計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

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【計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文選題】計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

我國(guó)稅收增長(zhǎng)的影響因素分析

摘要

本文是在參考了多個(gè)關(guān)于影響我國(guó)稅收收入的主要觀點(diǎn)的基礎(chǔ)上，對(duì)

影響我國(guó)自1988年至20XX年的稅收收入的主要因素進(jìn)行實(shí)證分析。

選取的自變量有國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出和零售商品物價(jià)水平。然后，

收集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，利用EViEwS軟件對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)和

檢驗(yàn)，并加以修正。得出結(jié)論是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出和零售商品

物價(jià)水平三者均對(duì)我國(guó)稅收收入有很大影響。

關(guān)鍵詞：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出、零售商品物價(jià)水平、稅收、計(jì)量、

思考。

一、研究的目的要求

稅收是我國(guó)財(cái)政收入的基本因素,也影響著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。取得財(cái)

政收入的手段有多種多樣，如稅收、發(fā)行貨幣、發(fā)行國(guó)債、收費(fèi)、罰

沒(méi)等等，而稅收則由政府征收，取自于民、用之于民。經(jīng)濟(jì)是稅收的

源泉，經(jīng)濟(jì)決定稅收，而稅收又反作用于經(jīng)濟(jì)，這是稅收與經(jīng)濟(jì)的一

般原理。這幾年來(lái)，中國(guó)稅收收入的快速增長(zhǎng)甚至“超速增長(zhǎng)”引起了

人們的廣泛關(guān)注。科學(xué)地對(duì)稅收增長(zhǎng)進(jìn)行因素分析和預(yù)測(cè)分析非常重

要，對(duì)研究我國(guó)稅收增長(zhǎng)規(guī)律，制定經(jīng)濟(jì)政策有著重要意義。

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改革開放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，1978-20XX年的31年間，國(guó)內(nèi)

生產(chǎn)總值從3645.2億元增長(zhǎng)到314045億元，一躍成為世界第二大經(jīng)

濟(jì)體。隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深化和經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，中國(guó)的財(cái)政收支

狀況也發(fā)生了很大的變化，中央和地方的稅收收入1978年為519.28

億元，到20XX年已增長(zhǎng)到54223.79億元，31年間平均每年增長(zhǎng)

16.76%。稅收作為財(cái)政收入的重要組成部分，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演

著不可或缺的角色。為了研究影響中國(guó)稅收增長(zhǎng)的主要原因，分析中

央和地方稅收收入的增長(zhǎng)規(guī)律，以及預(yù)測(cè)中國(guó)稅收未來(lái)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，

我們需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

影響稅收收入的因素有很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：①?gòu)暮暧^

經(jīng)濟(jì)看，經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)是稅收增長(zhǎng)的基本源泉，而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是反

映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要指標(biāo)。②公共財(cái)政的需求，稅收收入是財(cái)政收

入的主體，社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)保障的完善等都對(duì)公共財(cái)政提出要

求，因此對(duì)預(yù)算支出所表現(xiàn)的公共財(cái)政的需求對(duì)當(dāng)年的稅收收入可能

會(huì)有一定影響。③物價(jià)水平。我國(guó)的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主，以現(xiàn)行

價(jià)格計(jì)算的GdP等指標(biāo)和經(jīng)營(yíng)者的收入水平都與物價(jià)水平有關(guān)。④

稅收政策因素。我國(guó)自1978年以來(lái)經(jīng)歷了兩次大的稅制改革，一次

是1984~1985年的國(guó)有企業(yè)利改稅，另一次是1994年的全國(guó)范圍內(nèi)

的新稅制改革。稅制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)速度的影響不是非常大。因此，

可以從以上幾個(gè)方面，分析各種因素對(duì)中國(guó)稅收增長(zhǎng)的具體影響。

為了全面反映中國(guó)稅收增長(zhǎng)的全貌，我們選用“國(guó)家財(cái)政收入”中的

“各項(xiàng)稅收”（即稅收收入）作為被解釋變量，反映稅收的增長(zhǎng)；選擇

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“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”（即GdP）作為經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)水平的代表；選擇“財(cái)

政支出”作為公共財(cái)政需求的代表；選擇“商品零售價(jià)格指數(shù)”作為物

價(jià)水平的代表。另外，由于財(cái)稅體制的改革難以量化，而且從數(shù)據(jù)上

看，1985年以后財(cái)稅體制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)影響不是很大，在此暫不

考慮稅制改革對(duì)稅收增長(zhǎng)的影響

二、模型設(shè)定

（一）理論綜述

1978年～1981年，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制延續(xù)格局下中國(guó)稅收理論的發(fā)展與

