何 賽

(安徽財經(jīng)大學財政與公共管理學院,安徽 蚌埠233000)

一、引言

作為國民經(jīng)濟的兩項重要指標,稅收收入和經(jīng)濟增長之間的關系一直以來都備受學術界的關注。從理論視角來看,稅收作為政府財政收入的主要來源,與經(jīng)濟增長密切相關:一方面,經(jīng)濟增長是稅收課征的源泉,只有經(jīng)濟實現(xiàn)了增長,才有可能將取得的經(jīng)濟發(fā)展成果轉化為國家財政收入,稅收收入規(guī)模才可能有所增加;另一方面,稅收會通過稅率、稅種、減免稅等稅制要素調節(jié)各個市場主體的利益,發(fā)揮稅收的自動穩(wěn)定機制功能和相機抉擇機制功能,進而影響到經(jīng)濟的發(fā)展。

1994年分稅制改革以來,稅收收入的規(guī)模隨著經(jīng)濟增長而逐漸增加,與此同時迅速增加的稅收收入以政府支出的形式促進和調節(jié)著國民經(jīng)濟的發(fā)展,經(jīng)濟增長的速率也伴隨稅收收入規(guī)模的擴大而有所加快。以安徽省為例,稅收收入和GDP自1994年以來一直保持著快速增長的態(tài)勢:稅收收入從1994年523 518萬元增長到2011年的1 108.31億元,G DP相應從1 488.47億元增加到15 110.30億元,分別增長了20.17和9.15倍。

本文運用協(xié)整檢驗和 Granger因果關系檢驗方法,構建向量誤差修正模型對安徽省稅收收入與經(jīng)濟增長間的關系進行了實證分析,并通過脈沖響應函數(shù)來研究兩者之間的相互影響程度,這對于正確認識稅收收入與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系,進而加快財稅體制改革,實現(xiàn)稅收收入與GDP的協(xié)調合理增長,具有重要意義。

二、稅收收入與經(jīng)濟增長關系的理論分析

稅收與經(jīng)濟增長之間存在著密切關系已是不爭的事實,但不同學派卻從不同的角度給出了各自的觀點。

凱恩斯學派主張政府干預經(jīng)濟,實施需求管理政策,而且以財政政策為主要手段,認為在市場調節(jié)失靈的情況下,可運用稅收來調節(jié)經(jīng)濟運行。由于經(jīng)濟增長常通過國內生產(chǎn)總值的增長率來反映,因而稅收與經(jīng)濟增長的關系就可歸結為稅收收入與國民收入之間的變化關系。從凱恩斯學派的收入決定模式出發(fā),在考慮政府部門和國外部門的四部門經(jīng)濟社會中,令社會總產(chǎn)出為Y、居民消費為C、居民投資為 I、儲蓄為S、政府開支為G、政府稅收為T、政府用于居民補貼和救濟的轉移性支付為TR、凈出口為NX。以收入法核算國民收入,則有:Y=C+S+TR-T;若以支出法核算,則有:Y=C+I+G+NX。根據(jù)國民收入恒等式可得:C+S+TR-T=C+I+G+NX,進一步化簡有S+TR-T=I+G+NX。依據(jù)凱恩斯的絕對收入假說,居民消費C可以看成是可支配收入Yd的函數(shù),即C=C0+cYd,其中C0為自發(fā)性消費,c為邊際消費傾向。假定稅收為總額稅,則可支配收入等于總收入減去稅收后的余額,即Yd=Y-T。進而國民收入決定式可以表達為Y=C0+d(Y-T)+I+G,并且均衡條件下的收入水平為Y=(C0-dT+I+G) (1-d)。根據(jù)該式,分別求Y對T和G的導數(shù),可得稅收乘數(shù)dY dT=-d (1-d),其值為負表明國民收入的變動方向與稅收收入變動相反。當經(jīng)濟趨向衰退時,政府采取減稅政策,國民收入GDP隨著稅收的減少而上升,增加的數(shù)額為稅收減少額的d (1-d)倍;反之當經(jīng)濟膨脹時,相應采取增稅政策,而國民收入也會隨之下降,減少額為稅收增加量的 d(1-d)倍。因此,可以利用這個特征通過稅收杠桿來對經(jīng)濟進行有目標地調節(jié)。

