值與各項稅收之間的關系，稅收的增長對國內(nèi)生產(chǎn)總值具有較大的推動作用，這種持續(xù)穩(wěn)定的推動作用恰恰驗證了稅收作為財政支出的主要來源對于經(jīng)濟增長的重要作用；而另一方面，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長對于稅收增加也具有推動作用，但是這種推動作用卻沒有前者明顯，并且處于相對較低的水平，這也就從一個方面解釋了我國的稅收增幅持續(xù)高于國內(nèi)生產(chǎn)總值增幅，這其中的原因是多方面的，有GDP質量的提高帶來的稅收額增幅的加大，也有產(chǎn)業(yè)結構的升級帶來的財政賦稅的增加，同時也有政府稅收征管水平的提高以及稅種的創(chuàng)新設計等諸多原因。
雖然我國近幾年的稅收處于正常的增長范圍，但總體而言，稅收收入并不是越多越好，其增長速度應當適度，拉弗曲線也正說明了這一點。稅收水平只有適應經(jīng)濟發(fā)展水平，才能有可靠的經(jīng)濟增長基礎。如果財稅負擔過重，稅收收入增長過快，必然影響正常的國民收入比例關系，加重企業(yè)和群眾的負擔，影響經(jīng)濟增長，反過來制約稅收收入的持續(xù)增長。保持稅收與經(jīng)濟合理的比例關系，是確保稅收收入長期、穩(wěn)定增長的前提。首先，要把握好稅收收入彈性系數(shù)的合理比例。也就是說，稅收收入的平均增長速度應等于或略高于經(jīng)濟增長的速度。在此基礎上，要依據(jù)國家政策，深入研究稅源的所有制結構、產(chǎn)業(yè)結構和國民收入結構，調(diào)整完善現(xiàn)有財稅結構，使稅收收入建立在現(xiàn)實經(jīng)濟增長的基礎之上。
參考文獻：
[1] 龔睿、岳桂寧，稅收與經(jīng)濟的關系，《當代經(jīng)濟》2009年12月（下）
[2] 王慧，淺析稅收收入與經(jīng)濟增長，《山東商業(yè)會計》2008年3月
[3] 李靜，經(jīng)濟增長與稅收關系問題研究，《新西部》2007年2月
[4] 古麗娜爾?阿不都拉，我國稅收超GDP增長的原因探析，《經(jīng)濟問題探索》2010年第2期
關鍵詞：經(jīng)濟結構 資源型經(jīng)濟 稅收
受益于豐富煤炭儲量和產(chǎn)業(yè)的高增長，陜西產(chǎn)煤區(qū)經(jīng)濟快速持續(xù)發(fā)展。但是，這種靠煤炭資源單一發(fā)展的經(jīng)濟模式弊端已經(jīng)初現(xiàn)，以黃陵縣為例。
一、經(jīng)濟結構與稅收縫隙
根據(jù)2013年數(shù)據(jù)，黃陵縣探明煤炭儲量27.3億噸，煤炭產(chǎn)值為96.63億元，占當年工業(yè)總產(chǎn)值（136.35億元）的70.87%，占國民生產(chǎn)總值GDP（159.95億元）的60.41%。煤炭產(chǎn)值所占經(jīng)濟工業(yè)指標比重之大，經(jīng)濟對于煤炭工業(yè)的高倚重度，表明黃陵縣屬于典型的單一資源型經(jīng)濟。
而過度依賴單一或寡數(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展的單一經(jīng)濟結構，無疑會增加經(jīng)濟的運行風險。
從表中可以看到，2008-2011年，煤炭市場處于上行期，原煤價格、產(chǎn)值和銷售額都在上漲。到2012年，黃陵縣原煤產(chǎn)值和銷售額雖然在增長，但在價格下降的因素影響下，增幅開始下降。而到2013年，在煤炭產(chǎn)量同比增長3.51%和銷量同比增長8.22%的情況下，價格每噸同比下降16.75%，產(chǎn)、銷量的微小拉動無法抵消價格的大幅下滑，導致原煤產(chǎn)值和銷售額縮水。說明黃陵縣煤炭市場已經(jīng)進入下行期，開始影響黃陵縣整體經(jīng)濟。
二、GDP與稅收的關系
根據(jù)1987年世界銀行的一份調(diào)查報告顯示，一個國家的宏觀稅負水平和該國的人均GDP呈正相關。利用黃陵縣數(shù)據(jù)，以GDP為自變量，國稅收入為應變量進行回歸分析，得出線性方程：
Y=-4.057846+0.238146X （R2=0.978134 F=134.1976）
（-2.632035*）（11.58437**）
其中，“*”表示t檢驗值在5%的顯著性水平下通過檢驗，“**”表示t檢驗值在1%的顯著性水平下通過檢驗，結果符合預期：自變量的系數(shù)為正，國稅收入隨GDP的變動而正向變動。GDP是稅收的基礎，經(jīng)濟發(fā)展必然增加GDP總量，擴大稅收基礎，使稅收增加，反之，則會造成稅收減少。
稅收與GDP的線性關系說明稅收對經(jīng)濟運行狀況及GDP保有敏感度，但如果稅收增速快于經(jīng)濟增速即稅收彈性（Δt/t/Δy/y）大于1，會使得稅收對經(jīng)濟發(fā)展的敏感度加大，經(jīng)濟的微小波動必然會對稅收帶來較大影響，增加稅收風險。這有效解釋了在煤炭資源型經(jīng)濟條件下，煤炭市場下行對稅收產(chǎn)生縮減影響。
黃陵縣國稅收入從2008年的7.85億元增長到2012年的20.06億元，增長1.56倍，明顯快于GDP的增長。
三、政策建議
采取短、中、遠期扶持手段，幫助煤炭傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)度過難關。在短期，要降低煤炭行政收費，減輕企業(yè)壓力，穩(wěn)定煤炭市場供應；中期則加強政策傾斜，鼓勵煤炭企業(yè)升級改造，降本提效，拓展市場；遠期則要拉大煤基產(chǎn)業(yè)鏈，加快產(chǎn)業(yè)升級，大力發(fā)展煤能就地轉化和煤化工項目，提高產(chǎn)業(yè)附加值，建立循環(huán)、多元發(fā)展的新型工業(yè)化道路。
