[07]原始数据取对数值模型---论文选读：福建省1978-2002年税收负担的实证分析.doc

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[论文选读]原文：
福建省1978-2002年税收负担的实证分析联系电话：[phone]，邮编：350500，Email：xingf96btbu@

邢锋（福建省连江县地方税务局 350500）

改革开放以来，福建省通过利用新技术改造传统农业，提高第二产业发展质量，大力发展第三产业，带动地区经济的快速增长，也带来了税收的高增长。本文主要通过数据实证地分析1978年以来福建省的税收负担和税收弹性问题，并利用计量经济学的有关方法进行深入分析，以此来说明今后税收工作的方向。
一、税收负担与税收弹性的概念
（一）税收负担
本文所称的税收负担（Tax Incidence）指宏观税负，用一定时期各类税收总收入占国内生产总值的比重来表示：

税收负担是反映税收总收入与社会总产出之间的对比关系的一个重要指标，反映社会各类经济主体总体上所承受税收负担的大小，也反映了国家与企业、个人之间的利益分配关系，是税制的核心问题之一。
（二）税收弹性
本文所称的税收弹性（Tax Elasticity）是指税收收入的相对变化量与国内生产总值相对变化量的比。税收弹性是对税收负担概念的拓展，是一个更具体化、数量化的指标，可以反映一个国家税收调节能力的大小，反过来，它也可以反映企业和其他纳税人（通过影响总产出）对税收变动的适应能力。用公式表示为：