在供給學派看來,需求管理政策不能解脫經(jīng)濟的滯漲,而主張實行“供給管理政策”,其主要載體就是減稅政策,認為稅收與經(jīng)濟增長呈負相關關系,確切來說應是稅收超過一定規(guī)模后將明顯影響經(jīng)濟增長的速率。供給學派代表人物拉弗所設計的拉弗曲線,說明了稅率與稅收收入和經(jīng)濟增長之間的函數(shù)關系。其具體經(jīng)濟含義為:高稅率不一定能取得高收入,而高收入也不一定要實行高稅率;取得同樣多的稅收收入,可以采取兩種不同的稅率,即高稅率和低稅率,高稅率會挫傷生產(chǎn)者和經(jīng)營者的積極性,削弱經(jīng)濟行為主體的活力,導致生產(chǎn)停滯或下降,而低稅負刺激了工作意愿、儲蓄意愿和投資意愿,因而能夠促進經(jīng)濟增長;稅率、稅收收入和經(jīng)濟增長之間存在著相互制約、相互依存的關系,從理論上說應當存在一種兼顧稅收收入與經(jīng)濟增長的最優(yōu)稅率,因此保持適度的宏觀稅負水平是促進經(jīng)濟增長的一個重要條件。世界銀行經(jīng)濟學家凱斯·馬斯頓選擇了20世紀70年代具有可比性的20個國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù),對宏觀稅率 (指稅收收入占G DP的比重)的高低對經(jīng)濟增長率的影響進行了實證分析,基本結論是:較低的宏觀稅率對提高本國的經(jīng)濟增長率具有積極的促進作用。從選擇的20個樣本國家來看,低稅負國家的國內生產(chǎn)總值實際增長率高于高稅負國家:低稅樣本國家的國內生產(chǎn)總值平均年增長率為7.3%,而高稅樣本國家僅為1.1%。進而馬斯頓就20個樣本國家的平均宏觀稅率進行了回歸分析,結果表明宏觀稅率提高對經(jīng)濟增長的消極影響,在低收入國家比在高收入國家要嚴重得多。

根據(jù)新古典經(jīng)濟增長模型,經(jīng)濟增長取決于資本增長率、勞動增長率、資本和勞動對產(chǎn)量增長的相對作用的權數(shù)以及技術進步。其中,在短期內實現(xiàn)經(jīng)濟增長主要依靠資本與勞動力的投入量,在長期內保持經(jīng)濟的可持續(xù)增長還要依靠人力資本、科技進步和生態(tài)環(huán)境保護。稅收對經(jīng)濟增長的短期和長期影響,主要是通過稅收對儲蓄、勞動、投資、科技進步、生態(tài)環(huán)境等經(jīng)濟增長要素的間接影響來實現(xiàn)的[1]。

三、實證分析及結果

(一)變量選取與數(shù)據(jù)處理

為了對稅收收入與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系進行實證檢驗,本文利用《安徽統(tǒng)計年鑒》 (1995-2012年)的統(tǒng)計資料,選取1994-2011年間安徽省稅收收入TAX與國內生產(chǎn)總值G DP的有關數(shù)據(jù)來反映稅收和經(jīng)濟增長狀況。考慮到價格變動的影響,將所有數(shù)據(jù)用居民消費價格指數(shù)P(1994=100)換算成1994年的不變價格。同時為了消除時間序列的異方差和數(shù)據(jù)的過度波動,對TAX、G DP進行對數(shù)變換,將取過自然對數(shù)的變量記為LnTAX和LnG DP。

(二)序列平穩(wěn)性檢驗

一般對時間序列進行協(xié)整分析之前,應先判斷每個序列是否平穩(wěn),即作單位根檢驗。通常使用的單位根檢驗方法有DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗[2]。由于DF檢驗只適用于檢驗一階自回歸模型AR(1)的平穩(wěn)性,而PP檢驗是針對序列可能存在高度相關的情況,因而本文采用ADF檢驗;考慮到兩組時間序列均隨時間變化呈現(xiàn)出明顯的變動趨勢,故選擇帶常數(shù)項和趨勢項的模式,利用 Eviews6.0對兩個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結果如表1所示。

表1 變量的ADF檢驗結果

經(jīng)檢驗,時間序列LnTAX和LnGDP均為非平穩(wěn)序列;經(jīng)過一階差分之后,Δ LnG DP在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的,并且Δ LnTAX在5%的顯著性水平下也是平穩(wěn)的,因而LnTAX和LnG DP均為一階單整序列I(1),滿足協(xié)整檢驗的前提。

