姜 昊

(內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)學(xué)院 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010051)

1994年內(nèi)蒙古東、中、西部地區(qū)宏觀稅負(fù)之比為6.7:8.0:9.9，1999年為13.4:14.6:14.8。若以東部地區(qū)稅負(fù)為1，1994年內(nèi)蒙古東中西部稅負(fù)的相對(duì)比是1:1.2:1.5，西部地區(qū)稅負(fù)最重，是中部的1.25倍，是東部的1.5倍。而到了2003年，內(nèi)蒙古3大區(qū)域稅負(fù)的相對(duì)比是4.4:4.5:7.1，西部地區(qū)稅負(fù)最重，分別為東部、中部的1.61倍和1.58倍。同時(shí)東中西部的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度存在著更大的差異，1994年內(nèi)蒙古東中西部的GDP實(shí)際增長(zhǎng)率之比為6.7:6.3:2.4，1999 年為 12.2:12.6:5.2，2003 年為19.4:27.8:8.5，到了2008年這一比值更加懸殊為58.7:110.1:28.7，而2008年內(nèi)蒙古東、中、西部地區(qū)宏觀稅負(fù)之比為5.1:5.9:6.3，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差距逐年擴(kuò)大，但是稅負(fù)卻逐年接近。要明確內(nèi)蒙古稅負(fù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，調(diào)整稅負(fù)使其與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)，是當(dāng)前稅收政策的重點(diǎn)。

一、文獻(xiàn)簡(jiǎn)要回顧

(一)國(guó)外文獻(xiàn)簡(jiǎn)要回顧

Marsden(1983)選取21個(gè)不同類型的國(guó)家，采用實(shí)證分析的方法，考證了宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得出了如下結(jié)論:在10.3% －30.9%的區(qū)域里，稅負(fù)與GDP增長(zhǎng)成負(fù)相關(guān)關(guān)系，稅負(fù)每增加1%，GDP增長(zhǎng)速度下降0.36%，并指出低稅負(fù)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率比高稅負(fù)國(guó)家大。Koester＆Komendi(1989)以63個(gè)國(guó)家1970－1979年的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了平均和邊際稅率對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)水平和增長(zhǎng)率的影響，發(fā)現(xiàn)在考慮到人均收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性后，稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著負(fù)效應(yīng)就消失了，但在考慮平均稅率時(shí)，提高邊際稅率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有負(fù)影響。Rebelo(1991)在兩部門內(nèi)生模型中發(fā)現(xiàn)，提高所得稅率會(huì)降低經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率。Sculley(1991)分析了103個(gè)國(guó)家1960－1980年總稅收與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)論是:平均來說，稅收占GDP比重不超過19.3%的國(guó)家，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率可達(dá)到最大化，在宏觀稅負(fù)大于45%時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率傾向于0，然后是負(fù)增長(zhǎng)。Plosser(1992)比較了24個(gè)OECD國(guó)家1960－1989年人均真實(shí)GDP增長(zhǎng)率和利潤(rùn)征收的稅收占GDP的比例，計(jì)算二者的相關(guān)系數(shù)是－0.52，即提高平均稅率0.05個(gè)百分點(diǎn)會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率降低0.4個(gè)百分點(diǎn)。Sculley(1996)利用新西蘭1927－1994年的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)新西蘭戰(zhàn)后長(zhǎng)期平均宏觀稅負(fù)28%比最優(yōu)稅率20%高出8個(gè)百分點(diǎn)，使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率減少了2個(gè)百分點(diǎn)，即平均宏觀稅負(fù)每下降1個(gè)百分點(diǎn)，可使平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上升0.25個(gè)百分點(diǎn)。Karras(1999)根據(jù)11個(gè) OECD國(guó)家1960－1992年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)永久性地提高宏觀稅負(fù)1%最初是使人均真實(shí)GDP下降0.6% －0.7%，在以后3－4年內(nèi)繼續(xù)低于其趨勢(shì)值。