變化：

1978年底召開的黨的十一屆三中全會(huì)，確立了把黨和國(guó)家的工作重

點(diǎn)轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)建設(shè)上來(lái)的政治路線，正確地作出了改革、開放的戰(zhàn)略

決策。在這一階段，我們一方面在稅收思想意識(shí)上和理論研究上全面

開始撥亂反正；另一方面也在積極探索適應(yīng)經(jīng)濟(jì)體制改革和對(duì)外開放

的理論與目標(biāo)模式。

1980年8月26日，五屆全國(guó)人大常委會(huì)第15次會(huì)議決定，批準(zhǔn)國(guó)

務(wù)院提出的決定在廣東省的深圳、珠海、汕頭和福建省廈門建立經(jīng)濟(jì)

特區(qū)，鼓勵(lì)客商及其公司投資設(shè)廠或與中方合資設(shè)廠、興辦企業(yè)和其

他工業(yè)，并在稅收、金融、土地和勞動(dòng)工資等方面予以適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠條

件。在經(jīng)濟(jì)特區(qū)內(nèi)，將實(shí)行不同于內(nèi)地的管理體制和以中外合資、合

作經(jīng)營(yíng)企業(yè)、外商獨(dú)資企業(yè)為主，多種經(jīng)濟(jì)并存的綜合企業(yè)、綜合體

制。

1981年～1984年，“計(jì)劃經(jīng)濟(jì)為主、市場(chǎng)調(diào)節(jié)為輔”格局下中國(guó)稅收

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理論的發(fā)展與變化：

1981年6月黨的十一屆六中全會(huì)總結(jié)建國(guó)以來(lái)32年歷史經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)時(shí)，

寫入《關(guān)于建國(guó)以來(lái)黨的若干歷史問(wèn)題的決議》中：“必須在公有制

基礎(chǔ)上實(shí)行計(jì)劃經(jīng)濟(jì)，同時(shí)發(fā)揮市場(chǎng)調(diào)節(jié)的輔助作用。”1982年9月

召開的中共十二大具體闡述了“計(jì)劃經(jīng)濟(jì)為主、市場(chǎng)調(diào)節(jié)為輔”的內(nèi)

涵：“我國(guó)在公有制基礎(chǔ)上實(shí)行計(jì)劃經(jīng)濟(jì)。有計(jì)劃的生產(chǎn)和流通，是

我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主體。同時(shí)，允許對(duì)于部分產(chǎn)品的生產(chǎn)和流通不作計(jì)

劃，由市場(chǎng)來(lái)調(diào)節(jié)，也就是說(shuō)，根據(jù)不同時(shí)期的具體情況，由國(guó)家統(tǒng)

一計(jì)劃劃出一定的范圍，由價(jià)值規(guī)律自發(fā)地起調(diào)節(jié)作用。這一部分是

有計(jì)劃生產(chǎn)和流通的補(bǔ)充，是從屬的、次要的，但又是必需的、有益

的。”

1984年～1993年，發(fā)展“社會(huì)主義有計(jì)劃商品經(jīng)濟(jì)”框架下，中國(guó)稅

收理論的發(fā)展與變化：

1984年10月，黨的十二屆三中全會(huì)一致通過(guò)《中共中央關(guān)于經(jīng)濟(jì)體

制改革的決定》，該《決定》認(rèn)為：改革計(jì)劃體制，首先要突破把計(jì)

劃經(jīng)濟(jì)同商品經(jīng)濟(jì)對(duì)立起來(lái)的

傳統(tǒng)觀念，明確認(rèn)識(shí)社會(huì)主義計(jì)劃經(jīng)濟(jì)必須自覺(jué)依據(jù)和運(yùn)用價(jià)值規(guī)

律，是在公有制基礎(chǔ)上的有計(jì)劃的商品經(jīng)濟(jì)。商品經(jīng)濟(jì)的充分發(fā)展，

是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可逾越的階段，是實(shí)現(xiàn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)代化的必要條

件。這就為打破計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制創(chuàng)造了條件。從此，中國(guó)開始重視稅收

理論研究與實(shí)踐工作，強(qiáng)調(diào)需要運(yùn)用稅收集中財(cái)力，調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，為促

進(jìn)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展服務(wù)。

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1994年～20XX年，構(gòu)建社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)過(guò)程中中國(guó)稅收理論的發(fā)

展與創(chuàng)新：

黨的“十四”大明確提出中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革的目標(biāo)是建立社會(huì)主義市

場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制。為適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制對(duì)稅收提出的新要求，1994年中