優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，培育具備發(fā)展?jié)摿Φ姆莻鹘y(tǒng)重點行業(yè)，推動經(jīng)濟和稅源結構更趨合理化，從而有效分散風險。2013年黃陵縣旅游業(yè)占全縣第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的56.89%，發(fā)展?jié)摿薮螅虼吮仨毤涌炻糜尉包c開發(fā)和轉型升級，延長旅游服務產(chǎn)業(yè)鏈條，實現(xiàn)文化與旅游結合的內(nèi)涵式發(fā)展，帶動酒店、餐飲、商貿(mào)等相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進本地勞動力就業(yè)。
參考文獻：
[1]胡永遠.從稅收視角看工業(yè)化：以湖南為例[J].稅務與經(jīng)濟， 2004，（3）
關鍵詞：稅收增長 經(jīng)濟增長 宏觀稅負
稅收增長與經(jīng)濟增長的關系問題是經(jīng)濟學研究的一個重要課題，經(jīng)濟決定稅收，稅收反作用于經(jīng)濟，市場經(jīng)濟越發(fā)展，稅收增長與經(jīng)濟增長的聯(lián)系就越密切。自1994年稅制改革以來，我國的稅收收入一直保持著較快的增長勢頭，2009年達59514.7億元，比1994年增長了近十一倍。稅收收入的大幅度增長為國民經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展提供了堅實的財力保障，但同時也引起了人們的關注：這種稅收的高速增長和我國的經(jīng)濟增長是否協(xié)調(diào)。宏觀稅負是稅收收入與GDP的比值，體現(xiàn)了社會產(chǎn)品在國家與納稅人之間的稅收分配數(shù)量關系，也體現(xiàn)了經(jīng)濟與稅收的關系。從宏觀上講，稅負高低會從整體上制約或促進一個國家的經(jīng)濟增長，反映了政府的社會經(jīng)濟職能及財政職能的強弱；從微觀上講，稅負的高低會影響納稅人對消費、儲蓄、投資以及勞動等行為的選擇，最終影響經(jīng)濟增長。因此，合理界定一定時期內(nèi)適度的稅負水平，對于保證政府履行其職能和促進經(jīng)濟增長有著重要意義，本文主要從宏觀稅負的角度研究稅收收入增長與經(jīng)濟增長的關系。
一、宏觀稅負的相關概念及其影響因素
（一）宏觀稅負的相關概念
1．稅收負擔
稅收負擔是指國家征收的稅款占納稅人稅源數(shù)量的比重，反映出稅款與社會新增財富之間的內(nèi)在關系。以不同主體為出發(fā)點，稅收負擔具有兩個方面的含義：一方面，從國家的角度看，稅收負擔反映出國家在稅收課征時的強度要求，即要征收多少稅收；另一方面，從納稅人的角度看，稅收負擔反映出納稅人在稅收繳納時的負擔水平，即承擔了多少稅款。
2．宏觀稅收負擔
宏觀稅收負擔是指一個國家在一定時期內(nèi)稅收總收入占當期社會新增財富的比重，反映出一定時期納稅人因國家課稅而承受的經(jīng)濟負擔水平，是一個受制于國家政治、經(jīng)濟、財稅體制等諸多因素的綜合經(jīng)濟指標。它的計算公式如下：
宏觀稅收負擔率=稅收總收入/國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）
(二) 我國宏觀稅負的影響因素
1．經(jīng)濟因素
經(jīng)濟因素對宏觀稅負的影響主要表現(xiàn)在兩個方面：（1）經(jīng)濟結構影響,特別是產(chǎn)業(yè)結構變動對宏觀稅負水平的形成影響較大。稅負較高的第二產(chǎn)業(yè)比重近年來不斷提高，而稅負較低的第一產(chǎn)業(yè)比重逐漸下降，成為推動宏觀稅負上升的一個重要結構性原因。2009年與1994年相比，第二產(chǎn)業(yè)比重提高了2個百分點，其中工業(yè)比重提高了2.5個百分點，同期第一產(chǎn)業(yè)比重下降8.5個百分點。(2) 經(jīng)濟運行質量改善的影響。在經(jīng)濟規(guī)模一定的情況下，經(jīng)濟運行質量越高，一定投入生產(chǎn)出的增加值和利潤的價值就越多，企業(yè)繳納的增值稅和所得稅增長速度就加快，相應地推動宏觀稅負水平的提高，如果出現(xiàn)相反的情況，經(jīng)濟運行質量下降，宏觀稅負也將相應下降。
2．財政體制因素
（1）稅制變動的影響，如增減稅種或調(diào)整稅率，稅收收入占GDP的比重便會發(fā)生變化。就現(xiàn)在的稅制來說：第一，過多的稅收優(yōu)惠在一定程度上削弱了稅收的正常增長機制．尤其是減免稅過多過亂，是導致稅收職能弱化，宏觀稅負下降的重要因素；第二，現(xiàn)行稅制結構中一些重要的稅種尚未設立，如社會保障稅的收入已具一定規(guī)模，如果把它計入稅收收入總量中，宏觀稅負也會有所提高。
（2）現(xiàn)行財稅體制中分配關系不完善。政府與企業(yè)、中央政府與地方政府的分配關系中，除稅收參與國民收入分配外，還存在著不規(guī)范的稅外分配主體與分配行為，由此造成以非稅收入形式存在的預算外資金收入。這就使得我國宏觀稅負的內(nèi)涵與國際標準有所不同，以稅收收入總量與GDP之比值計算的宏觀稅負，客觀上并沒有把納稅人的全部負擔計算在內(nèi)，如果把稅外收入(主要是具有稅收性質的收費收入)計算在內(nèi)，我國宏觀稅負可以有很大提高。
3．征管水平
征管水平是影響宏觀稅負水平的另一個重要因素。在理論稅負既定的情況下，征管水平高，就會有較高的宏觀稅負；征管水平低，宏觀稅負也隨之下降。從我國實際情況看，1994年實施新稅制后，除了經(jīng)濟增長、政策變動因素的影響外，征管因素是影響宏觀稅負的另一重要因素。2001年稅務系統(tǒng)推行“金稅工程”，2003年以后通過創(chuàng)新征管模式，實施精細化管理等，使征管效率和征管質量顯著提高，各主體稅種的征收率明顯上升。
4．無稅GDP的影響
在我國GDP中有相當一部分為無稅產(chǎn)值或低稅產(chǎn)值，如免稅工業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值等。根據(jù)對部分省份的典型調(diào)查 ，無稅產(chǎn)值、低稅產(chǎn)值約占GDP的15％左右，再扣除稅收收入總額中約10%的與經(jīng)濟增長無相關性部分，同時考慮GDP中可能存在的虛報夸大部分，人為追求政績、人為摻水現(xiàn)象，也使實際稅負大打折扣。如我國GDP統(tǒng)計口徑常常上下不盡一致，地方合計數(shù)往往比中央政府統(tǒng)計數(shù)多數(shù)千個億。