(二)國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)簡(jiǎn)要回顧

中國(guó)關(guān)于區(qū)域稅負(fù)的經(jīng)驗(yàn)研究，主要是從稅收負(fù)擔(dān)的角度展開，研究不同地區(qū)間稅收負(fù)擔(dān)水平的差異。馬拴友(2001)根據(jù)我國(guó)1979－1999年統(tǒng)計(jì)資料進(jìn)行稅收與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的回歸分析，得出稅收收入每增加1000元，GDP大約減少2300元，宏觀稅負(fù)總水平過高會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的阻抑作用。張倫俊、陸建華(2001)研究認(rèn)為，從平均意義上說，西部經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%，承受的稅收負(fù)擔(dān)為0.73%;東、中部經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%，承受的稅收負(fù)擔(dān)分別為0.40%和0.43%。這種研究結(jié)論表明，西部經(jīng)濟(jì)所承受的稅收負(fù)擔(dān)率分別是東、中部的1.83倍和1.70倍，區(qū)域差異明顯。此外，他們的研究還表明，兩類指標(biāo)的變動(dòng)趨勢(shì)還體現(xiàn)出“高稅負(fù)低增長(zhǎng)，低稅負(fù)高增長(zhǎng)”的態(tài)勢(shì)，其研究得出的結(jié)論是，稅負(fù)高低對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的影響。劉軍(2001)等利用面板模型分析了不同地區(qū)稅收負(fù)擔(dān)對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的個(gè)體差異，認(rèn)為稅收影響的地區(qū)差異明顯，東部地區(qū)的平均稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，而中西部地區(qū)具有抑制作用。張旭強(qiáng)(2001)利用1985－1998年的數(shù)據(jù)對(duì)實(shí)際宏觀稅負(fù)與GDP增長(zhǎng)進(jìn)行了回歸，得到實(shí)際宏觀稅負(fù)提高1%，GDP增長(zhǎng)將下降約0.31%的結(jié)論，驗(yàn)證了他在文中提到的我國(guó)宏觀稅負(fù)下降既是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果的命題。張陽、雷良海(2002)通過設(shè)置評(píng)價(jià)地區(qū)稅負(fù)程度的指標(biāo)“地區(qū)稅收負(fù)擔(dān)率”對(duì)不同地區(qū)的稅負(fù)水平進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與宏觀稅負(fù)水平呈現(xiàn)出不均衡性:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)東高西低，宏觀稅負(fù)西高東低，且這種不均衡性在1994年分稅制改革后表現(xiàn)得更加突出。

國(guó)外有關(guān)宏觀稅負(fù)的經(jīng)驗(yàn)研究多選取整個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)，稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域差別研究，多選取不同國(guó)家的數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，且多與最優(yōu)稅收理論結(jié)合。某些國(guó)外內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的經(jīng)驗(yàn)研究認(rèn)為，永久提高稅率、宏觀稅負(fù)，會(huì)永久降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。

國(guó)內(nèi)有關(guān)宏觀稅負(fù)的經(jīng)驗(yàn)研究普遍認(rèn)為:高稅負(fù)低增長(zhǎng)、低稅負(fù)高增長(zhǎng)，東部發(fā)達(dá)地區(qū)稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用，而中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)和落后地區(qū)稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有抑制作用。而以往的實(shí)證研究多選取全國(guó)宏觀數(shù)據(jù)，區(qū)域劃分也多限定在全國(guó)31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)劃分的東中西部，研究省級(jí)行政區(qū)域內(nèi)部縣市級(jí)區(qū)域稅收與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的較少。本文將使用內(nèi)蒙古盟市級(jí)數(shù)據(jù)，建立面板模型，分析內(nèi)蒙古稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響和內(nèi)蒙古東中西部的稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的差異，對(duì)以往研究的結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

本文實(shí)證檢驗(yàn)分為兩部分:首先，檢驗(yàn)各盟市的宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系;其次，對(duì)內(nèi)蒙古東、中、西部地區(qū)宏觀稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的差異進(jìn)行比較。

