时间：2024-02-19 15:44:35
序论：在您撰写产值和税收的关系时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
关键词：国内生产总值 税收 VAR模型
经济是税收的源泉，经济决定税收，而税收作为财政支出的主要来源又反作用与经济，对经济增长具有促进作用，这是税收与经济增长关系的一般原理。经济决定税源，税源和税制决定税收收入能力，另外征管力度、纳税意识等也会在一定程度上影响税收。虽然在影响宏观经济指标中有很多对税收具有明显的甚至决定性的意义，但是要找到一个最能代表经济的规范指标当属国内生产总值（GDP），GDP是衡量经济的核心指标，是最大的税源。本文立足国内生产总值与税收的关系研究，通过计量经济学向量自回归模型（VAR模型）试图对二者的关系做一些探讨，发现数据背后所隐藏的一些规律。
一、模型的建立和分析
1、VAR模型的估计
我们用lnGDP表示国内生产总值，lnREV表示各项税收，lnGDP和lnREV的时间序列图如下：
两个序列都是带有趋势的非平稳序列，明显存在某种均衡关系，可构建标准型VAR模型：
LnGDPt=a+∑bilnGDPt-i+∑cilnREVt-i+e1t
LnREVt=a+∑bilnREVt-i+∑cilnGDPt-i+e2t
使用Eviews软件，判断出最佳滞后期为2期，对lnGDP和lnREV进行VAR模型估计得到如下估计结果：
表1：lnGDP与lnREV的VAR模型估计结果
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
代数表达式为：
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）
估计出的VAR模型方程为：
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、脉冲响应函数
脉冲响应函数的图形输出结果如下：
左上图为lnGDP对自身的响应函数的时间路径，其脉冲影响在第1期大约为0.04，以后逐期上升，并在第5期后趋于稳定，说明国内生产总值的增长会引起后面各时期国内生产总值的增长，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定的规律。
左下图为lnREV对lnGDP实施冲击，lnGDP的响应函数时间路径一直为正且比较平坦，说明各项税收的增加能引起后面各时期国内生产总值的增长，且这种增长是持续稳定的。
右上图为lnGDP对lnREV实施冲击，lnREV的响应函数时间路径，在第1期的时候脉冲影响几乎为0，在以后各期先略微下降后逐渐上升，说明国内生产总值的增长会引发后面各时期的各项税收的增加。
右下图为lnREV对自身的响应函数时间路径，响应路径一直为正，且呈现先下降后趋于平稳的趋势，说明各项税收的增长会引发后面各时期税收的增长，且增长的弹性呈现下降的规律。
3、方差分解
结果如图所示：
左上图为lnGDP对自身的方差分解时间路径，时间路径一直为正且小幅下降，这说明当期国内生产总值对后面各时期国内生产总值的贡献较为稳定，随后各期中自身变动的贡献率维持在80%以上。
左下图为lnGDP对lnREV的方差分解时间路径，时间路径快速上升并最终趋于平缓，说明lnGDP对lnREV的贡献率稳定增长。
右上图为lnREV对lnGDP的方差分解时间路径，时间路径一直为正且小幅下降后上升，这说明lnREV对lnGDP的贡献率稳定在0%～10%之间。
右下图为lnREV对自身的贡献率处于不断下降之中，当期各项税收对后面个时期的税收的贡献越来越小。
4、Granger因果关系检验
表2：lnGDP与lnREV的Granger因果关系检验
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
由上图可知，lnREV不是lnGDP的Granger原因的概率是0.10353，说明各项税收对经济增长有较大的推动作用，这种推动作用比较明显；同理，lnGDP不是lnREV的Granger原因的概率是0.35232，说明经济增长会刺激各项税收的增加，但这种刺激作用没有前者明显。
二、结论与建议
从以上的模型分析中，我们可以较为准确的得出国内生产总值与各项税收之间的关系，税收的增长对国内生产总值具有较大的推动作用，这种持续稳定的推动作用恰恰验证了税收作为财政支出的主要来源对于经济增长的重要作用；而另一方面，国内生产总值的增长对于税收增加也具有推动作用，但是这种推动作用却没有前者明显，并且处于相对较低的水平，这也就从一个方面解释了我国的税收增幅持续高于国内生产总值增幅，这其中的原因是多方面的，有GDP质量的提高带来的税收额增幅的加大，也有产业结构的升级带来的财政赋税的增加，同时也有政府税收征管水平的提高以及税种的创新设计等诸多原因。