國(guó)對(duì)原有工商稅制進(jìn)行了新中國(guó)成立以來(lái)規(guī)模最大、范圍最廣、力度

最強(qiáng)、內(nèi)容最深刻的全面性、結(jié)構(gòu)性的改革。此次改革的指導(dǎo)思想是：

統(tǒng)一稅法、公平稅負(fù)、簡(jiǎn)化稅制、合理分權(quán)，理順?lè)峙潢P(guān)系，保障財(cái)

政收入，建立符合社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)要求的稅制體系。圍繞這一重大

稅收制度變革，稅收理論的研究與發(fā)展也進(jìn)入了一個(gè)全新的時(shí)期，這

一時(shí)期的稅收理論研究主要圍繞三條主線展開：一是進(jìn)一步加強(qiáng)適應(yīng)

wTo規(guī)則和經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展要求的稅收理論研究；二是稅收基礎(chǔ)理論

的研究與對(duì)西方稅收理論“揚(yáng)棄”；三是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展中國(guó)特色

稅收理論體系創(chuàng)新的研究。

（二）變量選取

為了具體分析各要素對(duì)提高我國(guó)稅收收入的影響大小，選擇能反映我

們稅收變動(dòng)情況的“各項(xiàng)稅收收入”為被解釋變量（用Y表示），選擇

能影響稅收收入的“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（用X1表示）”、“財(cái)政支出(用X2

表示)”和“商品零售價(jià)格指數(shù)（用X3表示）”為解釋變量。表1為由

《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》得到的1988—20XX年的有關(guān)數(shù)據(jù)。

表1稅收收入模型的時(shí)間序列表

資料來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒20XX》；

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（三）模型數(shù)學(xué)形式的確定

為分析為被解釋變量各項(xiàng)稅收收入（Y）和解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值

（X1）、財(cái)政支出(X2)和商品零售價(jià)格指數(shù)（X3）的關(guān)系，作如圖1、

圖2、圖3所示的散點(diǎn)圖和圖4所示的線性圖。

下頁(yè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

300000

X1

15000

00

10000

20000

Y

30000

40000

50000

圖1

600

X2

300

00

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10000

20000

Y

30000

40000

50000

圖2

6

130

120

X3

110

100

90

10000

20000

Y

30000

40000

50000

圖3

400000

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300000

200000

100000

90

92

94

96

9800

0204

06

08

圖4

（四）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的設(shè)定

從圖1、圖2和圖3可以看出各項(xiàng)稅收收入（Y）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、

財(cái)政支出

7

(X2)和商品零售價(jià)格指數(shù)（X3）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系。又由圖4看出

Y、X1、X2都是逐年增長(zhǎng)的，但是增長(zhǎng)速率有所變動(dòng)，而X3在多數(shù)

年呈現(xiàn)出水平波動(dòng)，說(shuō)明變量間不一定是線性關(guān)系。為分析各項(xiàng)稅收

收入（Y）隨國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、財(cái)政支出(X2)和商品零售價(jià)格指

數(shù)（X3）變動(dòng)的數(shù)量的規(guī)律性，可以初步建立如下三元對(duì)數(shù)回歸模

型：

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lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3X3+ui

（五）確定參數(shù)估計(jì)值范圍

由經(jīng)濟(jì)常識(shí)知，因?yàn)閲?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、財(cái)政支出(X2)和商品零售

價(jià)格指數(shù)（X3）的增加均會(huì)帶動(dòng)稅收收入的增加，所以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總

值（X1）、財(cái)政支出(X2)和商品零售價(jià)格指數(shù)（X3）與稅收收入應(yīng)為

正相關(guān)的關(guān)系，所以可估計(jì)0＜β1＜1,0＜β2＜1,0＜

β3＜1。

三、參數(shù)估計(jì)

利用Eviews軟件，做lnY對(duì)lnX1、lnX2、X3的回歸，回歸結(jié)果如

下（表2）

表2

dependentVariable:LnYmethod:LeastSquaresdate:12/26/14Time:17:32Sa

mple:198820XXincludedobrvations:20

VariablecLnX1LnX2X3

R-squared

adjustedR-squared

coefficient-0.3340900.4112020.6107850.004174

0.2781440.0613930.0573310.001534

t-Statistic-1.20XX420.50688817.630612.721708

Prob.0.24720.61910.00000.0151

entvar

8

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0.922533

essionSumsquaredresidLoglikelihooddurbin-watsonstat

0.040806akaikeinfocriterion0.026642Schwarzcriterion37.83123F-statistic

0.735725Prob(F-statistic)