(一)計(jì)量模型與數(shù)據(jù)來源

Barro(1990)以對(duì)公共用品的標(biāo)準(zhǔn)分析方法作為開始，認(rèn)為政府為企業(yè)生產(chǎn)提供的公共服務(wù)彌補(bǔ)了市場(chǎng)失靈，具有很強(qiáng)的外部性;當(dāng)政府為企業(yè)生產(chǎn)提供足夠的公共服務(wù)，經(jīng)濟(jì)便會(huì)產(chǎn)生持續(xù)的內(nèi)生增長(zhǎng)，他首次在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中引入政府公共開支，從而討論了最優(yōu)稅收理論。在Barro(1990)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合其他影響因素，將相關(guān)分析的回歸模型設(shè)為:Yit=αi+βiTit+γiMit+εit。

本文的數(shù)據(jù)采用各盟市的面板數(shù)據(jù)。其中，αi、βi、γi是系數(shù)矩陣，εit是擾動(dòng)項(xiàng)。Yit代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，為真實(shí)GDP增長(zhǎng)率，計(jì)算時(shí)用各盟市上一年為100的GDP指數(shù)進(jìn)行計(jì)算。

Tit代表各盟市的宏觀稅負(fù)，因各盟市的制度外收入無法獲取，采用中口徑的宏觀稅負(fù)，即各盟市的一般預(yù)算收入與各盟市GDP的比值。Mit表示控制變量，選取的各盟市的固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率(Pg)、總消費(fèi)增長(zhǎng)率(Pc)、勞動(dòng)力供給增長(zhǎng)率(Por)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化系數(shù)(Pur)、經(jīng)濟(jì)周期(Per)。其中固定資產(chǎn)投資使用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，總消費(fèi)使用的是社會(huì)消費(fèi)品零售總額，勞動(dòng)力供給使用三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化系數(shù)使用第二產(chǎn)業(yè)增加值在三次產(chǎn)業(yè)總增加值中的比重，經(jīng)濟(jì)周期以各盟市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)替代，由于1999年數(shù)據(jù)是在崗職工而不是三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員綜合，所以2000年勞動(dòng)力增長(zhǎng)率缺失。

本文的內(nèi)蒙古各盟市數(shù)據(jù)主要來源于1999－2010年各年的《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了分析內(nèi)蒙古東、中、西部地區(qū)及各盟市的地區(qū)差異，本文將在對(duì)盟市間和不同區(qū)域的宏觀稅負(fù)統(tǒng)計(jì)描述的基礎(chǔ)上，采用將時(shí)間序列數(shù)據(jù)和橫截面數(shù)據(jù)相結(jié)合的面板數(shù)據(jù)模型(Panel Data Model)，探討地方及不同區(qū)域的宏觀稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

(二)內(nèi)蒙古整體宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系檢驗(yàn)

研究稅負(fù)增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率的相互關(guān)系，本文必須首先將兩者均轉(zhuǎn)化為真實(shí)值，再作比較，使其更具有可比性?？刂谱兞恐?，固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率(Pg)、總消費(fèi)增長(zhǎng)率(Pc)也要通過平減指數(shù)換算為真實(shí)增長(zhǎng)率。本文以2000=100為基準(zhǔn)計(jì)算GDP平減指數(shù)，采用如下公式進(jìn)行換算:

其中，GDPi代表第i年的名義GDP值，GDPiindex代表第i年GDP指數(shù)，GDP2000代表2000年GDP名義值，GDP2000index代表2000年GDP指數(shù)(2000=100)。各盟市各年度的平減指數(shù)見表1。

表1 各盟市各年度的平減指數(shù)

1.單位根檢驗(yàn)

本文選取的是面板數(shù)據(jù)，在回歸之前先針對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，依據(jù)Levin－Lin－Chu方法進(jìn)行面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表中可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)過Levin－Lin－Chu單位根檢驗(yàn)，所有變量都平穩(wěn)，可以對(duì)它們進(jìn)行直接回歸分析。

表2 面板數(shù)據(jù)LLC－T單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)和固定效應(yīng)檢驗(yàn)