虽然我国近几年的税收处于正常的增长范围，但总体而言，税收收入并不是越多越好，其增长速度应当适度，拉弗曲线也正说明了这一点。税收水平只有适应经济发展水平，才能有可靠的经济增长基础。如果财税负担过重，税收收入增长过快，必然影响正常的国民收入比例关系，加重企业和群众的负担，影响经济增长，反过来制约税收收入的持续增长。保持税收与经济合理的比例关系，是确保税收收入长期、稳定增长的前提。首先，要把握好税收收入弹性系数的合理比例。也就是说，税收收入的平均增长速度应等于或略高于经济增长的速度。在此基础上，要依据国家政策，深入研究税源的所有制结构、产业结构和国民收入结构，调整完善现有财税结构，使税收收入建立在现实经济增长的基础之上。
参考文献：
[1] 龚睿、岳桂宁，税收与经济的关系，《当代经济》2009年12月（下）
[2] 王慧，浅析税收收入与经济增长，《山东商业会计》2008年3月
[3] 李静，经济增长与税收关系问题研究，《新西部》2007年2月
[4] 古丽娜尔・阿不都拉，我国税收超GDP增长的原因探析，《经济问题探索》2010年第2期
关键词：经济结构 资源型经济 税收
受益于丰富煤炭储量和产业的高增长，陕西产煤区经济快速持续发展。但是，这种靠煤炭资源单一发展的经济模式弊端已经初现，以黄陵县为例。
一、经济结构与税收缝隙
根据2013年数据，黄陵县探明煤炭储量27.3亿吨，煤炭产值为96.63亿元，占当年工业总产值（136.35亿元）的70.87%，占国民生产总值GDP（159.95亿元）的60.41%。煤炭产值所占经济工业指标比重之大，经济对于煤炭工业的高倚重度，表明黄陵县属于典型的单一资源型经济。
而过度依赖单一或寡数产业的发展的单一经济结构，无疑会增加经济的运行风险。
从表中可以看到，2008-2011年，煤炭市场处于上行期，原煤价格、产值和销售额都在上涨。到2012年，黄陵县原煤产值和销售额虽然在增长，但在价格下降的因素影响下，增幅开始下降。而到2013年，在煤炭产量同比增长3.51%和销量同比增长8.22%的情况下，价格每吨同比下降16.75%，产、销量的微小拉动无法抵消价格的大幅下滑，导致原煤产值和销售额缩水。说明黄陵县煤炭市场已经进入下行期，开始影响黄陵县整体经济。
二、GDP与税收的关系
根据1987年世界银行的一份调查报告显示，一个国家的宏观税负水平和该国的人均GDP呈正相关。利用黄陵县数据，以GDP为自变量，国税收入为应变量进行回归分析，得出线性方程：
Y=-4.057846+0.238146X （R2=0.978134 F=134.1976）
（-2.632035*）（11.58437**）
其中，“*”表示t检验值在5%的显著性水平下通过检验，“**”表示t检验值在1%的显著性水平下通过检验，结果符合预期：自变量的系数为正，国税收入随GDP的变动而正向变动。GDP是税收的基础，经济发展必然增加GDP总量，扩大税收基础，使税收增加，反之，则会造成税收减少。
税收与GDP的线性关系说明税收对经济运行状况及GDP保有敏感度，但如果税收增速快于经济增速即税收弹性（Δt/t/Δy/y）大于1，会使得税收对经济发展的敏感度加大，经济的微小波动必然会对税收带来较大影响，增加税收风险。这有效解释了在煤炭资源型经济条件下，煤炭市场下行对税收产生缩减影响。
黄陵县国税收入从2008年的7.85亿元增长到2012年的20.06亿元，增长1.56倍，明显快于GDP的增长。
三、政策建议
采取短、中、远期扶持手段，帮助煤炭传统产业度过难关。在短期，要降低煤炭行政收费，减轻企业压力，稳定煤炭市场供应；中期则加强政策倾斜，鼓励煤炭企业升级改造，降本提效，拓展市场；远期则要拉大煤基产业链，加快产业升级，大力发展煤能就地转化和煤化工项目，提高产业附加值，建立循环、多元发展的新型工业化道路。
优化产业结构，培育具备发展潜力的非传统重点行业，推动经济和税源结构更趋合理化，从而有效分散风险。2013年黄陵县旅游业占全县第三产业产值的56.89%，发展潜力巨大，因此必须加快旅游景点开发和转型升级，延长旅游服务产业链条，实现文化与旅游结合的内涵式发展，带动酒店、餐饮、商贸等相关产业发展，促进本地劳动力就业。
参考文献：
[1]胡永远.从税收视角看工业化：以湖南为例[J].税务与经济， 2004，（3）
关键词：税收增长 经济增长 宏观税负