(三)協(xié)整關系檢驗

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗的結果,雖然LnTAX和LnG DP自身均為一階單位根過程,即為非平穩(wěn),但變量間的某種線性組合可能是平穩(wěn)的,從而反映變量之間長期均衡的變動關系,即協(xié)整關系。由于VEC模型的表達式僅僅適用于協(xié)整序列,所以應運行協(xié)整檢驗,并確定協(xié)整關系數(shù),其主要采用兩種方法:E-G兩步法和Johansen檢驗法。雖然只考慮兩個變量LnTAX、LnGDP是否存在協(xié)整關系,但為了克服小樣本的缺陷,故本文選擇Johansen檢驗法,其檢驗結果如表2所示。

表2說明,在5%的顯著性水平下,跡檢驗和最大特征根檢驗都表明存在一個協(xié)整向量,即LnTAX與LnG DP之間存在著長期均衡關系。

根據(jù)檢驗結果可建立以下協(xié)整方程(括號內為漸進標準誤差):

上式表明,在長期內,LnGDP與LnTAX之間呈正相關關系,即安徽省經(jīng)濟增長對稅收收入的增長起到正向拉動作用。這與傳統(tǒng)經(jīng)濟理論有所出入,但也反映了我國國情的特殊性。由于經(jīng)過對數(shù)處理,(1)式中自變量的系數(shù)表示對因變量的彈性,因而協(xié)整方程表明:在其他條件不變時,1994-2011年安徽省GDP每增長1%,平均可拉動1.847708%的稅收收入增長。

(四)VEC模型的構建

研究表明,只要變量之間存在協(xié)整關系,就可以由自回歸分布滯后模型導出誤差修正模型。而在VAR模型中,每個方程都是一個自回歸分布滯后模型,因此可將VEC模型看成是含有協(xié)整約束的VAR模型,通常應用于具有協(xié)整關系的非平穩(wěn)時間序列建模,正如本文所探討的情況。[5]

由于誤差修正模型的滯后期正是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期,因而所建立的VEC模型滯后期應確定為1,并采用有截距項但沒有確定趨勢項的形式,所構造的具體模型如下(小括號內為漸進標準誤差,中括號內為t統(tǒng)計量):

在VEC模型中,作為解釋變量的滯后差分項,其系數(shù)反映各變量的短期波動對被解釋變量的短期變化的影響。該系數(shù)估計量的經(jīng)濟含義為:在其他條件不變的情況下,前一期經(jīng)濟增長每波動1%,當期稅收收入將平均增加2.210676%。另一方面,誤差修正項ECMt-1反映變量之間的長期均衡關系,其系數(shù)大小表示變量之間偏離長期均衡狀態(tài)時,將其調整到均衡狀態(tài)的調整速度。在模型中,該系數(shù)為-0.599600,表明系統(tǒng)在受到?jīng)_擊并偏離長期均衡后,誤差修正速度達到59.9600%,具有較強的調整力度。

(五)Granger因果關系檢驗

雖已建立起VEC模型,但還要對其進行識別和檢驗,以判別其是否符合模型最初的假定和經(jīng)濟意義。

通過上述理論分析知道,稅收收入會隨 G DP的增長而相應增加,同時課稅也會反過來作用于經(jīng)濟增長。但是兩者究竟誰為因,誰為果,還是互為因果關系,就需要做進一步的相關檢驗。根據(jù)赤池(AIC)和施瓦茨(SC)信息準則確定兩個變量的滯后階數(shù),對經(jīng)過數(shù)據(jù)處理的LnTAX與LnGDP進行Granger因果關系檢驗,其結果如表3所示。

表3 LnTAX與LnGDP的Granger因果檢驗結果

檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,當最優(yōu)滯后階數(shù)為2時,LnG DP是LnTAX的Granger原因,但LnTAX卻不是LnGDP的Granger原因。即安徽省經(jīng)濟增長是稅收收入變動的短期決定因素,兩者之間存在單向的格蘭杰因果關系。這可能是因為稅收收入的變化對GDP的影響存在一定的時滯,從而在近期無法引起G DP的變化。

(六)脈沖響應分析

由于向量自回歸模型是一種非理論性的模型,不需要對變量作先驗性的約束,因而對其進行分析時,通常不研究一個變量變化是如何影響另一變量的,而是分析當一個誤差項發(fā)生變化或者說模型受到某種沖擊時,對系統(tǒng)的動態(tài)影響[3]。根據(jù)以上建立的VEC模型,利用脈沖響應函數(shù)來分析LnTAX和LnGDP受到?jīng)_擊后的反應程度,分別對各內生變量一個正的沖擊,并將脈沖響應函數(shù)的追蹤期設定為十年,得到LnTAX和LnGDP對于一個標準信息的脈沖響應函數(shù)圖。在圖1中,橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位:年度),縱軸表示對沖擊的響應大小(單位:億元)。