首先分析內(nèi)蒙古在多種控制變量下2000－2009年宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。表3給出了隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)兩種回歸的結(jié)果，本文選擇加權(quán)固定效應(yīng)模型做回歸，這一選擇基于兩方面考慮。Prob＜0.05推翻原假設(shè)，應(yīng)該建立Period fixed固定效應(yīng)模型。F=1.724215，F(xiàn)(11，90)介于 F(10，80)，F(xiàn)(10，100)、F(12，80)、F(12，100)之間即在 1.85 －1.05之間，即F＜F(11，90)，保留原假設(shè)，建立混合(隨機(jī)效應(yīng))模型。Prob＞0.05保留原假設(shè)，應(yīng)該建立Cross－section隨機(jī)效應(yīng)模型(見表4)。

表3 Period fixed固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Cross－section隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表5 隨機(jī)效應(yīng)混合回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果

接下來用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)是應(yīng)該建立混合回歸模型，還是個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型。

H0:αi=α。模型中不同個(gè)體的截距相同(真實(shí)模型為混合回歸模型)。

H1:模型中不同個(gè)體的截距項(xiàng)αi不同(真實(shí)模型為個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型)。

F統(tǒng)計(jì)量定義為:F=

其中SSEr表示約束模型，即混合估計(jì)模型的殘差平方和，SSEu表示非約束模型，即個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和。非約束模型比約束模型多了N－1個(gè)被估參數(shù)。所以本例中:F=F＜F0.05(6，101)。所以約束條件成立，建立混合回歸模型更合理(見表5)。

首先，Hausman檢驗(yàn)拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型。由檢驗(yàn)輸出結(jié)果的上半部分可以看出，Hausman統(tǒng)計(jì)量的值是11.880188，相對(duì)應(yīng)的概率是0.0647，即拒絕原假設(shè)，應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。Prob＞0.05保留原假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果的下半部分是Hausman檢驗(yàn)中間結(jié)果比較。個(gè)體固定效應(yīng)模型對(duì)參數(shù)T的估計(jì)值為17.713843，隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)參數(shù)的估計(jì)值為33.008751。兩個(gè)參數(shù)的估計(jì)量的分布方差的差為32.325904。

其次，各盟市自身不可觀測(cè)的因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能不同。就內(nèi)蒙古區(qū)域發(fā)展的現(xiàn)實(shí)來說，地區(qū)稟賦對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)存在一定的影響，因此本文按“截面加權(quán)數(shù)”，即以橫截面模型殘差的方差為權(quán)數(shù)，采用加權(quán)OLS法，即加權(quán)固定效應(yīng)模型。表6中的加權(quán)固定效應(yīng)模型結(jié)果顯示，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達(dá)到了86%，方程整體性顯著，說明選擇的指標(biāo)有效性較高。

表6 估計(jì)方法與結(jié)果的R2、2

表6 估計(jì)方法與結(jié)果的R2、2

Cross－sections Period weights R^2 Ad R^2 R^2排名1 none none no weights －0.923071 －1.017339 15 2 none none Cross－sections waights 0.10883 0.065145 10 3 none none period weights 0.01249 －0.035917 14 4 none none period SUR 0.397627 0.368099 7 5 none fixed no weights 0.455758 0.373829 5 6 none fixed period weights 0.467846 0.387737 4 7 none fixed period SUR 0.863166 0.842567 1 8 none random 0.088321 0.034161 12 9 fixed none no weights 0.264666 0.12577 8 10 fixed none Cross－sections waights 0.254025 0.113119 9 11 fixed fixed no weights 0.669072 0.56818 2 12 fixed random 0.399866 0.286507 6 13 random none 0.103239 0.049966 11 14 random fixed 0.50551 0.431071 3 15 random random 0.077253 0.022436 13

由于殘差具有截面異方差性和同步相關(guān)性，所以選取SUR。最后的估計(jì)方法為:Cross－sections:none;Period:fixed;weights:period SUR。結(jié)果如表7。

表7 宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系

回歸結(jié)果:

其中虛擬變量 D1，D2，…，D9的定義是:

3.回歸結(jié)果分析

(1)內(nèi)蒙古地方的中口徑宏觀稅負(fù)Tit的系數(shù)在1%的水平下顯著為正。1994年以來，內(nèi)蒙古各盟市的小口徑宏觀稅負(fù)平均值在12%左右，說明盟市級(jí)的小口徑宏觀稅負(fù)水平并不高，能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。盡管從財(cái)政支出比重的角度分析，對(duì)內(nèi)蒙古西部轉(zhuǎn)移支付的加大，地方稅收不是財(cái)政實(shí)際支出的全部來源，但財(cái)政收入規(guī)模配置的變化還是非常顯著的。

(2)其他控制變量的分析。固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率(Pg)在53%的水平下不顯著為負(fù)，說明各盟市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受這個(gè)指標(biāo)的拉動(dòng)作用不顯著。雖然內(nèi)蒙古當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在很大程度上依賴于投資拉動(dòng)，其中政府投資占全部投資的比重較大，但是各盟市固定資產(chǎn)投資差異很大，如2009年包頭的這一指標(biāo)達(dá)到了1475.2億元，而興安盟同期只有180.6億。各盟市間的差異可能是造成這一指標(biāo)顯著為負(fù)的主要原因之一。

(3)總消費(fèi)增長(zhǎng)率(Pc)在36%的水平下不顯著為正，說明盟市經(jīng)濟(jì)受消費(fèi)拉動(dòng)影響嚴(yán)重。勞動(dòng)力供給增長(zhǎng)率(Por)的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，并不表明地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在很大程度上不依靠勞動(dòng)力增長(zhǎng)的拉動(dòng)，東、中、西部分別回歸的模型中，勞動(dòng)力增長(zhǎng)的系數(shù)均為正。勞動(dòng)力分布不均、增長(zhǎng)速度差異過大可能是造成此系數(shù)為負(fù)的原因。例如:2009年赤峰的勞動(dòng)力供給為232.33萬人，同時(shí)錫林郭勒盟的勞動(dòng)力供給只有48萬人。勞動(dòng)力特別是人才的流失對(duì)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響嚴(yán)重。

(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的系數(shù)(Pur)在31%的水平下不顯著為正，這一指標(biāo)是用各盟市第二產(chǎn)業(yè)增加值與三次產(chǎn)業(yè)增加值之和的比例表示，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)這一指標(biāo)是從更大范圍內(nèi)描述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響，說明第二產(chǎn)業(yè)和第一、三產(chǎn)業(yè)間的比例正在逐步優(yōu)化，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)已產(chǎn)生了正向作用。

(5)經(jīng)濟(jì)周期(Per)的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，經(jīng)濟(jì)周期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)為近些年來經(jīng)濟(jì)運(yùn)行較平穩(wěn)，國(guó)家宏觀調(diào)控措施為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了較穩(wěn)定的外部環(huán)境。

(三)內(nèi)蒙古東中西部宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系檢驗(yàn)

本文考察內(nèi)蒙古宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的地區(qū)間差異。實(shí)際上，無論是從發(fā)展階段、居民流動(dòng)性、還是從地方政府財(cái)政行為方式看，內(nèi)蒙古東部地區(qū)與中西部地區(qū)都呈現(xiàn)出十分巨大的差異，而這些差異都會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，本文有理由假設(shè)，內(nèi)蒙古宏觀稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在著地區(qū)差異。內(nèi)蒙古東、中、西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)截面固定Period固定效應(yīng)下的回歸結(jié)果見表8。

表8的相關(guān)分析結(jié)果顯示，面板數(shù)據(jù)截面固定Period固定效應(yīng)模型中的東、中、西部的回歸效果較好，調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別達(dá)到了71.38%、81.21%和80.20%，各項(xiàng)指標(biāo)有效性較高。從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上看，以工業(yè)化率，即工業(yè)增加值占全部生產(chǎn)總值的比重為指標(biāo)2009年東、中部地區(qū)整體上已步入工業(yè)化中期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高;西部地區(qū)已經(jīng)步入工業(yè)化國(guó)家的水平。因此，不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平導(dǎo)致了東部地區(qū)與中西部地區(qū)各項(xiàng)指標(biāo)的差異。