税收增长与经济增长的关系问题是经济学研究的一个重要课题，经济决定税收，税收反作用于经济，市场经济越发展，税收增长与经济增长的联系就越密切。自1994年税制改革以来，我国的税收收入一直保持着较快的增长势头，2009年达59514.7亿元，比1994年增长了近十一倍。税收收入的大幅度增长为国民经济的稳定发展提供了坚实的财力保障，但同时也引起了人们的关注：这种税收的高速增长和我国的经济增长是否协调。宏观税负是税收收入与GDP的比值，体现了社会产品在国家与纳税人之间的税收分配数量关系，也体现了经济与税收的关系。从宏观上讲，税负高低会从整体上制约或促进一个国家的经济增长，反映了政府的社会经济职能及财政职能的强弱；从微观上讲，税负的高低会影响纳税人对消费、储蓄、投资以及劳动等行为的选择，最终影响经济增长。因此，合理界定一定时期内适度的税负水平，对于保证政府履行其职能和促进经济增长有着重要意义，本文主要从宏观税负的角度研究税收收入增长与经济增长的关系。
一、宏观税负的相关概念及其影响因素
（一）宏观税负的相关概念
1．税收负担
税收负担是指国家征收的税款占纳税人税源数量的比重，反映出税款与社会新增财富之间的内在关系。以不同主体为出发点，税收负担具有两个方面的含义：一方面，从国家的角度看，税收负担反映出国家在税收课征时的强度要求，即要征收多少税收；另一方面，从纳税人的角度看，税收负担反映出纳税人在税收缴纳时的负担水平，即承担了多少税款。
2．宏观税收负担
宏观税收负担是指一个国家在一定时期内税收总收入占当期社会新增财富的比重，反映出一定时期纳税人因国家课税而承受的经济负担水平，是一个受制于国家政治、经济、财税体制等诸多因素的综合经济指标。它的计算公式如下：
宏观税收负担率=税收总收入/国内生产总值（GDP）
(二) 我国宏观税负的影响因素
1．经济因素
经济因素对宏观税负的影响主要表现在两个方面：（1）经济结构影响,特别是产业结构变动对宏观税负水平的形成影响较大。税负较高的第二产业比重近年来不断提高，而税负较低的第一产业比重逐渐下降，成为推动宏观税负上升的一个重要结构性原因。2009年与1994年相比，第二产业比重提高了2个百分点，其中工业比重提高了2.5个百分点，同期第一产业比重下降8.5个百分点。(2) 经济运行质量改善的影响。在经济规模一定的情况下，经济运行质量越高，一定投入生产出的增加值和利润的价值就越多，企业缴纳的增值税和所得税增长速度就加快，相应地推动宏观税负水平的提高，如果出现相反的情况，经济运行质量下降，宏观税负也将相应下降。
2．财政体制因素
（1）税制变动的影响，如增减税种或调整税率，税收收入占GDP的比重便会发生变化。就现在的税制来说：第一，过多的税收优惠在一定程度上削弱了税收的正常增长机制．尤其是减免税过多过乱，是导致税收职能弱化，宏观税负下降的重要因素；第二，现行税制结构中一些重要的税种尚未设立，如社会保障税的收入已具一定规模，如果把它计入税收收入总量中，宏观税负也会有所提高。
（2）现行财税体制中分配关系不完善。政府与企业、中央政府与地方政府的分配关系中，除税收参与国民收入分配外，还存在着不规范的税外分配主体与分配行为，由此造成以非税收入形式存在的预算外资金收入。这就使得我国宏观税负的内涵与国际标准有所不同，以税收收入总量与GDP之比值计算的宏观税负，客观上并没有把纳税人的全部负担计算在内，如果把税外收入(主要是具有税收性质的收费收入)计算在内，我国宏观税负可以有很大提高。
3．征管水平
征管水平是影响宏观税负水平的另一个重要因素。在理论税负既定的情况下，征管水平高，就会有较高的宏观税负；征管水平低，宏观税负也随之下降。从我国实际情况看，1994年实施新税制后，除了经济增长、政策变动因素的影响外，征管因素是影响宏观税负的另一重要因素。2001年税务系统推行“金税工程”，2003年以后通过创新征管模式，实施精细化管理等，使征管效率和征管质量显著提高，各主体税种的征收率明显上升。
4．无税GDP的影响
在我国GDP中有相当一部分为无税产值或低税产值，如免税工业产值、农业产值等。根据对部分省份的典型调查 ，无税产值、低税产值约占GDP的15％左右，再扣除税收收入总额中约10%的与经济增长无相关性部分，同时考虑GDP中可能存在的虚报夸大部分，人为追求政绩、人为掺水现象，也使实际税负大打折扣。如我国GDP统计口径常常上下不尽一致，地方合计数往往比中央政府统计数多数千个亿。
二、1994年-2009年我国税收收入增长、经济增长及宏观税负水平变化状况
经济增长一般以GDP增长来衡量，2009年我国GDP总量达到340507.0亿元，以不变价格计算比上年增长9.1%，按当年价格计算比1994年增加了6倍，1994年-2009年间，我国GDP保持了10%左右的高速增长，成为世界上经济增长速度最快的国家。2009年我国税收总收入完成59514.7亿元，比2008年增长9.8%，增收5290.91亿元。从表一可以看出受金融危机的影响，2009年税收增长率自1994年税制改革以来首次跌至10%以下，而在此之前的15年里税收收入增长率平均能达到18%，远在GDP增长率之上，税收收入随着经济发展稳定较快增长，大大增强了国家财政实力，为全面建设小康社会、构建社会主义和谐社会提供了财力保证。从表二可以看出，1994年税制改革后，我国宏观税负水平总体呈稳步上升趋势。上升趋势，尤其是2002年以来，平均达16.22%