二、1994年-2009年我國稅收收入增長、經(jīng)濟增長及宏觀稅負水平變化狀況
經(jīng)濟增長一般以GDP增長來衡量，2009年我國GDP總量達到340507.0億元，以不變價格計算比上年增長9.1%，按當年價格計算比1994年增加了6倍，1994年-2009年間，我國GDP保持了10%左右的高速增長，成為世界上經(jīng)濟增長速度最快的國家。2009年我國稅收總收入完成59514.7億元，比2008年增長9.8%，增收5290.91億元。從表一可以看出受金融危機的影響，2009年稅收增長率自1994年稅制改革以來首次跌至10%以下，而在此之前的15年里稅收收入增長率平均能達到18%，遠在GDP增長率之上，稅收收入隨著經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)定較快增長，大大增強了國家財政實力，為全面建設小康社會、構建社會主義和諧社會提供了財力保證。從表二可以看出，1994年稅制改革后，我國宏觀稅負水平總體呈穩(wěn)步上升趨勢。上升趨勢，尤其是2002年以來，平均達16.22%
表一 1994-2009年稅收收入相關數(shù)據(jù)匯總表 單位：億元
年份
稅收收入
稅收增長率(%)
增收額
年份
稅收收入
稅收增長率（%）
增收額
1994
5126.88
2002
17636.45
15
2335.07
1995
6038.04
18
911.16
2003
20017.31
13
2380.86
1996
6909.82
14
871.78
2004
24165.68
21
4148.37
1997
8234.04
19
1324.22
2005
28778.54
19
4612.86
1998
9262.80
12
1028.76
2006
34804.35
21
6025.81
1999
10682.58
15
1419.78
2007
45621.97
31
10817.62
2000
12581.51
18
1898.93
2008
54223.79
19
8601.82
2001
15301.38
22
2719.87
2009
59514.7
9.8
5290.91
資 料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》2009年版，2009數(shù)據(jù)轉引自《2009年稅收收入增長的結構性分析》，中國財政，2009
表二 1994-2009年GDP及宏觀稅負相關數(shù)據(jù)匯總表 單位：億元
關鍵詞：稅收增長；經(jīng)濟增長；宏觀稅負
中圖分類號：F224 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2012）08-000-03
稅收增長與經(jīng)濟增長的關系問題是經(jīng)濟學研究的一個重要課題，經(jīng)濟決定稅收，稅收反作用于經(jīng)濟，市場經(jīng)濟越發(fā)展，稅收增長與經(jīng)濟增長的聯(lián)系就越密切。自1994年稅制改革以來，我國的稅收收入一直保持著較快的增長勢頭，2009年達59514.7億元，比1994年增長了近十一倍。稅收收入的大幅度增長為國民經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展提供了堅實的財力保障，但同時也引起了人們的關注：這種稅收的高速增長和我國的經(jīng)濟增長是否協(xié)調(diào)。宏觀稅負是稅收收入與GDP的比值，體現(xiàn)了社會產(chǎn)品在國家與納稅人之間的稅收分配數(shù)量關系，也體現(xiàn)了經(jīng)濟與稅收的關系。從宏觀上講，稅負高低會從整體上制約或促進一個國家的經(jīng)濟增長，反映了政府的社會經(jīng)濟職能及財政職能的強弱；從微觀上講，稅負的高低會影響納稅人對消費、儲蓄、投資以及勞動等行為的選擇，最終影響經(jīng)濟增長。因此，合理界定一定時期內(nèi)適度的稅負水平，對于保證政府履行其職能和促進經(jīng)濟增長有著重要意義，本文主要從宏觀稅負的角度研究稅收收入增長與經(jīng)濟增長的關系。
一、宏觀稅負的相關概念及其影響因素
(一)宏觀稅負的相關概念
1.稅收負擔
稅收負擔是指國家征收的稅款占納稅人稅源數(shù)量的比重，反映出稅款與社會新增財富之間的內(nèi)在關系。以不同主體為出發(fā)點，稅收負擔具有兩個方面的含義：一方面，從國家的角度看，稅收負擔反映出國家在稅收課征時的強度要求，即要征收多少稅收；另一方面，從納稅人的角度看，稅收負擔反映出納稅人在稅收繳納時的負擔水平，即承擔了多少稅款。
2.宏觀稅收負擔
宏觀稅收負擔是指一個國家在一定時期內(nèi)稅收總收入占當期社會新增財富的比重，反映出一定時期納稅人因國家課稅而承受的經(jīng)濟負擔水平，是一個受制于國家政治、經(jīng)濟、財稅體制等諸多因素的綜合經(jīng)濟指標。它的計算公式如下：
宏觀稅收負擔率=稅收總收入/國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)
(二) 我國宏觀稅負的影響因素
1.經(jīng)濟因素
經(jīng)濟因素對宏觀稅負的影響主要表現(xiàn)在兩個方面：(1)經(jīng)濟結構影響,特別是產(chǎn)業(yè)結構變動對宏觀稅負水平的形成影響較大。稅負較高的第二產(chǎn)業(yè)比重近年來不斷提高，而稅負較低的第一產(chǎn)業(yè)比重逐漸下降，成為推動宏觀稅負上升的一個重要結構性原因。2009年與1994年相比，第二產(chǎn)業(yè)比重提高了2個百分點，其中工業(yè)比重提高了2.5個百分點，同期第一產(chǎn)業(yè)比重下降8.5個百分點。(2)經(jīng)濟運行質量改善的影響。在經(jīng)濟規(guī)模一定的情況下，經(jīng)濟運行質量越高，一定投入生產(chǎn)出的增加值和利潤的價值就越多，企業(yè)繳納的增值稅和所得稅增長速度就加快，相應地推動宏觀稅負水平的提高，如果出現(xiàn)相反的情況，經(jīng)濟運行質量下降，宏觀稅負也將相應下降。