根据税收弹性的大小可以把它分为三个区间来分析：若用表示税收弹性，当＜1时，表示税收收入增长低于经济的增长；当＝1时，表示税收收入增长与经济增长同步；当＞1时，表示税收收入增长高于经济的增长。
二、税收负担与经济关系的理论分析
税收负担与经济关系密切，经济是税收得以存在和发展的基础，是税收的根本和源泉。经济发展水平生产、技术水平、分配制度和政策、价格水平和经济制度等都会对税负水平产生影响。反过来，税收负担也会对经济产生相应的影响，税收作为一种作用显著的宏观调控工具，是市场经济条件下政府介入GDP分配过程的重要手段之一。适度的税负能够保证合理的取得国家财政收入，建立稳定的财力基础，增强税收对经济的宏观调控功能，促进国民经济持续、稳定、协调地发展。反之，税负的过重或过轻，不仅会因为负担不合理使财政收入的取得缺乏稳定性，而且还会削弱税收的经济调控功能，直接阻碍企业的发展，从而影响经济的正常运行。
税收负担与经济的相互关系还可以通过税收乘数来说明。分别用Y,C,I,G,α,β,T表示总产出、总消费、总投资、总政府支出、自发性消费、边际消费倾向、总税收，根据凯恩斯主义经济学的三部门模型（在征收定额税的条件下，其中；）：
，对该式求全微分，得到：
移项后得到：
（2.1）
可见，政府增加税收的政策会导致国民经济总产出反方向变动，而减税政策则会刺激经济的增长。另外，由上述税收弹性的定义可见：
（2.2）
（2.2）式表明，税收弹性来源于税收乘数，也就是取决于税收与总产出之间函数斜率的大小。斜率越陡，弹性越小；斜率越缓，弹性越大。一项好的税收制度也要求税收弹性也相对较大，这样，政府就不需要频繁的变动税制以适应经济的变化发展。
在不同国家或同一国家的不同发展阶段，税负水平各不相同。当GDP水平较低时，社会经济结构比较简单，人们对公共品需求低，人民的负担能力也较弱，宏观税负相对较低。当经济较发达，GDP总量较高时，由于社会经济结构的复杂化，人们对公共品需求提高，人民的负税能力也随之提高，则宏观税负相对较高。
宋文新、姚绍学在《拉弗曲线的拓展与最优宏观税负》一文中指出：在动态经济发展过程中最优宏观税负曲线会呈现出逻辑斯蒂（Logistic）曲线的形状。对OECD国家的数据进行分析发现，有87.5％的国家宏观税负与人均GDP的关系完全具有或近似具有逻辑斯蒂函数或龚帕兹（Gompertz）函数曲线的特征（两者都是具有上界极限非线性函数形式）。作者得出的结论是：宏观税负随经济水平的提高而呈非线性提高，在经济水平达到一定高的水平后，它又将趋于一个稳定值。税收负担标准的发展模型是钱纳里和R·塞尔奎恩运用库兹涅茨的统计归纳法，在处理了1960年人口在100万以上的101个发展中国家1950-1970年20年间的资料后，用统计回归方法得到的各国人均GNP在100-1000美元间的结构变化的理想模型。下面摘录片段列成下表：
表一 人均GNP与税收负担、财政负担的关系
人均国民生产总值（美元）
＜100
100
200
300
400
500
800
1000
＞1000
税收负担水平（%）
10.6
12.9
15.3
17.3
18.9
20.3
23.6
25.4
28.2
财政负担水平（%）
12.5
15.3
18.1
20.2
21.9
23.4
26.8
28.7
30.7
资料来源：Chenery,H.＆M.Sycquin: Pattern of Development,1950-1970, University of Oxford, 1975,p.38. 转引自张馨等著《当代财政与财政学主流》第427页。