表一 1994-2009年税收收入相关数据汇总表 单位：亿元
年份
税收收入
税收增长率(%)
增收额
年份
税收收入
税收增长率（%）
增收额
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
资 料来源：《中国统计年鉴》2009年版，2009数据转引自《2009年税收收入增长的结构性分析》，中国财政，2009
表二 1994-2009年GDP及宏观税负相关数据汇总表 单位：亿元
关键词：税收增长；经济增长；宏观税负
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）08-000-03
税收增长与经济增长的关系问题是经济学研究的一个重要课题，经济决定税收，税收反作用于经济，市场经济越发展，税收增长与经济增长的联系就越密切。自1994年税制改革以来，我国的税收收入一直保持着较快的增长势头，2009年达59514.7亿元，比1994年增长了近十一倍。税收收入的大幅度增长为国民经济的稳定发展提供了坚实的财力保障，但同时也引起了人们的关注：这种税收的高速增长和我国的经济增长是否协调。宏观税负是税收收入与GDP的比值，体现了社会产品在国家与纳税人之间的税收分配数量关系，也体现了经济与税收的关系。从宏观上讲，税负高低会从整体上制约或促进一个国家的经济增长，反映了政府的社会经济职能及财政职能的强弱；从微观上讲，税负的高低会影响纳税人对消费、储蓄、投资以及劳动等行为的选择，最终影响经济增长。因此，合理界定一定时期内适度的税负水平，对于保证政府履行其职能和促进经济增长有着重要意义，本文主要从宏观税负的角度研究税收收入增长与经济增长的关系。
一、宏观税负的相关概念及其影响因素
(一)宏观税负的相关概念
1.税收负担
税收负担是指国家征收的税款占纳税人税源数量的比重，反映出税款与社会新增财富之间的内在关系。以不同主体为出发点，税收负担具有两个方面的含义：一方面，从国家的角度看，税收负担反映出国家在税收课征时的强度要求，即要征收多少税收；另一方面，从纳税人的角度看，税收负担反映出纳税人在税收缴纳时的负担水平，即承担了多少税款。
2.宏观税收负担
宏观税收负担是指一个国家在一定时期内税收总收入占当期社会新增财富的比重，反映出一定时期纳税人因国家课税而承受的经济负担水平，是一个受制于国家政治、经济、财税体制等诸多因素的综合经济指标。它的计算公式如下：
宏观税收负担率=税收总收入/国内生产总值(GDP)
(二) 我国宏观税负的影响因素
1.经济因素
经济因素对宏观税负的影响主要表现在两个方面：(1)经济结构影响,特别是产业结构变动对宏观税负水平的形成影响较大。税负较高的第二产业比重近年来不断提高，而税负较低的第一产业比重逐渐下降，成为推动宏观税负上升的一个重要结构性原因。2009年与1994年相比，第二产业比重提高了2个百分点，其中工业比重提高了2.5个百分点，同期第一产业比重下降8.5个百分点。(2)经济运行质量改善的影响。在经济规模一定的情况下，经济运行质量越高，一定投入生产出的增加值和利润的价值就越多，企业缴纳的增值税和所得税增长速度就加快，相应地推动宏观税负水平的提高，如果出现相反的情况，经济运行质量下降，宏观税负也将相应下降。
2.财政体制因素
(1)税制变动的影响，如增减税种或调整税率，税收收入占GDP的比重便会发生变化。就现在的税制来说：第一，过多的税收优惠在一定程度上削弱了税收的正常增长机制，尤其是减免税过多过乱，是导致税收职能弱化，宏观税负下降的重要因素；第二，现行税制结构中一些重要的税种尚未设立，如社会保障税的收入已具一定规模，如果把它计入税收收入总量中，宏观税负也会有所提高。
(2)现行财税体制中分配关系不完善。政府与企业、中央政府与地方政府的分配关系中，除税收参与国民收入分配外，还存在着不规范的税外分配主体与分配行为，由此造成以非税收入形式存在的预算外资金收入。这就使得我国宏观税负的内涵与国际标准有所不同，以税收收入总量与GDP之比值计算的宏观税负，客观上并没有把纳税人的全部负担计算在内，如果把税外收入(主要是具有税收性质的收费收入)计算在内，我国宏观税负可以有很大提高。
3.征管水平
征管水平是影响宏观税负水平的另一个重要因素。在理论税负既定的情况下，征管水平高，就会有较高的宏观税负；征管水平低，宏观税负也随之下降。从我国实际情况看，1994年实施新税制后，除了经济增长、政策变动因素的影响外，征管因素是影响宏观税负的另一重要因素。2001年税务系统推行“金税工程”，2003年以后通过创新征管模式，实施精细化管理等，使征管效率和征管质量显著提高，各主体税种的征收率明显上升。
4.无税GDP的影响