2.財政體制因素
(1)稅制變動的影響，如增減稅種或調(diào)整稅率，稅收收入占GDP的比重便會發(fā)生變化。就現(xiàn)在的稅制來說：第一，過多的稅收優(yōu)惠在一定程度上削弱了稅收的正常增長機制，尤其是減免稅過多過亂，是導致稅收職能弱化，宏觀稅負下降的重要因素；第二，現(xiàn)行稅制結構中一些重要的稅種尚未設立，如社會保障稅的收入已具一定規(guī)模，如果把它計入稅收收入總量中，宏觀稅負也會有所提高。
(2)現(xiàn)行財稅體制中分配關系不完善。政府與企業(yè)、中央政府與地方政府的分配關系中，除稅收參與國民收入分配外，還存在著不規(guī)范的稅外分配主體與分配行為，由此造成以非稅收入形式存在的預算外資金收入。這就使得我國宏觀稅負的內(nèi)涵與國際標準有所不同，以稅收收入總量與GDP之比值計算的宏觀稅負，客觀上并沒有把納稅人的全部負擔計算在內(nèi)，如果把稅外收入(主要是具有稅收性質的收費收入)計算在內(nèi)，我國宏觀稅負可以有很大提高。
3.征管水平
征管水平是影響宏觀稅負水平的另一個重要因素。在理論稅負既定的情況下，征管水平高，就會有較高的宏觀稅負；征管水平低，宏觀稅負也隨之下降。從我國實際情況看，1994年實施新稅制后，除了經(jīng)濟增長、政策變動因素的影響外，征管因素是影響宏觀稅負的另一重要因素。2001年稅務系統(tǒng)推行“金稅工程”，2003年以后通過創(chuàng)新征管模式，實施精細化管理等，使征管效率和征管質量顯著提高，各主體稅種的征收率明顯上升。
4.無稅GDP的影響
在我國GDP中有相當一部分為無稅產(chǎn)值或低稅產(chǎn)值，如免稅工業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值等。根據(jù)對部分省份的典型調(diào)查，無稅產(chǎn)值、低稅產(chǎn)值約占GDP的15％左右，再扣除稅收收入總額中約10%的與經(jīng)濟增長無相關性部分，同時考慮GDP中可能存在的虛報夸大部分，人為追求政績、人為摻水現(xiàn)象，也使實際稅負大打折扣。如我國GDP統(tǒng)計口徑常常上下不盡一致，地方合計數(shù)往往比中央政府統(tǒng)計數(shù)多數(shù)千個億。
隨著經(jīng)濟的增長，資源的消耗和污染排放的累積對環(huán)境構成了巨大的壓力。霧霾覆蓋的增多、環(huán)境質量的退化，更加顯示了環(huán)境資源相對稀缺性逐漸增強，經(jīng)濟活動已經(jīng)導致了不容忽視的環(huán)境代價。人們開始重新思考社會經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護之間聯(lián)系的問題，節(jié)能減排成為世界各國的一項重要任務。文章以江蘇省高能耗企業(yè)為研究對象，從能源消耗和污染物排放兩方面分析當前高能耗企業(yè)現(xiàn)狀，通過對現(xiàn)行的節(jié)能減排稅收政策和其影響進行實證分析，得到其對高能耗企業(yè)的實施效果。
1 相關理論的基礎
1.1 節(jié)能減排的含義
節(jié)能減排通常包括兩大技術領域，首先是節(jié)能，可以通過減少能源消耗量，從而提高能源資源的利用率，衡量的話一般采用單位GDP能耗；其次是減排，要盡量減少污染物等其他廢物的排放，一般用單位SO2排放來衡量。因此，單位GDP能耗和單位SO2排放這兩個指標結合在一起，就是所說的“節(jié)能減排”[1]。
1.2 高能耗企業(yè)的界定
根據(jù)《2012年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計報告》披露，目前我國的高能耗企業(yè)主要分布在以下六大行業(yè)：非金屬礦物制造業(yè)、石油加工煉焦和核燃料加工業(yè)、黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、化學原料和化學制品制造業(yè)、電力熱力生產(chǎn)和供應業(yè)和有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)。
2 高能耗企業(yè)節(jié)能減排現(xiàn)狀
2.1 高能耗企業(yè)能源消耗情況
以江蘇省六大高能耗行業(yè)作為分析對象，通過對能源消費總量和單位產(chǎn)值能耗[2]進行計算，整理結果：從2007―2014年期間能源消費總量也一直處于不斷上升趨勢。但是每億元產(chǎn)值綜合能耗在此期間整體處于不斷下降趨勢。因此，隨著工業(yè)化和城市化道路的不斷發(fā)展，尤其是高能耗企業(yè)的迅速發(fā)展，能源需求大幅上升，供不應求的問題更加凸出。能源的利用效率較低和需求的日益增加，從而造成嚴重的能源供應緊張的狀況。
2.2 高能耗企業(yè)污染排放情況
通過分析江蘇省六大高能耗行業(yè)，對其SO2排放及單位產(chǎn)值排放進行計算，其整理結果：江蘇省高能耗企業(yè)在2007―2014年期間二氧化硫排放總量整體處于不斷下降趨勢，但是在2011年又有所上升。在各項措施綜合實施下，能源排放總量有所下降，但要達到節(jié)能減排的目標還有一定的距離，而且目前隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，市場上對于能源的需求量也在不斷增加，從而導致二氧化碳的排放量逐漸增加，因此，節(jié)能減排的任務仍然是十分嚴峻的。
3 節(jié)能減排稅收政策現(xiàn)狀和影響的實證分析
現(xiàn)行節(jié)能減排稅收政策中關聯(lián)度較高且最具代表性的稅種包括增值稅、消費稅、資源稅和企業(yè)所得稅。目前我國企業(yè)的所得稅不能用明確的指標來衡量，文中要分析稅收政策對高能耗企業(yè)節(jié)能減排的影響主要是分析資源稅、增值稅以及消費稅三者之間的聯(lián)系。