東、中、西部宏觀稅負(fù)采用的是中口徑的宏觀稅負(fù)進(jìn)行估計(jì)，2000年以來，西部地區(qū)的宏觀稅負(fù)水平最高平均為5.49%，東部其次平均為2.39%，中部最低平均只有2.25%，從稅負(fù)增長(zhǎng)率的系數(shù)來看，西部不顯著為負(fù)，東部不顯著為正，中部顯著為正，說明宏觀稅負(fù)的高低存在一定的最優(yōu)區(qū)間，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在一個(gè)適合度的問題，并非越低越好，稅負(fù)過低也不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。需要注意的是，各盟市實(shí)際的宏觀稅負(fù)水平(大口徑宏觀稅負(fù))高于這一水平，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)作用可能遠(yuǎn)大于此，因此，在新一輪稅制改革中應(yīng)適時(shí)進(jìn)行結(jié)構(gòu)性減稅。

表8 東、中、西部面板數(shù)據(jù)截面固定Period固定效應(yīng)模型實(shí)證結(jié)果

東、中、西部地區(qū)的固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率系數(shù)，在1%的水平下東部顯著為正，中部、西部為負(fù)，說明內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受此指標(biāo)的拉動(dòng)作用不顯著。東、中、西部消費(fèi)增長(zhǎng)率系數(shù)，東部顯著為正，中西部顯著為負(fù)，說明消費(fèi)對(duì)東部經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用最明顯，而中西部人口消費(fèi)拉動(dòng)作用較弱，可能與中西部資源型工業(yè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的模式有一定關(guān)系。

東、西部地區(qū)的勞動(dòng)力供給增長(zhǎng)率的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，中部不顯著為正。2000年以來勞動(dòng)力供給的增長(zhǎng)率，東部為2.76%，中部為8.37%，西部為5.29%。中部居三地區(qū)之首，主要原因之一是中部地區(qū)人口密集，區(qū)內(nèi)高等學(xué)校集中，學(xué)生為代表的流動(dòng)勞動(dòng)力增加，使得勞動(dòng)力對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較大。而內(nèi)蒙古東、西部地區(qū)的居民平均收入與勞動(dòng)力平均技能水平明顯低于中西部地區(qū)，相應(yīng)地，中部地區(qū)的勞動(dòng)力具有更大的流動(dòng)性;為了吸引所需要的高素質(zhì)勞動(dòng)力，東西部地區(qū)地方政府應(yīng)改善社會(huì)公共產(chǎn)品的供給，如教育、衛(wèi)生等。內(nèi)蒙古西部投資環(huán)境的改善吸引了更多的外來資本和勞動(dòng)力，從而形成良性循環(huán)，更快地促進(jìn)了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是勞動(dòng)力增長(zhǎng)拉動(dòng)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果不明顯，這一點(diǎn)從全內(nèi)蒙古面板數(shù)據(jù)分析中可見，此變量系數(shù)為負(fù)。說明人口對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還是有一定關(guān)系的，因此要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，首先要實(shí)行積極的人才引進(jìn)政策，并為人才的發(fā)展創(chuàng)造良好的平臺(tái)。中東部的平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率基本持平，但中部平均的勞動(dòng)力供給增長(zhǎng)率高出東部2倍以上，說明西部勞動(dòng)力供給增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不協(xié)調(diào)。

東、中部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)及經(jīng)濟(jì)周期的系數(shù)均為正，而西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)系數(shù)為正，經(jīng)濟(jì)周期的系數(shù)不顯著為負(fù)，說明內(nèi)蒙古東、中、西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而西部的局部地區(qū)的高物價(jià)高生活成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成一定的影響?？傮w來看，內(nèi)蒙古宏觀稅負(fù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)存在顯著的跨區(qū)差異，從大部分指標(biāo)分析，東部?jī)?yōu)于中、西部，其次是中部，最后是西部。