张馨教授等合著的《当代财政与财政学主流》对80-90年代我国国内对有关税收负担的文献作了详细的综述。目前有关文献对于近几年税收收入大幅增长的情况（特别是税收弹性1997-2000年连续四年都在2.00附近）比较普遍的看法是，中国名义税收负担不算重（在20％以下），但实际税负（用政府总收入除以国内生产总值计算）则相当高，税外收费规模不断膨胀，“费改税”步伐相对滞后，近几年税收征管力度增强，使人们普遍感到税负加重。针对这种情况有两种截然相反的观点：一种观点认为在世界上新一轮的减税浪潮中，中国也不能落后，也应采取一定的减税措施以适应国际竞争的需要。另一种观点则认为现在税收负担水平还比较低，没有减税的空间。倒是应加快“费改税”的步伐，取消一切不合理的收费，才能真正将所谓的“税收”负担减下来。不过这些文章主要倾向于定性比较分析（包括纵向和横向的比较），较少使用定量分析方法，同时较少涉及地区的税收负担问题。
三、对福建省税收负担与税收弹性的数据分析
下面对福建省改革开放以来税收负担与经济发展的关系进行具体分析。
表二、1978-----2002年度福建省经济税收基本情况表
年度
国内生产总值
税收收入
物价指数
税收负担率
税收弹性
YEAR
GDP
T
PRICE
T/GDP
EOT
1978
66.37
8.88
1.000
13.3795
─
1979
74.11
9.24
1.028
12.4680
0.347633
1980
87.06
10.29
1.081
11.8194
0.650316
1981
105.62
11.00
1.108
10.4147
0.323656
1982
117.81
11.76
1.142
9.98217
0.598637
1983
127.76
18.23
1.155
14.2689
6.514124
1984
157.06
21.93
1.176
13.9628
0.884998
1985
200.48
31.76
1.289
15.8420
1.621402
1986
222.54
33.07
1.354
14.8602
0.374849
1987
279.24
36.68
1.448
13.1357
0.428448
1988
383.21
44.37
1.713
11.5785
0.563075
1989
458.40
56.53
1.902
12.3320
1.396757
1990
522.28
60.08
1.895
11.5034
0.450639
1991
619.87
66.52
1.930
10.7313
0.573659
1992
784.68
70.84
1.989
9.02788
0.244258
1993
1128.29
106.27
2.143
9.41868
1.142140
1994
1675.66
154.06
2.396
9.19399
0.926971
1995
2145.92
191.27
2.548
8.91319
0.860632
1996
2560.05
223.29
2.607
8.72210
0.867464
1997
2974.50
264.25
2.714
8.88385
1.133097
1998
3286.56
260.83
2.711
7.93626
-0.123364
1999
3550.24
289.76
2.702
8.16170
1.382469
2000
3920.07
359.33
2.723
9.16642
2.304831
2001
4253.68
426.39
2.710
10.0240
2.192930
2002
4681.97
473.32
2.705
10.0458
1.023714
数据来源：⑴本表按当年价格计算。税收收入包括税务部门组织的税收收入和农业“四税”，不含关税和出口退税。⑵1978－2001年的数据均引自《福建税务2002增刊-2》第134、135页。价格指数数据来源于《福建年鉴2002》。2002年的数据来源于福建省2002年度统计公报。
从上表的数据可得到图一：图中的每一点表示每一年度的税收负担水平。
图一 福建省1978-2002年税收负担示意图
另外还可得到图二：图中的每一点表示对应于每一年度GDP的税收收入值。
图二 福建省税收与经济增长示意图