在我国GDP中有相当一部分为无税产值或低税产值，如免税工业产值、农业产值等。根据对部分省份的典型调查，无税产值、低税产值约占GDP的15％左右，再扣除税收收入总额中约10%的与经济增长无相关性部分，同时考虑GDP中可能存在的虚报夸大部分，人为追求政绩、人为掺水现象，也使实际税负大打折扣。如我国GDP统计口径常常上下不尽一致，地方合计数往往比中央政府统计数多数千个亿。
随着经济的增长，资源的消耗和污染排放的累积对环境构成了巨大的压力。雾霾覆盖的增多、环境质量的退化，更加显示了环境资源相对稀缺性逐渐增强，经济活动已经导致了不容忽视的环境代价。人们开始重新思考社会经济发展与环境保护之间联系的问题，节能减排成为世界各国的一项重要任务。文章以江苏省高能耗企业为研究对象，从能源消耗和污染物排放两方面分析当前高能耗企业现状，通过对现行的节能减排税收政策和其影响进行实证分析，得到其对高能耗企业的实施效果。
1 相关理论的基础
1.1 节能减排的含义
节能减排通常包括两大技术领域，首先是节能，可以通过减少能源消耗量，从而提高能源资源的利用率，衡量的话一般采用单位GDP能耗；其次是减排，要尽量减少污染物等其他废物的排放，一般用单位SO2排放来衡量。因此，单位GDP能耗和单位SO2排放这两个指标结合在一起，就是所说的“节能减排”[1]。
1.2 高能耗企业的界定
根据《2012年国民经济和社会发展统计报告》披露，目前我国的高能耗企业主要分布在以下六大行业：非金属矿物制造业、石油加工炼焦和核燃料加工业、黑色金属冶炼和压延加工业、化学原料和化学制品制造业、电力热力生产和供应业和有色金属冶炼和压延加工业。
2 高能耗企业节能减排现状
2.1 高能耗企业能源消耗情况
以江苏省六大高能耗行业作为分析对象，通过对能源消费总量和单位产值能耗[2]进行计算，整理结果：从2007―2014年期间能源消费总量也一直处于不断上升趋势。但是每亿元产值综合能耗在此期间整体处于不断下降趋势。因此，随着工业化和城市化道路的不断发展，尤其是高能耗企业的迅速发展，能源需求大幅上升，供不应求的问题更加凸出。能源的利用效率较低和需求的日益增加，从而造成严重的能源供应紧张的状况。
2.2 高能耗企业污染排放情况
通过分析江苏省六大高能耗行业，对其SO2排放及单位产值排放进行计算，其整理结果：江苏省高能耗企业在2007―2014年期间二氧化硫排放总量整体处于不断下降趋势，但是在2011年又有所上升。在各项措施综合实施下，能源排放总量有所下降，但要达到节能减排的目标还有一定的距离，而且目前随着社会经济的不断发展，市场上对于能源的需求量也在不断增加，从而导致二氧化碳的排放量逐渐增加，因此，节能减排的任务仍然是十分严峻的。
3 节能减排税收政策现状和影响的实证分析
现行节能减排税收政策中关联度较高且最具代表性的税种包括增值税、消费税、资源税和企业所得税。目前我国企业的所得税不能用明确的指标来衡量，文中要分析税收政策对高能耗企业节能减排的影响主要是分析资源税、增值税以及消费税三者之间的联系。
在总体税收中，节能减排相关的税目中的3种税收方式占总体税收的比重如表1所示。
该节通过数据分析，建立线性回归模型来分析税收政策和企业节能减排的相关度，进而得出税收政策在此方面的实施效果。
3.1 多元线性回归方程的设定
多元回归主要是指在回归分析中有两个或两个以上的自变量。一个问题的产生都是有多个因素有关的，文中采用多元线性回归方程来估计因变量，以此来预算自变量与因变量的相关关系，即：
其中，F=已解释方差/未解释方差，服从F（k-1，n-1）分布，F值越大越好。模型计算得到的F统计值大，则说明方程回归效果好，有较高的解释度。
3.2 模型变量的选择
因为单位产值能耗有效反映高能耗企业节能减排的效果，故此多元回归模型采取单位产值能耗作为企业节能减排的指标变量；自变量的选择能代表企业节能减排相关的税收政策，故此回归模型采用、、三个自变量，分别表示节能减排税收政策中的增值税、资源税和消费税占总体税收的比重。其中、、采用各税收占总税收的比重是为了避免模型中变量的自相关性，减少方程的异方差及时间序列对回归模型结果的影响。
3.3 多元线性回归方程得检验结果及解释
根据上述收集的数据汇总，将各参数进行归一化处理，导入Eviews软件中，得到以下的多元线性回归分析结果（见图1）。
由上述回归模型结果中，作为被解释变量单位产值能耗的变化与各解释变量修正后的判定系数为0.864，说明此多元回归模型的拟合优度较高；F=15.794，F 值较高且显著性概率为0.011
Y1=-0.291+0.053X1-0.834X2+0.983X3
