稅收與財政支出等對個人可支配收入影響的實(shí)證分析

1、稅收與財政支出等對個人可支配收入影響的實(shí)證分析◆武亞字(西南財經(jīng)大學(xué)財稅學(xué)院)【摘要】出口、投資和消費(fèi)，被譽(yù)為拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車。金融危機(jī)等影響下，在中國經(jīng)濟(jì)拉動中發(fā)揮重要作用的出口已經(jīng)明顯銳減，消費(fèi)需求增長乏力，而投資也亟待提振。在此情況下，擴(kuò)大內(nèi)需被提上了一個重要的高度。而其重點(diǎn)就是努力提高居民收入，并在財政上給予積極配合。該文正是從這一角度探索財政對我國居民個人可支配收入增長的作用，并加以量化，最后提出合理的建議?！娟P(guān)鍵詞】稅

2、收財政支出可支配收入一、影響我國個人可支配收入的因素首先，一國居民收入直接決定于國內(nèi)生產(chǎn)總值，國內(nèi)生產(chǎn)總值高，則居民能夠得到的可支配收入就多，反之則少。其次，財政支出中的轉(zhuǎn)移性支出是政府按照一定方式，將一部分財政資金無償用地、單方面轉(zhuǎn)移給居民和其他受益者，包括社會保障支出和財政補(bǔ)貼等。這一部分用于向居民提供各種福利、社會保障以及義務(wù)教育等公共事業(yè)。這一部分可以看做是居民從政府手里取得的收入，是屬于收入分配中的二次分配。故財政支出是居民個

3、人可支配收入增長的正因素。最后個人所得稅是針對居民的收入所得征收的一種稅，它是使居民收入減少的一種因素。個稅實(shí)行的是超額累進(jìn)稅率，隨著收入的增長，個人繳納的稅額隨之增長，而邊際稅額也是遞增的。故個稅是居民收入增長的負(fù)因素。其他稅種如流轉(zhuǎn)稅、財產(chǎn)稅等也直接或者間接的影響居民個人可支配收入。二、研究財政諸因素對居民收入的影響，需要考慮以下幾個方面一是個稅是從上世紀(jì)八十年代中期開征，而個稅是稅收中影響居民個人可支配收入的重要稅種，并從有效數(shù)據(jù)

4、方面考慮，該文選取了1989年到2010年21年間的稅收收入數(shù)據(jù)。二是財政支出包括很多種類，具體細(xì)分到每一種支出的數(shù)據(jù)很難獲得，而且不管是用于轉(zhuǎn)移支付還是用于財政投資或者政府購買，其最終都能夠在某種程度上促進(jìn)居民收入的增加。故該文選取財政支出作為統(tǒng)一的因素。三是本文中居民個人可支配收入=(城鎮(zhèn)家庭平均每人可支配收入半年底城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎剞r(nóng)村居民家庭人均年總收入年底鄉(xiāng)村人口占總?cè)丝诘谋戎?水年底總?cè)丝跀?shù)。四是模型形式設(shè)計(jì)如下：Yt=

5、Bl。Xlt3)(24x3u，其中，Y為居民可支配收入(億元)，X為國內(nèi)生產(chǎn)總值，x為國家稅收收入(億元)，X為財政支出(億元)。本文從中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫獲取了1989年至2010年的關(guān)于四個變量的數(shù)據(jù)。利用Eviews，用OLS進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：Y=16589750669369Xit3039944X21269595X3三、模型檢驗(yàn)l、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：所估計(jì)的參數(shù)D=0669369，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值每增長1億元，居民個人可支配收入就會增長

6、0669369億元；所估計(jì)的參數(shù)13。=一3039944，說明稅收收入每增長1億元，居民個人可支配收入就會減少3039944億元；所估計(jì)的參數(shù)9126959說明財政支出每增長1億元，居民個人可支配收入就會增長1269595億元。這與經(jīng)濟(jì)學(xué)中的意義相符。2、擬合優(yōu)度和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：擬合優(yōu)度的度量，由結(jié)果可知，R0997085，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量對被解釋變量的絕大部分差異做出了解釋。F檢驗(yàn)：針對：B=B=。=D40