从表二和图一、图二中可以看出，改革开放以来，福建省的税收收入伴随着GDP的增长而不断增长。从1978年的8.88亿元上升到2002年的470.34亿元，年均增长18.03%，为我省的财政各项支出和建设奠定了良好的基础。从税收负担水平上看，大体可以分成两个阶段来分析：
1978－1990年为第一阶段，这一阶段福建省总体上税负相对较高，变动幅度也比较大。税收负担平均为12.73％。最高的为1985年的15.84％，1982年为最低点9.98％。高低相差5.86％，样本方差为2.957868。
从年度税收负担的数据看，在1978-1982年间税收负担呈不断下降的趋势，从1978年的13.37％下降到1982年的9.98％，降了3.39个百分点。从1982-1985年税收负担逐年上升，四年共上升了5.86个百分点，这是与我国两步利改税政策相适应的，其中，1982年到1983年税收负担迅速上升了4.28个百分点，可以体现出我国第一步利改税政策的重大影响。从1985年到1990年，税收负担几乎是逐年下降（除了1989年略有上升外），六年间下降了4.34个百分点。
从税收弹性上看，除了1983年（6.51），1985年（1.62），1989年（1.39）三个年份以外，其他的年度税收弹性都是小于1的，说明税收收入增长速度总体上低于GDP的增长，这是与我国税收制度相一致的。我国以商品流转税为主体的税收制度，从理论上讲，除非税制的较大幅度的调整，税基（商品流转额）增长幅度一般会略低于经济增长幅度，相应的，税收收入增长也会低于经济的增长，表现在税收弹性上，也就是税收弹性小于1。而上述例外的三个年份，1983年和1985年分别对应于我国的两步利改税的改革，由于利改税主要是涉及到所得税政策改革，累进的所得税对税收收入的影响相应的也会更加明显，带来税收负担大幅变动，税收弹性就会大于1，而1989年的税收负担的小幅上升，是与当时较高的通货膨胀率有关。
从1991年起至今为第二阶段，这一阶段福建省总体上税负相对较低，变动幅度也较小。税收负担平均为9.18％。最高的为1991年的10.73％，最低点为1998年的7.93％。高低相差2.8％，样本方差0.627364。
这一阶段的税收负担，从1991年的10.73%一路下滑至1998年的7.93%，降幅为2.8个百分点。虽然经历了1994年的税制改革，但是税收负担并未因此有所提高。这与我国经济的大环境有关，从1992年起，我国经济经历了两大转变：经济体制从计划经济向社会主义市场经济转变，经济增长方式由粗放型向集约型转变。随着公有制经济比重的减少，其他经济成分的比重的相对上升，以国有经济税收为主体的税收制度使得福建省税收负担逐渐下降。从1999年起，在全国大力整顿税收秩序，大力强化税收征管，清理违规减免税和大量的基础设施项目建设的双重因素的影响下，福建省税收负担又逐渐回升，到2002年时达到10.04%的水平。
从税收弹性来看，在1998年以前，除了1993年和1997年的税收弹性大于1以外，其他年份的税收弹性都是小于1的，1993年的税收弹性较大，税收收入增长速度超过经济增长速度的14.21%，这与当时是分税制前一年的大环境分不开的。各地区为了能在分税制后留有更多的地方分成，都大力抬高税收收入基数，税收收入也大幅增加，另外因为1992年的税收收入增长较慢（税收弹性为0.24），相应的也显得1993年的收入增长较快一些。1999年起，税务机关的征管力度的增强，同时因为东南亚金融风波的影响，相对经济增长速度放慢，在这种经济背景下，福建省的税收弹性又开始大幅上升，但是我们认为，最近几年税收收入的大幅度增收（表现为税收弹性大于1），还有一个原因在于收入任务的压力。随着经济体制改革的深入，各级地方政府承担了越来越多的建设支出和其他支出，也就是所谓的“事权增多”，但“事权”的增多，却缺乏相应的“财权”的增加作保障。福建省作为一个经济较发达的东南沿海省份，中央的财政转移支付也较少，这就必然要求以税收收入的较快增长来保证政府开支的增长。其结果就是税收任务层层加码，年年加码。虽然税收的征管力度加强是必要的，但是2000年和2001年连续两年的税收弹性都大于2，换句话说，税收收入增长速度是经济增长速度的2倍以上，也必然会对经济的增长产生一定的消极影响。
从上述的数据分析看，我省税负变动曲线也没有呈现出一般国家那种比较规律性的逻辑斯蒂曲线或龚帕兹曲线的形式，说明这二十多年来，我省的经济和税收两者的增长之间没有建立起较稳定的具有一定规律性的均衡关系，对此，我们随后将进行深入分析。
四、福建省税收负担水平的经济计量分析
在对各个年度的数据进行分析之后，下面利用计量经济学的方法对福建省税收负担问题进行深入分析。
（一）多元回归的OLS分析
首先用多元回归分析的普通最小二乘法（OLS）方法对1978年－2002年福建省的税收负担水平和税收弹性进行分析。根据表二的数据，在EVIEWS3.1软件上用OLS方法得出回归函数为：
（4.1）
注：***表示系数在5％的检验水平上显著，下同
从（4.1）式可以看出，我省的税收收入与GDP水平之间存在着极高的相关关系（计算得出的两者偏相关系数为0.992728），GDP的系数为0.096980（也就是总体税收负担率9.698%），表明GDP每增加1亿元，就会将近增加1千万元的税收收入。同时物价水平与税收收入也存在着反方向变动关系。可见，虽然我省税收收入随着GDP 的增长也在增长，但是总体税收负担仅为9.69％，这一比值比表一所示的世界标准发展模型低，也比同期全国总体水平（13.63％ 根据历年的《中国统计年鉴》有关数据计算得出