-3.383123-3.1839773231.7210.000000

根據(jù)表中數(shù)據(jù)，模型設(shè)計(jì)的結(jié)果為：

lnY=-0.334090+0.411202lnX1+0.610785lnX2+0.004174X3(0.27814假

定其他變量不變的情況下，當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)

稅收收入會(huì)增加0.411202%；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年財(cái)

政支出每增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)稅收收入會(huì)增加0.610785%；在假定其

他變量不變的情況下，當(dāng)年商品零售價(jià)格指數(shù)上漲1%，平均來(lái)說(shuō)稅

收收入會(huì)增加0.004174%。這里與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致

（二）統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

1、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（R2檢驗(yàn)）

可絕系數(shù)R=0.998352，R2=0.998043，這說(shuō)明所建模型整體上對(duì)樣本

數(shù)據(jù)擬合很好，即解釋變量“國(guó)量“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）”、“財(cái)政支出

(X2)”和“商品零售價(jià)格指數(shù)（X3）”聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)被解釋變量“各項(xiàng)

稅收收入（Y）”有顯著影響。

3、t檢驗(yàn)

分別針對(duì)H0：βj＝0（j＝0，1，2，3），給定顯著性水平α＝0.05，查

t分布表的自由度為n－k＝16的臨界值tα/2（n－k）＝2.120。由表2

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中的數(shù)據(jù)可得，與β0、β1、β2、β3對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為-1.20XX4、

0.506888、17.63061、2.721708，其絕對(duì)值不全大于tα/2（n－k）＝2.120

上頁(yè)下頁(yè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

表3

dependentVariable:LnYmethod:LeastSquaresdate:12/26/14Time:21:13Sa

mple:198820XXincludedobrvations:20

VariablecLnX1

R-squared

essionSumsquaredresidLoglikelihooddurbin-

watsonstat

coefficient-2.4748551.044679

0.5153600.046396

t-Statistic-4.80218822.51675

Prob.0.00010.0000

entvar0.175500

akaikeinfocriterion0.554405Schwarzcriterion7.477146F-statistic0.225214

Prob(F-statistic)

0.922533-0.547715-0.448141507.00390.000000

將lnY與lnX2做回歸得到結(jié)果如表4：

表4

dependentVariable:LnYmethod:LeastSquaresdate:12/26/14Time:21:14Sa

mple:198820XXincludedobrvations:20

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VariablecLnX2

R-squared

adjustedR-squared

coefficient0.20XX020.963128

0.1035920.011159

t-Statistic1.93261086.30713

Prob.0.06920.0000

entvar

0.922533

essionSumsquaredresidLoglikelihooddurbin-watsonstat

0.046536akaikeinfocriterion0.038981Schwarzcriterion34.02547F-statistic

0.529139Prob(F-statistic)

-3.202547-3.1029747448.9200.000000

將lnY與X3做回歸得到結(jié)果如表5：

表5

dependentVariable:LnYmethod:LeastSquaresdate:12/26/14Time:21:14Sa

mple:198820XXincludedobrvations:20

VariablecX3

R-squared

essionSumsquaredresidLoglikelihooddurbin-

watsonstat

coefficient16.28636-0.068404

竭誠(chéng)為您提供優(yōu)質(zhì)文檔/雙擊可除

2.4488520.023237

t-Statistic6.650608-2.943795

Prob.0.00000.0087

entvar0.778718

akaikeinfocriterion10.91524Schwarzcriterion-22.32304F-statistic0.30644

2Prob(F-statistic)

0.9225332.4323042.5318788.6659310.008683

將lnY與lnX1、lnX2做回歸得到下表6：

表6

dependentVariable:LnYmethod:LeastSquaresdate:12/26/14Time:21:16Sa

mple:198820XXincludedobrvations:20

VariablecLnX1LnX2

R-squared

essionSumsquaredresidLoglikelihooddurbin-

watsonstat

coefficient0.208507-0.0029320.965745

0.2275960.0710080.064410

t-Statistic0.916126-0.04129514.99361

Prob.0.37240.96750.0000

entvar0.047883

akaikeinfocriterion0.038977Schwarzcriterion34.02647F-statistic0.530570

Prob(F-statistic)

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0.922533-3.102647-2.9532873517.8990.000000

計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇lnX1、lnX2、X3的數(shù)據(jù)，得到相