7、，給定顯著性水平a=005，在分布表中查出自由度為K一1=3和N—K=18的臨界值Fa(3，18)=316由結(jié)果可知F=2052615Fa(3，18)=316，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：01=BB3=p40，說明回歸方程顯著，即國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收收入(億元)和財政支出(億元)等變量聯(lián)合起來確實(shí)對我國居民個人可支配收入(億元)有顯著影響。對回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)：針對tt。：B=O和H。：B。=0以及H0：B4=0，由結(jié)果可以看出，估計(jì)的回歸系數(shù)的t(

8、B)=1284869，SE(D2)=0052096；t(3)：一6176229SE(133)=O492201；t(B4)=39318278E(B4)=0322902。取a=O05，查t分布表得自由度為18的臨界值tO025(18)：2101，三個t統(tǒng)計(jì)量的絕對值均大于臨界值，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)H。：B：=0和H0：B。：O以及H0：B=O，這表明國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收收入(億元)和財政支出(億元)等變量分別對我國居民個人可支配收入(億元)有顯

9、著影響。3、異方差檢驗(yàn)：(Goldfeld—Ouanadt檢驗(yàn))構(gòu)造子樣本區(qū)間，建立回歸模型。本文樣本容量n=22，刪除中間6個觀測值，余下部分平分得兩個樣本區(qū)間：卜8和l5—22，樣本個數(shù)均是8個?；谝陨蟽蓚€結(jié)果中殘差平方和的數(shù)據(jù)，即Sumsquaredresid的值。∑eli2=16300756，Ee2i2=5073496，根據(jù)Goldfeld一0uanadt檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為F=Eeli2／Ee。=32129，給定顯著性水平a=0

10、05，式中分子、分母的自由度均為4，查F分布表得F(4，4)=639，因?yàn)镕=32129Fa(3，18)=316，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：01=BB3=p40，說明回歸方程顯著，即國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收收入(億元)和財政支出(億元)等變量聯(lián)合起來確實(shí)對我國居民個人可支配收入(億元)有顯著影響。對回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)：針對tt。：B=O和H。：B。=0以及H0：B4=0，由結(jié)果可以看出，估計(jì)的回歸系數(shù)的t(B)=1284869，SE(D2)=00520

11、96；t(3)：一6176229SE(133)=O492201；t(B4)=39318278E(B4)=0322902。取a=O05，查t分布表得自由度為18的臨界值tO025(18)：2101，三個t統(tǒng)計(jì)量的絕對值均大于臨界值，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)H。：B：=0和H0：B。：O以及H0：B=O，這表明國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收收入(億元)和財政支出(億元)等變量分別對我國居民個人可支配收入(億元)有顯著影響。3、異方差檢驗(yàn)：(Goldfeld—O

12、uanadt檢驗(yàn))構(gòu)造子樣本區(qū)間，建立回歸模型。本文樣本容量n=22，刪除中間6個觀測值，余下部分平分得兩個樣本區(qū)間：卜8和l5—22，樣本個數(shù)均是8個。基于以上兩個結(jié)果中殘差平方和的數(shù)據(jù)，即Sumsquaredresid的值?！芿li2=16300756，Ee2i2=5073496，根據(jù)Goldfeld一0uanadt檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為F=Eeli2／Ee。=32129，給定顯著性水平a=005，式中分子、分母的自由度均為4，查F分布表

13、得F(4，4)=639，因?yàn)镕=32129F(4，4)，所以接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。4、自相關(guān)檢驗(yàn)(DW檢驗(yàn)法)由表2中的結(jié)果可知，DW=O5560，模型樣本容量n=22，解釋變量的個數(shù)k=3，查Dw分布表，可得臨界值dl=105，du=166，即DW=O5560(d1=105，說明隨即擾動項(xiàng)U自相關(guān)，為正自相關(guān)。為解決自相關(guān)問題，選用科克倫一奧克特迭代法。由樣本回歸方程可得殘差序列e，在Eviews中，使用e進(jìn)行滯后一期的自

14、回歸，可得回歸方程e=07189e對原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程，并對該方程進(jìn)行回歸，可得回歸方程為：Yt92438930628091Xlt3O05402X2t1393540X3t式中，yt=yto7189~(H)，X1tXltO7189“X1(t1)X2tX2tO7189~21)，X3tX07189~31)四、結(jié)論由模型的回歸結(jié)果可知，為了增加居民可支配收入，既可以采取減稅的政策，又可以采取增加政府支出的措施。但是模型告訴我們