三、結(jié)論及政策建議

雖然近年的內(nèi)蒙古東中西部地區(qū)稅負(fù)比例逐年接近，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度差異卻很大。不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平導(dǎo)致了東部地區(qū)與中西部地區(qū)各項(xiàng)指標(biāo)的巨大差異，內(nèi)蒙古稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)存在顯著的跨區(qū)差異。由此可推測(cè)由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量、結(jié)構(gòu)等差異，內(nèi)蒙古東中西部有不同的最優(yōu)稅收水平。按照Arthur.B.Laffer(1974)提出的最優(yōu)稅收理論框架，內(nèi)蒙古整體稅負(fù)未超過最優(yōu)稅負(fù)水平，稅負(fù)的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。但是，內(nèi)蒙古東、中、西部稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用是有差異的。

(一)制定適合區(qū)域發(fā)展的稅收政策

1994年內(nèi)蒙古西部稅負(fù)大于中、東部，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度卻大大低于東中部地區(qū)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，稅負(fù)逐年增加，到2008年東中西部稅負(fù)比例為1994年以來最接近。1994年開始，內(nèi)蒙古東部地區(qū)的稅負(fù)水平在最優(yōu)稅負(fù)水平以下，并接近最優(yōu)水平，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，而內(nèi)蒙古西部地區(qū)1994年以來的稅負(fù)已經(jīng)超過了最優(yōu)稅負(fù)水平，隨著地方增加財(cái)政收入的需要，稅負(fù)并沒有減輕，反而呈緩慢加重的趨勢(shì)，偏離了該區(qū)域的最優(yōu)稅收水平，抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。中部地區(qū)是在東部之后經(jīng)濟(jì)崛起的，由于天然稟賦的優(yōu)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度最快，但是稅收沒有發(fā)揮相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，稅收調(diào)節(jié)區(qū)域間均衡發(fā)展的措施沒有到位。在稅法名義稅率固定的前提下，建議應(yīng)通過減少稅收優(yōu)惠政策來加大內(nèi)蒙古中部地區(qū)的實(shí)際稅負(fù)，增加內(nèi)蒙古東、西部地區(qū)的稅收優(yōu)惠扶持力度，以減少東西部地區(qū)的實(shí)際稅負(fù)，通過自治區(qū)內(nèi)轉(zhuǎn)移支付減少地區(qū)財(cái)政收入的不平衡。

(二)改變政府績(jī)效評(píng)價(jià)方式

從橫向來看，大部分指標(biāo)分析顯示，東部稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相適應(yīng)程度最優(yōu)，其次是中部，西部居后。一方面這與內(nèi)蒙古的經(jīng)濟(jì)“階梯性”發(fā)展戰(zhàn)略，優(yōu)先發(fā)展“呼－包－鄂－烏”資源中部地區(qū)有關(guān)，另一方面經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度高的地區(qū)稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用，要大于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度較低的地區(qū)，中部各盟市的稅負(fù)合理程度要高于其他兩個(gè)地區(qū)。由于中部地區(qū)擁有更多的稅收優(yōu)惠政策，宏觀稅負(fù)較低是東部地區(qū)發(fā)展速度遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)的重要原因。由于內(nèi)蒙古西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，而其宏觀稅負(fù)與內(nèi)蒙古東、中部地區(qū)相比并無優(yōu)勢(shì)，造成內(nèi)蒙古的西部與東中部差距拉大。為扭轉(zhuǎn)當(dāng)前宏觀稅負(fù)上升和地方政府商業(yè)化的趨向，地方政府應(yīng)徹底摒棄GDP政績(jī)觀，切實(shí)地以科學(xué)發(fā)展觀為指導(dǎo)，有效改革對(duì)地方政府的績(jī)效考核機(jī)制。只有這樣，才能從根本上扼制地方政府?dāng)U大財(cái)政支出的沖動(dòng)。如果不能有效改革對(duì)地方政府的績(jī)效考核機(jī)制，而僅僅簡(jiǎn)單地采取降低名義稅率的做法并不能從根本上降低宏觀稅負(fù)，因?yàn)榈胤秸钥梢酝ㄟ^加強(qiáng)稅收征管力度和擴(kuò)大預(yù)算外收入和制度外收入來取得收入。