）低。我们认为除了上述我省税收收入统计上不包括关税的因素外，这主要说明福建省的第一、二、三产业结构比例还不尽完善，更重要的是福建省的大多数企业实力还不够强。从2001年全国及部分省市规模工业企业平均每户利润额情况来看，全国平均为276.39万元，福建省为179.58万元，而上海为460.98万元，广东为287.44万元，浙江为246.7万元，江苏为213.3万元。所以说，福建省企业的竞争力在全国还是处于比较低的水平的，所能提供的税收自然也不多，总体税收收入自然也就低了。其次是税外收费严重干扰了正常的税收征管秩序，侵蚀了税基。据有关统计，到1997年底，福建省各项政府收费项目有639项，而这仅是规范的收费，超越权限的各个部门擅自征收收费项目还不包括在内。1997年，全省规范的收费（包括基金）收入总额为119.48亿元，相当于当年各项税收收入的近一半。这还不包括隐瞒未报收费额和其他违规收费。“一税轻，二税重，三税四费无底洞”就是这种情况的写照。在这种情况下，以规范的税收总收入计算得出税收负担自然难以提高。
根据表二中数据的对数值，在EVIEWS3.1上用OLS方法得出其税收弹性函数为：
（4.2）
由（4.2）式可以看出，我省的税收弹性为0.99，说明总体上我省的税收收入能与GDP 保持同步增长。相对而言这比同期全国的税收弹性要高一些，但是比起一些发达国家就低一些了（西方国家一般为1.2～1.3之间）。这样，在GDP 不断增长，经济不断发展的情况下，政府收入虽能有近似同步的增长，但总是难以充分发挥政府财政税收活动对宏观经济调控的能力，减少经济发展过程中的波动性。另一方面也说明在我省企业等经济主体对税收负担变动不是特别敏感。同时物价水平的变动对税收收入会产生一定程度负面影响，表现为税收收入对物价指数的弹性为－0.37473。
虽然上述模型都具有较好的拟合优度（接近于1），方程也都通过了F检验，但是普遍的D.W.值都不高（远低于2），可见都存在着自相关，这可以通过广义差分变换进行自相关校正，在此不再赘述。
（二）时间序列的协整关系检验
20世纪80年代，恩格尔和格兰杰等人提出了协整（Co-integration）的概念，指出两个或多个非平稳（unstationary）的时间序列的线性组合可能是平稳的或是较低阶单整的。韩德瑞等人提出的误差修正模型（Error Correction Model, ECM）成为描述这种非平稳时间序列的长期均衡关系和短期变动相结合的一种经济计量学模型。协整理论与误差修正模型相结合成为处理非平稳时间序列的长期均衡关系的有效方法，它用来估计变量之间在短期变动过程中的长期均衡关系，对这种时间序列作统计描述。
下面用单变量的恩格尔-格兰杰两步法（Engle-Granger Two-step Procedure）对和（下标t表示时间顺序，下同）进行协整检验。首先对两个时间序列变量进行平稳性（单位根）检验（Unit Root Test），在检验之前，先要消除价格因素的影响，并取对数以消除样本之间的异方差。用物价指数（Price1978=1.000）调整后的福建省税收收入和国内生产总值的对数如表三所示：
表三、1978-----2002年度福建省经济税收对数值表
年度
Year
1978
1979
1980
1981
1982
税收收入
t
2.183802
2.195927
2.253286
2.295339
2.331923
国内生产总值
gdp
4.195245
4.277935
4.388711
4.557291
4.636292
年度
YEAR
1983
1984
1985
1986
1987
税收收入
t
2.758968
2.925737
3.204341
3.195563
3.232048
国内生产总值
gdp
4.706053
4.894509
5.046848
5.102044
5.261888
年度
YEAR
1988
1989
1990
1991
1992
税收收入
t
3.254317
3.391866
3.456458
3.539983
3.572792
国内生产总值
gdp
5.410337
5.484836
5.618985
5.771990
5.977644
年度
YEAR
1993
1994
1995
1996
1997
税收收入
t
3.903776
4.163542
4.318377
4.450271
4.578472
国内生产总值
gdp
6.266252
6.550162
6.736015
6.889582
6.999408
年度
YEAR
1998
1999
2000
2001
2002
税收收入
t
4.566551
4.675061
4.882507
5.058406
5.158354
国内生产总值
gdp
7.100279
7.180778
7.272131
7.358591
7.456372
注：上表所示的：gdp=ln(GDP/P)；t=ln(T/P)。表示用价格指数调整后的实际变量的自然对数
本文用增广迪基-福勒检验（Augmented Dickey-Fuller Test，ADF test）对时间序列进行平稳性检验，它主要是对以下3个模型分别顺序进行t检验：
(Ⅲ)
　　　　　　　　　　　 　(Ⅱ)
　　　　　　　　　　　 　 (Ⅰ)
上述模型分别对应于含截距项（Intercept）和时间趋势项（Time trend）、只含截距项、不含截距项和时间趋势3种回归形式，其中主要是对的假设检验。经过尝试，选取滞后阶数，在EVIEWS3.1上分别对、、和、进行ADF检验，其结果如表四所示：
表四 ADF检验结果表
变量名称
检验形式(c, tr, n)
ADF检验值
临界值
结论