其中Y1与X3系数为0.983>0.6，说明节能减排税收中消费税和单位产值能耗有强正相关关系，表明节能减排的消费税对于单位产值能耗的下降并没有起到有效的促进作用。Y1与X1的系数为0.053，说明节能减排中的增值税与单位产值能耗有弱正相关关系，表明增值税的政策效果相对消费税来说比较明显；Y1与X2的系数为-0.834，资源税和单位产值能耗呈现负相关，表明在节能减排中资源税的政策效果最显著，明显高于增值税和消费税。因此，应该不断改革消费税，不断促进资源税和增值税在企业节能减排中的作用。
4 结语
关键词：税收收入；生产总值；VAR模型
一、上海市税收超GDP增长现象的概述
1994年我国进行了税制改革，此后伴随着经济蓬勃发展，我国税收收入也保持着高速增长，税收收入弹性从1995年的0.87到达2011年的1.45，17年的弹性均值高达1.25，出现了税收超国内生产总值增长的现象。上海作为全国经济中心，每年纳税数额巨大，从1994年到2011年税收收入占GDP比重不断上升，且税收收入增长率大于生产总值增长率，税收收入弹性基本大于1，呈现上升趋势。
对这一现象的解释，国内学者多将其归纳为制度、经济、政治等因素。本文将从产业结构视角下，采用VAR模型进行实证研究。
二、文献综述
长期以来，我国税收超国内生产总值增长现象引起了国内学者的广泛兴趣，并从各自角度对这一现象进行了解释。陈东等（2013）从税收征管角度，建立随机生产前沿模型，认为税收超长增长的根源主要来自技术进步，且东部沿海地区明显高于中西部内陆地区。安体富（2002）从经济、政策、管理和税款虚收四个方面分析了近几年来我国税收的超长增长和减税问题。乌兰（2010）认为我国产业结构的优化促进了税收的增长，从分税种角度看，工商业增加值，企业效益等因素也促进了税收收入的增长。谷寒梅（2008）对税收增长因素进行分析，并对协调税收增长和GDP增长提出了相关的政策建议。罗春华等（2010）用两种方法测算了税收征管因素对税收超GDP增长的贡献率，认为符合实际的税收征管对税收增长的年均贡献率应该居于4.1%和4.4%之间。古丽娜尔 （2010）认为税收超GDP增长的原因有经济快速增长，产业结构调整，税收结构优化及税收征管水平提高。陈修玲（2010）运用因素分析法对税收增长的经济因素和宏观税负因素进行了实证分析，认为现阶段我国税收超GDP增长的速度是合理的，但长期下去是有害的。
本文研究上海市税收超GDP增长现象，不同于国内大部分学者的研究，将在产业结构视角下进行研究。
三、实证检验
我国1994年实行了税制改革，因此本文选取上海市1994年至2011年税收收入、GDP、第一产业、第二产业、第三产业生产总值的数值进行研究。根据2012年上海统计年鉴，上海市GDP每年高速增长，税收收入也逐年增高，且税收收入占GDP的比重也越来越高。同时，上海市第一、二、三产业生产总值均逐年增高，且第一产业占GDP的比重较小，并逐年降低，第二产业占GDP比重较大，第三产业占GDP比重逐年增大。因此，在本部分实证检验中，首先检验上海市生产总值是否为税收收入增长的主要原因，接着检验三大产业中哪几个产业对税收收入的变动程度影响较大。
（一）上海市生产总值对税收收入影响的OLS模型分析
上海市生产总值为上海市第一、二、三产业生产总值之和，因此本文选取生产总值作为解释变量，税收收入作为被解释变量，分析两者之间关系。建立普通最小二乘法模型，得到如下结果
ln（tax）=-4.40+1.26×ln（gdp）（1）
t=（-26.87） （68.00）
R2=99.66% F=4623.69
其中，tax为上海市税收收入，gdp为上海市生产总值。从公式（1）中可以看出，在5%显著性水平下，常数项和上海市生产总值前的系数即税收收入弹性是显著的；方程拟合优度高；整体是显著的。采用序列相关LM检验，发现方程不存在序列相关性。再采用White异方差检验，发现方程不存在异方差。方程只有一个解释变量，不存在多重共线性问题。
根据回归结果，上海市生产总值对税收收入影响显著，税收收入弹性为1.26，即生产总值增加1%，税收收入就会增加1.26%，说明税收收入的确超过生产总值增长。同时，上海市生产总值对税收收入的解释程度高达99.66%，因此本文接下来进一步分析三大产业分别对税收收入的影响程度。
（二）上海市第一、二、三产业生产总值对税收收入影响的VAR模型分析
为进一步研究上海市第一、二、三产业生产总值对税收收入的影响，本文将选取第一、二、三产业生产总值及税收收入数据，建立VAR（2）模型，进行实证研究。
记gdp_1、gdp_2、gdp_3分别为上海市第一、二、三产业生产总值，tax为上海市税收收入。为消除可能存在的异方差，并便于对最后结果进行解释，对上述变量采取对数形式，分别记为ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、ln（gdp_3）、ln（tax）。VAR理论要求模型中每一个变量都是平稳的，下面将采用ADF方法检验上述序列的平稳性，具体结果如表1。