在總體稅收中，節(jié)能減排相關的稅目中的3種稅收方式占總體稅收的比重如表1所示。
該節(jié)通過數(shù)據(jù)分析，建立線性回歸模型來分析稅收政策和企業(yè)節(jié)能減排的相關度，進而得出稅收政策在此方面的實施效果。
3.1 多元線性回歸方程的設定
多元回歸主要是指在回歸分析中有兩個或兩個以上的自變量。一個問題的產(chǎn)生都是有多個因素有關的，文中采用多元線性回歸方程來估計因變量，以此來預算自變量與因變量的相關關系，即：
其中，F(xiàn)=已解釋方差/未解釋方差，服從F（k-1，n-1）分布，F(xiàn)值越大越好。模型計算得到的F統(tǒng)計值大，則說明方程回歸效果好，有較高的解釋度。
3.2 模型變量的選擇
因為單位產(chǎn)值能耗有效反映高能耗企業(yè)節(jié)能減排的效果，故此多元回歸模型采取單位產(chǎn)值能耗作為企業(yè)節(jié)能減排的指標變量；自變量的選擇能代表企業(yè)節(jié)能減排相關的稅收政策，故此回歸模型采用、、三個自變量，分別表示節(jié)能減排稅收政策中的增值稅、資源稅和消費稅占總體稅收的比重。其中、、采用各稅收占總稅收的比重是為了避免模型中變量的自相關性，減少方程的異方差及時間序列對回歸模型結果的影響。
3.3 多元線性回歸方程得檢驗結果及解釋
根據(jù)上述收集的數(shù)據(jù)匯總，將各參數(shù)進行歸一化處理，導入Eviews軟件中，得到以下的多元線性回歸分析結果（見圖1）。
由上述回歸模型結果中，作為被解釋變量單位產(chǎn)值能耗的變化與各解釋變量修正后的判定系數(shù)為0.864，說明此多元回歸模型的擬合優(yōu)度較高；F=15.794，F(xiàn) 值較高且顯著性概率為0.011
Y1=-0.291+0.053X1-0.834X2+0.983X3
其中Y1與X3系數(shù)為0.983>0.6，說明節(jié)能減排稅收中消費稅和單位產(chǎn)值能耗有強正相關關系，表明節(jié)能減排的消費稅對于單位產(chǎn)值能耗的下降并沒有起到有效的促進作用。Y1與X1的系數(shù)為0.053，說明節(jié)能減排中的增值稅與單位產(chǎn)值能耗有弱正相關關系，表明增值稅的政策效果相對消費稅來說比較明顯；Y1與X2的系數(shù)為-0.834，資源稅和單位產(chǎn)值能耗呈現(xiàn)負相關，表明在節(jié)能減排中資源稅的政策效果最顯著，明顯高于增值稅和消費稅。因此，應該不斷改革消費稅，不斷促進資源稅和增值稅在企業(yè)節(jié)能減排中的作用。
4 結語
關鍵詞：稅收收入；生產(chǎn)總值；VAR模型
一、上海市稅收超GDP增長現(xiàn)象的概述
1994年我國進行了稅制改革，此后伴隨著經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，我國稅收收入也保持著高速增長，稅收收入彈性從1995年的0.87到達2011年的1.45，17年的彈性均值高達1.25，出現(xiàn)了稅收超國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的現(xiàn)象。上海作為全國經(jīng)濟中心，每年納稅數(shù)額巨大，從1994年到2011年稅收收入占GDP比重不斷上升，且稅收收入增長率大于生產(chǎn)總值增長率，稅收收入彈性基本大于1，呈現(xiàn)上升趨勢。
對這一現(xiàn)象的解釋，國內(nèi)學者多將其歸納為制度、經(jīng)濟、政治等因素。本文將從產(chǎn)業(yè)結構視角下，采用VAR模型進行實證研究。
二、文獻綜述
長期以來，我國稅收超國內(nèi)生產(chǎn)總值增長現(xiàn)象引起了國內(nèi)學者的廣泛興趣，并從各自角度對這一現(xiàn)象進行了解釋。陳東等（2013）從稅收征管角度，建立隨機生產(chǎn)前沿模型，認為稅收超長增長的根源主要來自技術進步，且東部沿海地區(qū)明顯高于中西部內(nèi)陸地區(qū)。安體富（2002）從經(jīng)濟、政策、管理和稅款虛收四個方面分析了近幾年來我國稅收的超長增長和減稅問題。烏蘭（2010）認為我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化促進了稅收的增長，從分稅種角度看，工商業(yè)增加值，企業(yè)效益等因素也促進了稅收收入的增長。谷寒梅（2008）對稅收增長因素進行分析，并對協(xié)調(diào)稅收增長和GDP增長提出了相關的政策建議。羅春華等（2010）用兩種方法測算了稅收征管因素對稅收超GDP增長的貢獻率，認為符合實際的稅收征管對稅收增長的年均貢獻率應該居于4.1%和4.4%之間。古麗娜爾 （2010）認為稅收超GDP增長的原因有經(jīng)濟快速增長，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，稅收結構優(yōu)化及稅收征管水平提高。陳修玲（2010）運用因素分析法對稅收增長的經(jīng)濟因素和宏觀稅負因素進行了實證分析，認為現(xiàn)階段我國稅收超GDP增長的速度是合理的，但長期下去是有害的。
本文研究上海市稅收超GDP增長現(xiàn)象，不同于國內(nèi)大部分學者的研究，將在產(chǎn)業(yè)結構視角下進行研究。
三、實證檢驗
我國1994年實行了稅制改革，因此本文選取上海市1994年至2011年稅收收入、GDP、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)值進行研究。根據(jù)2012年上海統(tǒng)計年鑒，上海市GDP每年高速增長，稅收收入也逐年增高，且稅收收入占GDP的比重也越來越高。同時，上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值均逐年增高，且第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重較小，并逐年降低，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重較大，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重逐年增大。因此，在本部分實證檢驗中，首先檢驗上海市生產(chǎn)總值是否為稅收收入增長的主要原因，接著檢驗三大產(chǎn)業(yè)中哪幾個產(chǎn)業(yè)對稅收收入的變動程度影響較大。