Ⅰ (0, 0, 2)
1.779863
-1.9574
不平稳

Ⅰ (0, 0, 2)
-0.681062
-1.9583
不平稳

Ⅰ (0, 0, 2)
-2.080447
-1.9592
平稳

Ⅰ (0, 0, 2)
2.134453
-1.9574
不平稳

Ⅲ (c, tr., 2)
-3.565570
-3.6454
平稳
注：(c, tr., n)分别表示在ADF检验中是否含常数截距项，含时间趋势项和滞后阶数n的检验结果。检验结果统一取5%的置信水平。罗马数字表示所对应上述3种检验模型的其中之一。
由上述检验结果可知：时间序列为2阶单整的（经过两次差分变换转化为平稳的序列），即；是1阶单整的，即。因此，由于两者不是同阶单整的，由格兰杰协整定理可知：时间序列和不可能具有协整关系，两者无法建立一个协整模型，也就是说两者在短期变动过程中不具备一种长期趋势上的稳定均衡关系。
（三）时间序列的格兰杰因果关系检验
1969年，格兰杰从预测的角度给出了因果关系的定义：如果一个变量X无助于预测另一个变量Y，则说X不是Y的格兰杰原因。反之，如果X是Y的格兰杰原因，X必须是应当有助于预测Y，即在Y关于Y的过去值的回归中，添加X 的过去值作为独立变量应当显著增加回归的解释能力。这说明X 变化发生在Y变化之前（proceed），从而引起Y的变化。后来，西姆斯用向量自回归模型发展了这一理论，两者检验合称为格兰杰-西姆斯因果关系检验（Granger-Sims Causality Test）。就税收负担模型而言，它可以归结为对如下两个模型：
无约束回归模型(U)：
有约束回归模型(R)：
进行OLS估计，进而进行如下假设检验：
原假设（不是引起变化的格兰杰原因）
备择假设（是引起变化的格兰杰原因）
然后，分别用两个回归模型的残差平方和和构造F统计量（n为样本容量，p,q分别为滞后阶数）：

在给定的显著水平下，如果计算的结果F大于，则拒绝，说明是引起变化的格兰杰原因，否则就接受，说明不是引起变化的格兰杰原因。下面用EVIEWS3.1对上述假设进行检验，检验结果见表五：
表五 税收收入与GDP的格兰杰因果关系检验结果
零假设
滞后阶数

F计算值
P概率值
不是的Granger原因
2
23
2.90501**
0.08065
不是的Granger原因
2
23
0.15324
0.85903
不是的Granger原因
3
22
2.25038
0.12446
不是的Granger原因
3
22
0.18156
0.90725
不是的Granger原因
4
21
1.22016
0.35292
不是的Granger原因
4
21
0.62839
0.65146
不是的Granger原因
5
20
6.62877***
0.00746
不是的Granger原因
5
20
0.28332
0.91076
注：*，**和***分别表示在10％，5％和1％的检验水平上结果显著
从检验结果可知，除了在滞后3阶和4阶的情况下检验结果不明显外，在滞后2阶的情况下，有90％的概率说明是引起变化的格兰杰原因，但不是的格兰杰原因。在滞后5阶的情况下，有95％的概率说明是引起变化的格兰杰原因，但不是的格兰杰原因。
上述结论说明我省的GDP变化对税收收入变化只具有单向的因果关系，用箭头图可以表示为：
GDP的变化税收收入变化，但是，税收收入变化GDP的变化
它说明税收对经济不存在显著的反作用。也就是说在福建省如果利用税收变动对经济进行调节，其成效将不是很显著，而这与通常的看法大相径庭（通常认为二者具有双向因果关系，即二者之间具有相互作用性）！当然，这可能是样本区间太小或税收总量占GDP比重太小的缘故，另外一种解释就是改革开放以来税制变动太大使得税收变动对GDP变动影响不显著。
五、几点简要的结论
（一）在经济体制转轨过程中，我省的税收收入增长与GDP增长之间尚未建立起一种长期稳定的均衡关系。从客观方面看，可以从福建省的GDP变动比较剧烈 GDP是2阶单整的。因为一般而言，用不变价格表示的GDP作为表示流量的数据，通常是一阶单整的。另外从统计技术的角度上看，也有可能是样本容量太少或个别统计数据失误所致。
，税制变动较大和个别统计数据失误等方面去找原因，但是从主观上看，这也从一个侧面说明了我省的税收工作还不能完全适应经济发展变化，滞后于经济形势的快速发展。虽然目前的税收体系在构成上基本符合了市场经济发展的要求，但是无论是现行的税收制度还是现行的税收征管方式还残留着深刻的计划经济体制的痕迹，还存在着一定的问题。我们认为这从根本上说，还是政府的一些观念、职能和运转方式没有完全转变过来，还不能完全与市场经济发展的要求相一致，没有形成一种税收收入随GDP的相应增长的内生机制。从长期看这会对我省的财政收支预算会带来一定的负面影响，而且也难以适应新的经济形势的发展和加入WTO后日趋激烈的国际竞争的需要。
（二）党的十六届三中全会通过的《中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》提出了今后深化税制改革的目标、原则和工作重点：“分步实施税收制度改革。按照简税制、宽税基、低税率、严征管的原则，稳步推进税收改革。改革出口退税制度。统一各类企业税收制度。增值税由生产型改为消费型，将设备投资纳入增值税抵扣范围。完善消费税，适当扩大税基。改进个人所得税，实行综合和分类相结合的个人所得税制。实施城镇建设税费改革，条件具备时对不动产开征统一规范的物业税，相应取消有关收费。在统一税政前提下，赋予地方适当的税政管理权。创造条件逐步实现城乡税制统一。”因此我省的税收工作要以此为指导，抓住“赋予地方适当的税政管理权”的有利机遇，结合福建省自身的经济特点、比较优势和今后发展规划要求，清理各类不合时宜的收费，努力推进税费改革，进一步推进税制改革和完善。
（三）税种征管是组织财政收入的重要环节，由于我国税收征管制度不够严格，漏洞较多，造成我国税收流失问题严重。这一问题我省也不例外。所以今后应继续加强税收征管。要进一步严格税法、大力打击并严惩偷税、漏税、逃税行为；同时也要改革税收征管模式和方法，除了利用信息化网络技术强化税收征管手段外，还应在公平税负和有利于优化经济结构的原则指导下营造良好的税收环境，转变政府职能，努力降低税收成本。并最终使税收收入与GDP之间建立起合理的内生增长机制。