从表1中可以看出，在10%显著性水平下，变量ln（gdp_1）平稳，变量ln（gdp_2）平稳，变量ln（gdp_3）二阶平稳，变量ln（tax）一阶平稳。因此本文将使用ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、Δ2ln（gdp_3）、Δln（tax）这四个变量来建立VAR模型。由于税收主要来自于第三产业和第二产业，因此模型中按照变量重要程度重新排序为：Δln（tax）、Δ2ln（gdp_3）、ln（gdp_2）、ln（gdp_1）。根据滞后长度标准检验，本文将建立VAR（2）模型。具体结果如公式（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）
经检验上述模型中大部分系数的t统计量在10%显著性水平下显著。
再检验模型平稳性，采用AR根方法，即如果模型中所有根模的倒数小于1，落于单位圆内，说明模型稳定。单位根图形检验结果如图1。
从图1中看出所有单位根都落于单位圆内，说明本文建立的VAR（2）模型平稳，四个变量间存在长期稳定关系，能够进行下一步分析。接下来将对模型进行格兰杰因果检验及脉冲响应函数分析和方差分解分析。
1.格兰杰因果检验
基于上述VAR（2）模型，对上海市税收收入、第一产业产值、第二产业产值和第三产业产值波动进行Granger因果检验，结果如表2所示。
结果表明：在10%显著性水平下，税收方程中，第三产业产值波动不是税收变动的Granger原因，第二产业和第一产业产值波动是税收变动的Granger原因，三大产业产值波动联合起来是税收变动的Granger原因；第三产业方程中，税收波动不是第三产业产值变动的Granger原因，第二产业和第一产业产值波动是第三产业产值变动的Granger原因，但三者的联合波动是其变动的Granger原因；第二产业方程中，税收、第三产业、第一产业及三者联合波动均不是第二产业产值变动的Granger原因；第一产业方程中，税收及第三产业产值波动都不是第一产业产值变动的Granger原因，第二产业产值及三者的联合波动是第一产业产值变动的Granger原因。
2. 脉冲响应函数分析
在第0期分别给一个正冲击，变量的波动情况如图2。
从图2（a）中可以看出：在本期给变量Δ2ln（gdp_3）一个正向冲击后，Δln（tax）在前9期内正向波动，在第4期达到最高点，从第13期开始小幅负向波动，29期后趋于稳定。说明第三产业在前期对税收收入有促进作用，后期对税收收入有小幅度阻碍，但总体会促进税收收入增长。
从图2（b）中可以看出：在本期给变量ln（gdp_2）一个正向冲击后，Δln（tax）在前3期内正向波动，第2期达到最高点，第4期到第5期负向波动，第4期达到最低点，此后一直正负波动，到30期趋向平稳。说明第二产业冲击对税收收入的作用是交替进行的。
从图2（c）中可以看出：在本期给变量ln（gdp_1）一个正向冲击后，Δln（tax）在前9期内一直负向波动，在第3期达到最低点，后期有小幅度正向波动，第25期开始趋向平稳。说明第一产业的冲击对税收收入并没有促进作用。
3.方差分解分析
为了进一步分析每一个产业结构冲击对税收收入变化的贡献度，本文接下来将进行方差分解分析，具体结果如下。
结果表明：第二产业对税收收入的贡献率最大，约在40%左右，在第15时期达到最大，为45.58%，随后有减小趋势；第三产业对税收收入的贡献率次之，约为20%，并且贡献率一直在增大；第一产业对税收收入的贡献率最低，一直维持在6%左右。
四、结论和政策建议
本文利用1994～2011年上海市税收收入、第一产业、第二产业和第三产业时间序列数据建立了VAR（2）模型，从产业结构角度阐明了上海市税收收入超过生产总值增长的现象，结果发现：上海市税收收入增长的主要来源是生产总值的增长，且税收收入的弹性较大，为1.26，超过1，确实出现了税收收入超过生产总值增长的现象；来自第三产业的冲击在前期会给税收收入带来同向较大的影响，后期有小幅度负向影响，总体影响为正向影响，来自第二产业的冲击会给税收收入带来正负交替的影响，来自第三产业的冲击对税收收入主要带来负向影响；在对税收收入的贡献程度中，第二产业的贡献程度最大，呈现抛物线状态，第一产业贡献度次之，但呈现递增状态，第一产业的贡献度最低，为6%左右。因此，上海市在面对税收收入超生产总值增长这一现象时，要优化产业结构升级来促进经济增长，从而使税收进一步增长。特别是第三产业的技术创新，如金融业可以创新产品种类，同时要保持第二产业稳定增长，实现从粗放型生产向集约型生产转变。
参考文献：
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[4]谷寒梅.税收增长超GDP增长的因素分析[J].法制与社会，2008（12）.