（一）上海市生產(chǎn)總值對稅收收入影響的OLS模型分析
上海市生產(chǎn)總值為上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和，因此本文選取生產(chǎn)總值作為解釋變量，稅收收入作為被解釋變量，分析兩者之間關系。建立普通最小二乘法模型，得到如下結果
ln（tax）=-4.40+1.26×ln（gdp）（1）
t=（-26.87） （68.00）
R2=99.66% F=4623.69
其中，tax為上海市稅收收入，gdp為上海市生產(chǎn)總值。從公式（1）中可以看出，在5%顯著性水平下，常數(shù)項和上海市生產(chǎn)總值前的系數(shù)即稅收收入彈性是顯著的；方程擬合優(yōu)度高；整體是顯著的。采用序列相關LM檢驗，發(fā)現(xiàn)方程不存在序列相關性。再采用White異方差檢驗，發(fā)現(xiàn)方程不存在異方差。方程只有一個解釋變量，不存在多重共線性問題。
根據(jù)回歸結果，上海市生產(chǎn)總值對稅收收入影響顯著，稅收收入彈性為1.26，即生產(chǎn)總值增加1%，稅收收入就會增加1.26%，說明稅收收入的確超過生產(chǎn)總值增長。同時，上海市生產(chǎn)總值對稅收收入的解釋程度高達99.66%，因此本文接下來進一步分析三大產(chǎn)業(yè)分別對稅收收入的影響程度。
（二）上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對稅收收入影響的VAR模型分析
為進一步研究上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對稅收收入的影響，本文將選取第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值及稅收收入數(shù)據(jù)，建立VAR（2）模型，進行實證研究。
記gdp_1、gdp_2、gdp_3分別為上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，tax為上海市稅收收入。為消除可能存在的異方差，并便于對最后結果進行解釋，對上述變量采取對數(shù)形式，分別記為ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、ln（gdp_3）、ln（tax）。VAR理論要求模型中每一個變量都是平穩(wěn)的，下面將采用ADF方法檢驗上述序列的平穩(wěn)性，具體結果如表1。
從表1中可以看出，在10%顯著性水平下，變量ln（gdp_1）平穩(wěn)，變量ln（gdp_2）平穩(wěn)，變量ln（gdp_3）二階平穩(wěn)，變量ln（tax）一階平穩(wěn)。因此本文將使用ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、Δ2ln（gdp_3）、Δln（tax）這四個變量來建立VAR模型。由于稅收主要來自于第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)，因此模型中按照變量重要程度重新排序為：Δln（tax）、Δ2ln（gdp_3）、ln（gdp_2）、ln（gdp_1）。根據(jù)滯后長度標準檢驗，本文將建立VAR（2）模型。具體結果如公式（2）：
Δ
ln（tax）
Δ
ln（gdp_3）
ln（
gdp_2）
ln（
gdp_1）=2.57
1.28
1.27
l0.21+-0.53 -0.48 1.08 0.13
-0.14 -1.00 0.55 -0.76
-0.09 0.54 0.71 -2.15
0.145 -0.39 0.47 1.45Δ
ln（tax）
Δ
ln（gdp_3）
ln（
gdp_2）
ln（
gdp_1）+-0.39 -1.30 -0.55 -1.64
-0.10 -0.60 -0.24 -0.10
0.06 0.11 0.58 1.40
l-0.11 -0.68 -0.35 -0.72Δ
ln（tax）
Δ
ln（gdp_3）
ln（
gdp_2）
ln（
gdp_1）+ε1t
ε2t
ε3t
ε4t（2）
經(jīng)檢驗上述模型中大部分系數(shù)的t統(tǒng)計量在10%顯著性水平下顯著。
再檢驗模型平穩(wěn)性，采用AR根方法，即如果模型中所有根模的倒數(shù)小于1，落于單位圓內(nèi)，說明模型穩(wěn)定。單位根圖形檢驗結果如圖1。
從圖1中看出所有單位根都落于單位圓內(nèi)，說明本文建立的VAR（2）模型平穩(wěn)，四個變量間存在長期穩(wěn)定關系，能夠進行下一步分析。接下來將對模型進行格蘭杰因果檢驗及脈沖響應函數(shù)分析和方差分解分析。
1.格蘭杰因果檢驗
基于上述VAR（2）模型，對上海市稅收收入、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動進行Granger因果檢驗，結果如表2所示。