参考文献：
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James D. Hamilton, Time Series Analysis, Princeton University Press, 1994
刘军（1999）：实施积极的财政政策与发挥税收的调节作用，《税务研究》1999年第9期
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靳东升 陈琍（2003）：90年代中国宏观税负的国际比较研究，《财政研究》2003年第5期
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统计资料（2002）：1978-2001年福建省国内生产总值和税收收入情况，《福建税务2002增刊-2》
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张馨等（2000）：《当代财政与财政学主流》，东北财经大学出版社
王维国等（2000）：《计量经济学》，东北财经大学出版社
李子奈 叶阿忠（2000）：《高等计量经济学》，清华大学出版社
高铁梅（2001）：《经济计量学软件EVIEWS4.0应用选讲》，东北财经大学数量经济系网站：
福建省统计局：1999，2000，2001，2002年关于国民经济和社会发展的统计公报，国家统计局网站：
[论文选读]点评：
一、 数据整理。该例中ACCESS数据库表名称为06-FujianTax-1978-2002，我们将对该数据库表进行验证操作。
二、 模型（4.1）检验验证，得到结果如下表所示。该结果中，直线回归的回归系数在5%范围内t检验不显著，并且DW值太小，存在序列自相关性。因此，这一结果并不好，不是一个理想的结果。
Estimation Command:
=====================
LS TAX C GDP PRICE_INDEX

Estimation Equation:
=====================
TAX = C(1) + C(2)*GDP + C(3)*PRICE_INDEX

Substituted Coefficients:
=====================
TAX = 27.73799487 + 0.09741238569*GDP - 17.02117527*PRICE_INDEX

三、 模型（4.2）检验验证，得到结果如下表所示。该结果中，对数回归系数在5%范围内t检验不显著，并且DW值太小，存在序列自相关性。因此，这一结果并不好，不是一个理想的结果。
Estimation Command:
=====================
LS LOG(TAX) C LOG(GDP) LOG(PRICE_INDEX)

Estimation Equation:
=====================
LOG(TAX) = C(1) + C(2)*LOG(GDP) + C(3)*LOG(PRICE_INDEX)

Substituted Coefficients:
=====================
LOG(TAX) = -1.969020342 + 0.9943430855*LOG(GDP) - 0.3830154549*LOG(PRICE_INDEX)

四、 不同的模型，可能会得到不同的结果。由于前二个模型都受到序列自相关情形的影响，我们考虑二阶自相关的情况，假设误差项的自相关是非线性的，得到模型结果如下，这可能造成对于经