(三)增加民生財(cái)政投入

除稅負(fù)指標(biāo)外，各控制變量也表現(xiàn)出較強(qiáng)的規(guī)律性，如在內(nèi)蒙古12盟市的面板數(shù)據(jù)模型中，消費(fèi)增長(zhǎng)率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化等均與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)為顯著正相關(guān)關(guān)系，控制變量的研究也為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究提供了借鑒和政策指引。人力資本變量對(duì)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)的作用不明顯，反映出該投入的不足。應(yīng)引導(dǎo)財(cái)政支出優(yōu)先流向有關(guān)國(guó)計(jì)民生的項(xiàng)目，如教育投入、社會(huì)保障、人才引進(jìn)補(bǔ)貼等。

(四)區(qū)域間相互協(xié)調(diào)

盟市地方宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系表現(xiàn)出不同的特征，東、中、西部地區(qū)的差異性也非常顯著?！皷|部發(fā)達(dá)地區(qū)稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用，而中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)和落后地區(qū)稅負(fù)對(duì)經(jīng)濟(jì)有抑制作用”，劉軍(2001)通過估計(jì)全國(guó)區(qū)域樣本得到的結(jié)論，在內(nèi)蒙古同樣成立。在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略上，應(yīng)對(duì)那些宏觀稅負(fù)高而經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的盟市，應(yīng)予以適當(dāng)?shù)姆龀?，要結(jié)合各個(gè)地方的實(shí)際特點(diǎn)，整體平均水平不發(fā)達(dá)的盟市也有較發(fā)達(dá)的旗縣。為此，有必要探討為部分經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的盟市、旗縣提供稅收優(yōu)惠政策的必要性和可行性。

[1]司春林，王安宇.宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)——中國(guó)經(jīng)濟(jì)分析[M].上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2002:255.

[2]鄭振儒.宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2006，(4).

[3]馬拴友.稅收結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2002，(1).

[4]張旭強(qiáng).宏觀稅負(fù)下降與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論解釋與實(shí)證分析[J].稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2001，(1).

[5]喬寶云，王道樹.稅收收入浮動(dòng)率和稅收收入彈性[J].稅務(wù)研究，2005，(1).

[6]吳鵬飛.稅收增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析[J].稅務(wù)研究，2005，(7).

[7]許憲春.稅收收入增長(zhǎng)與 GDP增長(zhǎng)[J].稅務(wù)研究，2005，(3).

[8]吳鑑洪.檢驗(yàn)n和T都很大的固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板模型的條件異方差性[J].應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)報(bào)，2010，(2).

[9]陳海燕.面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)方法研究[D].天津:天津大學(xué)，2010.

[10]第六次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)公告(第一部分)結(jié)果評(píng)議.[Z].2011.

[11]馬栓友，稅收結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析:兼論我國(guó)的最優(yōu)直接稅、間接稅結(jié)構(gòu)[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2001，(7).

[12]劉軍，郭慶旺.世界性稅制改革理論與實(shí)踐研究[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2001.

[13]張陽，雷良海.我國(guó)地區(qū)間稅收負(fù)擔(dān)差異分析[J].稅務(wù)研究，2002，(12).

[14]蔡日方，都陽.中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的趨同與差異[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000，(10).

[15]劉強(qiáng).中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001，(6).

[16]沈坤榮，馬俊.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“俱樂部收斂”特征及其成因研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002，(1).

[17]周文興，楊開忠.人力資本型技術(shù)進(jìn)步、稅收制度變遷與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂[R].北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心，2003.

[18]戴廣.政府規(guī)模和經(jīng)濟(jì)收斂[J].世界經(jīng)濟(jì)，2004，(4).