結果表明：在10%顯著性水平下，稅收方程中，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動不是稅收變動的Granger原因，第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動是稅收變動的Granger原因，三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動聯(lián)合起來是稅收變動的Granger原因；第三產(chǎn)業(yè)方程中，稅收波動不是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因，第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因，但三者的聯(lián)合波動是其變動的Granger原因；第二產(chǎn)業(yè)方程中，稅收、第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)及三者聯(lián)合波動均不是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因；第一產(chǎn)業(yè)方程中，稅收及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動都不是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值及三者的聯(lián)合波動是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因。
2. 脈沖響應函數(shù)分析
在第0期分別給一個正沖擊，變量的波動情況如圖2。
從圖2（a）中可以看出：在本期給變量Δ2ln（gdp_3）一個正向沖擊后，Δln（tax）在前9期內(nèi)正向波動，在第4期達到最高點，從第13期開始小幅負向波動，29期后趨于穩(wěn)定。說明第三產(chǎn)業(yè)在前期對稅收收入有促進作用，后期對稅收收入有小幅度阻礙，但總體會促進稅收收入增長。
從圖2（b）中可以看出：在本期給變量ln（gdp_2）一個正向沖擊后，Δln（tax）在前3期內(nèi)正向波動，第2期達到最高點，第4期到第5期負向波動，第4期達到最低點，此后一直正負波動，到30期趨向平穩(wěn)。說明第二產(chǎn)業(yè)沖擊對稅收收入的作用是交替進行的。
從圖2（c）中可以看出：在本期給變量ln（gdp_1）一個正向沖擊后，Δln（tax）在前9期內(nèi)一直負向波動，在第3期達到最低點，后期有小幅度正向波動，第25期開始趨向平穩(wěn)。說明第一產(chǎn)業(yè)的沖擊對稅收收入并沒有促進作用。
3.方差分解分析
為了進一步分析每一個產(chǎn)業(yè)結構沖擊對稅收收入變化的貢獻度，本文接下來將進行方差分解分析，具體結果如下。
結果表明：第二產(chǎn)業(yè)對稅收收入的貢獻率最大，約在40%左右，在第15時期達到最大，為45.58%，隨后有減小趨勢；第三產(chǎn)業(yè)對稅收收入的貢獻率次之，約為20%，并且貢獻率一直在增大；第一產(chǎn)業(yè)對稅收收入的貢獻率最低，一直維持在6%左右。
四、結論和政策建議
本文利用1994～2011年上海市稅收收入、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)時間序列數(shù)據(jù)建立了VAR（2）模型，從產(chǎn)業(yè)結構角度闡明了上海市稅收收入超過生產(chǎn)總值增長的現(xiàn)象，結果發(fā)現(xiàn)：上海市稅收收入增長的主要來源是生產(chǎn)總值的增長，且稅收收入的彈性較大，為1.26，超過1，確實出現(xiàn)了稅收收入超過生產(chǎn)總值增長的現(xiàn)象；來自第三產(chǎn)業(yè)的沖擊在前期會給稅收收入帶來同向較大的影響，后期有小幅度負向影響，總體影響為正向影響，來自第二產(chǎn)業(yè)的沖擊會給稅收收入帶來正負交替的影響，來自第三產(chǎn)業(yè)的沖擊對稅收收入主要帶來負向影響；在對稅收收入的貢獻程度中，第二產(chǎn)業(yè)的貢獻程度最大，呈現(xiàn)拋物線狀態(tài)，第一產(chǎn)業(yè)貢獻度次之，但呈現(xiàn)遞增狀態(tài)，第一產(chǎn)業(yè)的貢獻度最低，為6%左右。因此，上海市在面對稅收收入超生產(chǎn)總值增長這一現(xiàn)象時，要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構升級來促進經(jīng)濟增長，從而使稅收進一步增長。特別是第三產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新，如金融業(yè)可以創(chuàng)新產(chǎn)品種類，同時要保持第二產(chǎn)業(yè)穩(wěn)定增長，實現(xiàn)從粗放型生產(chǎn)向集約型生產(chǎn)轉變。
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高新技術產(chǎn)品產(chǎn)值與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整分析如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具隨機趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的，為了進一步了解高新技術產(chǎn)品產(chǎn)值對經(jīng)濟增長(GDP)的影響，以高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值為自變量、GDP實際值為因變量，先取對數(shù)，然后用普通最小二乘法(OLS)進行回歸，其回歸方程如下:（式略）在5%顯著性水平下不存在單位根，為平穩(wěn)序列。再對殘差序列進行相關性、異方差和正態(tài)分布檢驗，發(fā)現(xiàn)不存在自相關和異方差且為正態(tài)分布，說明該回歸方程不是偽回歸。因而在其它條件不變情況下，高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值增加1%，GDP實際值將增加0.49%。
高新技術產(chǎn)品產(chǎn)值影響因素分析