圖1 lnTAX和lnG DP的脈沖響應函數(shù)圖

從圖1中的脈沖響應曲線可以看出,在本期給予LnGDP一個沖擊后,LnGDP對自身信息的一個標準差擾動的脈沖響應在當期較為明顯,約為0.038,隨后持續(xù)增大,并在第七期開始放緩,到第十期接近于0.08;而LnGDP對LnTAX信息的一個標準差擾動的脈沖響應速度在期初較為緩慢,由負值響應漸升至零值,在第二期以后產(chǎn)生一定幅度的波動,繼而呈穩(wěn)定增長態(tài)勢,且在第五期進入平緩階段。這表明安徽省的經(jīng)濟增長受到自身的影響顯著,存在較強的自身拉動作用,同時稅收收入的沖擊對經(jīng)濟增長具有長期正向的持續(xù)效應,初期影響效應并不明顯,可能是因為相關稅收政策的實施具有一定的時滯性。

另一方面,稅收收入對來自自身增長的反應較為強烈,在當期達到0.233,隨后響應程度逐漸減弱,并于第四期降至最小值,之后反應程度雖有所增強,但增速卻明顯放緩,最終趨于平穩(wěn)波動。而LnTAX對LnGDP信息的一個標準差擾動的脈沖響應在第一期為0,之后逐漸增加至第三期的最大值,約為0.18,繼而持續(xù)下降至第六期,自此之后進入穩(wěn)定響應狀態(tài)。由此看來,安徽省的稅收收入受自身的正向影響顯著且穩(wěn)定;同時,LnGDP除了在第一期對LnTAX幾乎沒有影響外,隨后幾期的正向效應明顯,但維持的時間并不長。這表明,安徽省經(jīng)濟增長可以促進稅收收入的擴增,但可能由于地方稅制結構上的缺陷,造成這種支撐擴張作用有限。

四、結論與政策建議

基于1994-2011年間安徽省稅收收入和 G DP的統(tǒng)計數(shù)據(jù),進行一系列實證分析后,本文可以得出以下結論:在所考察的時段內,安徽省稅收收入與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡的協(xié)整關系,且通過構建VEC模型-發(fā)現(xiàn)誤差修正項的系數(shù)為負且絕對值較大,表明該協(xié)整關系是穩(wěn)定可靠的。從格蘭杰因果檢驗結果又可以看到安徽省經(jīng)濟增長是其稅收收入變動的充分而不必要條件。脈沖響應函數(shù)圖則顯示了在長期中稅收收入對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向的持續(xù)效應,同時經(jīng)濟增長也對稅收收入具有正向拉動作用。

目前雖然納稅人普遍反映稅負偏重,但實際上是包含了財政收費的負擔,因此結合本文的實證結論,提出以下建議:促進經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變,推進經(jīng)濟結構的戰(zhàn)略性調整,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構,推動戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、先進制造業(yè)的健康發(fā)展,加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉型升級,推動服務業(yè)特別是現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展壯大,進而利于稅收收入與經(jīng)濟增長的協(xié)調發(fā)展;加快財稅體制改革,從而健全地方財力與事權相匹配的體制;調整稅費關系,規(guī)范地方政府各種形式的收入,對各種名目的財政性收費加以統(tǒng)籌管理;完善地方稅體系,構建以財產(chǎn)稅為主體稅種、配以其他輔助稅種的地方稅種模式,形成有利于結構優(yōu)化、社會公平的地方稅制,伴隨結構性減稅政策的施行,最終實現(xiàn)稅收收入的合理增長、經(jīng)濟的協(xié)調發(fā)展,使稅收的經(jīng)濟調節(jié)作用得以有效發(fā)揮。

[1]胡怡建.稅收經(jīng)濟學[M].北京:經(jīng)濟科學出版社,2009:106.

[2]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模:Eviews應用及實例 [M].北京:清華大學出版社,2009:295.

[3]劉宏杰.中國稅收收入與國內生產(chǎn)總值之間的經(jīng)驗測度——基于VAR模型的經(jīng)濟計量分析(1978-2007)[J].上海財經(jīng)大學學報,2009,(1).

[4]劉翔,曾康華.山東省政府財力與經(jīng)濟增長的動態(tài)關系——基于 VEC模型的實證研究 [J].山東財經(jīng),2010,(3)

[5]郝秀琴.河南省經(jīng)濟增長、財政支出與稅收收入的動態(tài)計量分析 [J].經(jīng)濟經(jīng)緯,2011,(4).