[5]罗春华，吕普生.税收征管在税收超GDP增长中的贡献――测算方法、分析及展望[J].中国社会科学院研究生院学报，2010（01）.
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高新技术产品产值与经济增长之间的协整分析如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具随机趋势，那么这组序列就是协整的，为了进一步了解高新技术产品产值对经济增长(GDP)的影响，以高新技术产品实际产值为自变量、GDP实际值为因变量，先取对数，然后用普通最小二乘法(OLS)进行回归，其回归方程如下:（式略）在5%显著性水平下不存在单位根，为平稳序列。再对残差序列进行相关性、异方差和正态分布检验，发现不存在自相关和异方差且为正态分布，说明该回归方程不是伪回归。因而在其它条件不变情况下，高新技术产品实际产值增加1%，GDP实际值将增加0.49%。
高新技术产品产值影响因素分析
本文主要分析高新技术产品实际产值(1994年不变价)与销售收入、减免税收、产品数、企业数的关系，了解影响高新技术产品产值的主要因素。先对这5个变量(具体数据见表1)进行相关系数分析，具体结果。5个变量之间的相关系数至少都是0.87以上，这表明5个变量是高度相关的。然后以高新技术产品实际产值为因变量，企业数、销售收入、减免税收、产品数为自变量，用普通最小二乘法进行回归得到回归方程(2)，其F值检验(Prob(F－statistic))显著，拟合度也很高，D.W.也很好，但是自变量中除销售收入t值显著外，其它3个自变量t值都不显著，这表明自变量之间存在多重共线性。为避免多重共线性的影响，本文把销售收入、减免税收、产品数、企业数4个变量分别与高新技术产品实际产值进行研究。高新技术产品销售收入对高新技术产品实际产值的影响先把高新技术产品销售入和高新技术产品实际产值都取对数，然后进行单位根检验，看是否为非平稳序列。检验结果表明两个变量都是一阶单整变量，存在协整的可能。以高新技术产品销售收入为自变量、高新技术产品实际产值为因变量，用普通最小二乘法进行回归，得到如下回归方程:（方程略）对残差序列ecm1进行平稳性检验、正态分布、自相关和异方差检验，都通过检验。该回归方程表明高新技术产品销售收入增加1%，高新技术产品实际产值将增加0.98%。减免税收政策对高新技术产品产值的促进作用先把减免税收取对数，然后进行单位根检验，以判断其是否为非平稳性序列。检验结果表明其是一阶单整变量，与高新技术产品实际产值之间存在协整的可能。以减免税收为自变量、高新技术产品实际产值为因变量，用普通最小二乘法进行回归，得到如下回归方程:（方程略）对残差序列ecm2进行平稳性检验、正态分布、自相关和异方差检验，都通过检验。该回归方程表明高新技术产品享受的减免税收增加1%，高新技术产品实际产值将增加1.31%。与方程(3)中的销售收入相比，减免税收的政策对高新技术产品产值的作用更大。企业数、高新技术产品数对高新技术产品实际产值的影响把企业数、高新技术产品数先取对数，进行单位根检验。结果表明其为一阶单整变量、两变量与高新技术产品实际产值之间存在协整的可能。(1)以企业数为自变量、高新技术产品实际产值为因变量进行回归，得到如下回归方程:（方程略）对残差序列ecm3进行平稳性检验、正态分布、自相关和异方差检验，都通过检验。由于该回归方程为一阶滞后回归方程，当其达到均衡时，Ln高新技术产品实际产值=Ln高新技术产品实际产值(－1)代入方程(5)中移项化简后可得如下回归方程:Ln高新技术产品实际产值=1.21Ln企业数+ecm3(6)该回归方程表明生产高新技术产品的企业数增加1%，高新技术产品实际产值将增加1.21%。(2)以产品数为自变量、高新技术产品实际产值为因变量进行回归，得到如下回归方程:（方程略）对残差序列ecm4进行平稳性检验、正态分布、自相关和异方差检验，都通过检验。该回归方程表明生产高新技术产品的产品数增加1%，高新技术产品实际产值将增加1.81%。与方程(6)中的企业数对高新技术产品实际产值的影响相比，产品数对高新技术产品实际产值的影响更大。根据上述4个回归方程可知，对高新技术产品实际产值影响的4个因素中，产品数是最重要的，其次为减免税收，然后是企业数和销售收入，这4个因素对高新技术产品实际值弹性系数分别为1.81、1.31、1.21、0.98。