本文主要分析高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值(1994年不變價)與銷售收入、減免稅收、產(chǎn)品數(shù)、企業(yè)數(shù)的關系，了解影響高新技術產(chǎn)品產(chǎn)值的主要因素。先對這5個變量(具體數(shù)據(jù)見表1)進行相關系數(shù)分析，具體結果。5個變量之間的相關系數(shù)至少都是0.87以上，這表明5個變量是高度相關的。然后以高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值為因變量，企業(yè)數(shù)、銷售收入、減免稅收、產(chǎn)品數(shù)為自變量，用普通最小二乘法進行回歸得到回歸方程(2)，其F值檢驗(Prob(F－statistic))顯著，擬合度也很高，D.W.也很好，但是自變量中除銷售收入t值顯著外，其它3個自變量t值都不顯著，這表明自變量之間存在多重共線性。為避免多重共線性的影響，本文把銷售收入、減免稅收、產(chǎn)品數(shù)、企業(yè)數(shù)4個變量分別與高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值進行研究。高新技術產(chǎn)品銷售收入對高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值的影響先把高新技術產(chǎn)品銷售入和高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值都取對數(shù)，然后進行單位根檢驗，看是否為非平穩(wěn)序列。檢驗結果表明兩個變量都是一階單整變量，存在協(xié)整的可能。以高新技術產(chǎn)品銷售收入為自變量、高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值為因變量，用普通最小二乘法進行回歸，得到如下回歸方程:（方程略）對殘差序列ecm1進行平穩(wěn)性檢驗、正態(tài)分布、自相關和異方差檢驗，都通過檢驗。該回歸方程表明高新技術產(chǎn)品銷售收入增加1%，高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值將增加0.98%。減免稅收政策對高新技術產(chǎn)品產(chǎn)值的促進作用先把減免稅收取對數(shù)，然后進行單位根檢驗，以判斷其是否為非平穩(wěn)性序列。檢驗結果表明其是一階單整變量，與高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值之間存在協(xié)整的可能。以減免稅收為自變量、高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值為因變量，用普通最小二乘法進行回歸，得到如下回歸方程:（方程略）對殘差序列ecm2進行平穩(wěn)性檢驗、正態(tài)分布、自相關和異方差檢驗，都通過檢驗。該回歸方程表明高新技術產(chǎn)品享受的減免稅收增加1%，高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值將增加1.31%。與方程(3)中的銷售收入相比，減免稅收的政策對高新技術產(chǎn)品產(chǎn)值的作用更大。企業(yè)數(shù)、高新技術產(chǎn)品數(shù)對高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值的影響把企業(yè)數(shù)、高新技術產(chǎn)品數(shù)先取對數(shù)，進行單位根檢驗。結果表明其為一階單整變量、兩變量與高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值之間存在協(xié)整的可能。(1)以企業(yè)數(shù)為自變量、高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值為因變量進行回歸，得到如下回歸方程:（方程略）對殘差序列ecm3進行平穩(wěn)性檢驗、正態(tài)分布、自相關和異方差檢驗，都通過檢驗。由于該回歸方程為一階滯后回歸方程，當其達到均衡時，Ln高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值=Ln高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值(－1)代入方程(5)中移項化簡后可得如下回歸方程:Ln高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值=1.21Ln企業(yè)數(shù)+ecm3(6)該回歸方程表明生產(chǎn)高新技術產(chǎn)品的企業(yè)數(shù)增加1%，高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值將增加1.21%。(2)以產(chǎn)品數(shù)為自變量、高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值為因變量進行回歸，得到如下回歸方程:（方程略）對殘差序列ecm4進行平穩(wěn)性檢驗、正態(tài)分布、自相關和異方差檢驗，都通過檢驗。該回歸方程表明生產(chǎn)高新技術產(chǎn)品的產(chǎn)品數(shù)增加1%，高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值將增加1.81%。與方程(6)中的企業(yè)數(shù)對高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值的影響相比，產(chǎn)品數(shù)對高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值的影響更大。根據(jù)上述4個回歸方程可知，對高新技術產(chǎn)品實際產(chǎn)值影響的4個因素中，產(chǎn)品數(shù)是最重要的，其次為減免稅收，然后是企業(yè)數(shù)和銷售收入，這4個因素對高新技術產(chǎn)品實際值彈性系數(shù)分別為1.81、1.31、1.21、0.98。