關(guān)系數(shù)矩陣如表7：

表7

變量LnX1LnX2X3

LnX11.0000000.683982-0.558932

LnX20.6839821.000000-0.592646

X3-0.558932-0.5926461.000000

由表3、表4和表5可知，lnY與lnX1、lnX2的組合為最優(yōu)方程，但

是lnY與X3擬合度R-squared＝0.287480并不是很高，遠(yuǎn)小于lnY分

別與lnX1、lnX2回歸后得出的R-squared，但是由表2知引入X3后

R-squared變?yōu)?.998352這說(shuō)明引入X3這個(gè)解釋變量對(duì)整體模型有

改善作用。又由表7的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，解釋變量lnX1、lnX2、

X3相關(guān)系數(shù)不高，可認(rèn)為模型不存在多重共線性，所以可保留原來(lái)

的方程，即

lnY=-0.334090+0.411202lnX1+0.610785lnX2+0.004174X3這說(shuō)明，在

其他因素不變的情況下，當(dāng)國(guó)民生產(chǎn)總值增加1億美元，財(cái)政支出每

增加1億美元，商品零售價(jià)格指數(shù)沒(méi)上升1%，平均說(shuō)來(lái)稅收收入：

表8

dependentVariable:LnYmethod:LeastSquaresdate:12/26/14Time:21:38Sa

mple(adjusted):198920XX

includedobrvations:19afteradjustingendpointsconvergenceachievedafter

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37iterations

VariablecLnX1LnX2X3aR(1)

R-squared

essionSumsquaredresidLoglikelihooddurbin-

watsonstatinvertedaRRoots

coefficient-2.0351060.4545010.5862780.0084510.901498

2.6529520.1157870.1988740.0016910.136769

t-Statistic-4.7671102.3343554.9593072.4996626.591388

Prob.0.45580.2urbin-watsonstat＝2.014057>dL，由此可見(jiàn)

一次迭代對(duì)模型的影響較為顯著，無(wú)需進(jìn)行二次迭代。說(shuō)明原模型確

實(shí)存在一階的自相關(guān)性。

因此可以得出結(jié)論：模型已經(jīng)消除了自相關(guān)性的影響。模型的回歸方

程為：

lnYt=-2.035106+0.454501lnX1+0.586278lnX2+0.008451X3[aR(1)=0.90

1498]t=（-4.767110）（2.334355）（4.959307）（2.499662）t=（6.591388）

R2=0.999109F=3925.933dw=2.014057

五、模型應(yīng)用分析

這些數(shù)據(jù)表明，GdP，財(cái)政支出，以及商品零售價(jià)格指數(shù)確實(shí)影響著

我國(guó)的稅收收入。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)稅收收入是正相關(guān)的。這表明，國(guó)

內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)帶來(lái)稅收的增加。這很容易理解，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)是收入的來(lái)

源，只有提高產(chǎn)出，才有可能提高稅收，這是根本原因。財(cái)政對(duì)稅收

的影響是顯著正相關(guān)

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的，這說(shuō)明國(guó)家財(cái)政支出增加，稅收也會(huì)增加。而且其系數(shù)為0.586，

高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響力。究其原應(yīng)應(yīng)該是：國(guó)家為了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增

長(zhǎng)，常常實(shí)施擴(kuò)張性的財(cái)產(chǎn)政策，從而使經(jīng)濟(jì)的到發(fā)展，各項(xiàng)稅收也

就自然而然的有所增加，進(jìn)而提高了稅收總收入。零售商品物價(jià)指數(shù)

對(duì)稅收收入是正相關(guān)的。這很明顯，物價(jià)指數(shù)升高，意味著物價(jià)上漲，

物價(jià)上漲各個(gè)銷售商的收入總額也就會(huì)變大，這樣需要繳納的各項(xiàng)稅

賦也就變大，從而，國(guó)家的稅收收入就會(huì)明顯地提高。

稅收作為社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，必然隨著社會(huì)的發(fā)展而

擴(kuò)大。稅收是國(guó)家參與一部分社會(huì)產(chǎn)品或國(guó)民收入分配與再分配所進(jìn)

行的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，因此稅收從一定程度上決定了國(guó)家的健康穩(wěn)定發(fā)展，

我國(guó)目前正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型期，市場(chǎng)機(jī)制還不完善，宏觀方面，需

要政府進(jìn)行積極的宏觀調(diào)控，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，以及財(cái)政支出政策

的改進(jìn)。另外，我國(guó)應(yīng)實(shí)行結(jié)構(gòu)性減稅，結(jié)合推進(jìn)稅制改革，用減稅、

退稅或抵免的方式減輕稅收負(fù)擔(dān)，促進(jìn)企業(yè)投資和居民消費(fèi)，實(shí)行積

極財(cái)政政策，促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展，從而對(duì)稅收形成良性的影響。

參考文獻(xiàn)

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[3]王國(guó)清。馬蹺。程謙[m].北京：高等教育出版社，20XX.

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研究，2000.

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