稅收與經(jīng)濟增長的關系研究——中南大學學報

 2009年1月5日，財政部部長謝旭人在全國財政會議上指出，2009年財政工作的重點是：實行結(jié)構(gòu)性減稅以及調(diào)整國民收入分配格局，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，推進財稅制度改革?？梢姡Y(jié)構(gòu)性減稅為2009年中國稅收政策主基調(diào)。事實上，減稅政策可以追溯到20世紀20年代末30年代初凱恩斯提出的政府干預經(jīng)濟的宏觀經(jīng)濟政策理論。由于當時有效需求的不足，因此凱恩斯在財政政策方面提出以減稅和擴大財政支出為主的財稅政策。他主張國家通過干預收入分配和促進收入均等化，以此提高消費傾向，同時主張政府加強對投資的控制，保證足夠的投資需求。這種以減稅和擴大財政支出為主的政策實施，提高了社會有效需求水平，對實現(xiàn)充分就業(yè)并增加整個社會的資本存量起到了積極作用。但是，面對二十世紀七八十年代西方國家所面臨的“滯脹”現(xiàn)象，傳統(tǒng)的凱恩斯理論無法合理解釋。供給學派提出通過減稅增加社會儲蓄、投資和勞動，從而增加社會總供給，最終達到促進經(jīng)濟增長的目標。提出以減稅來增加社會儲蓄、投資和勞動，增加社會總供給的供給學派，最終達到刺激經(jīng)濟穩(wěn)步增長的目的。西方國家所實行的“低稅率、寬稅基、少減免、嚴征管”政策，使得經(jīng)濟得到了長足的發(fā)展。正是由于減稅政策取得的巨大成功，我國很多學者希望通過減稅政策克服2008年的金融危機并促進經(jīng)濟穩(wěn)步增長。
對于結(jié)構(gòu)性減稅，理論上還存在著一定的爭議。目前，主要存在三種觀點：① 結(jié)構(gòu)性減稅是指稅種上的有增有減，但企業(yè)和居民的稅收負擔總體上得到減輕[1]；② 結(jié)構(gòu)性減稅是指稅種上的有增有減，以減為主，但稅收收入總體上應保持上升趨勢[2]；③ 結(jié)構(gòu)性減稅是指稅種上的有增有減，總體上具有減稅效應，但政府稅收收入不一定減少[3]。筆者認為，稅負水平和稅收收入兩個變量并不是獨立變量，稅負水平的高低和政府稅收收入的增減，更多取決于國家政策意圖。這種結(jié)構(gòu)性減稅能否達到預期目標，很大程度上還取決于稅收與經(jīng)濟增長之間的長期關系。正是基于這些原因，本文試圖探討我國各稅種與經(jīng)濟增長的長期關系，并為我國結(jié)構(gòu)性減稅提供政策建議。
文章結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是引言，提出本文研究的目的所在；第二部分是文獻回顧，梳理目前稅收與經(jīng)濟增長長期關系的理論現(xiàn)狀，為本文提供理論基礎；第三部分是實證及結(jié)果與分析；最后是全文總結(jié)及建議。
一、文獻回顧
稅收政策對一國的經(jīng)濟增長有具有非常重要的影響和意義。稅收和政府開支可能會影響經(jīng)濟主體的激勵，進而影響經(jīng)濟的微觀和宏觀經(jīng)濟方面。但是，對于某些變量的影響方向存在很多不同的觀點。因此，稅收與經(jīng)濟增長之間的關系一直存在著爭論。
第一種觀點認為，更高的稅收毫無疑問會導致低
的增長率。該觀點認為，通過征稅增加財政收入會扭曲投資和儲蓄。Ihori（2001）利用兩種財富類型（生命周期財富和轉(zhuǎn)移財富）和兩種資本類型（人力資本和物質(zhì)資本），證明了在一個內(nèi)生增長模型中，對遺贈和消費征稅會減少投資和經(jīng)濟增長[4]。馬拴友（2001）根據(jù)我國1985—1999年統(tǒng)計資料對稅收與經(jīng)濟增長的關系進行了回歸分析，認為直接稅與經(jīng)濟增長顯著負相關[5]。郭慶旺（2002）通過對1994年稅收制度改革以來我國稅收負擔對經(jīng)濟增長進行分析，認為在不考慮財政支出增長效應的情況下，稅收收入的連年超長增長是不利于經(jīng)濟增長的[6]。
第二種觀點認為，政府的某些稅收政策可能會促進經(jīng)濟增長（Baier 和 Glomm，2001： 2008）[7]。這種觀點與第一種觀點不同的是，該觀點不是單獨考慮稅收作為經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量，而是同時結(jié)合了財政政策因素與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在聯(lián)系，因為這些發(fā)生在政府旨在改善基礎設施的投資（如馬路，公路，機場）會吸引私人投資，從而促進經(jīng)濟增長。例如Capolupo （2000）[8]在Barro（1990）[9]和Lucas（1990）[10]模型的基礎上進行修正，同時考慮政府投資公共教育從而增加人力資本存量，為了平衡預算政府須對產(chǎn)出征稅，認為由于征稅是用于生產(chǎn)性的目的，所以促進了經(jīng)濟的增長。此外，Uhlig和Yanagawa（1996）[11]、Yakita（2003）[12]利用世代交疊內(nèi)生增長模型的研究，Turnovsky（1996）的研究也表明稅收對經(jīng)濟增長起到正向效應[13]。
第三種觀點認為，稅收對經(jīng)濟增長沒有影響或影響較小。Hendricks（1999，2001）證明了與人力資本新古典增長模型比較，稅收改革的經(jīng)濟增長影響更小或者對參數(shù)的選擇的更不敏感，并且與經(jīng)驗可能的參數(shù)值相符合的經(jīng)濟增長的影響范圍非常廣。他通過假定人力資本積累的投入是可以扣稅的，發(fā)現(xiàn)對于參數(shù)的變化所有模型規(guī)格都很小，并且對于參數(shù)的變化都很穩(wěn)定。如果投入不扣稅，在無限期的框架下，經(jīng)濟增長的影響取決于若干隱含的假設條件。①[14?15]Kneller等（1999）利用22個OECD成員國家1970—1995年期間的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，非扭曲性稅收對經(jīng)濟增長并沒有產(chǎn)生影響[16]。
根據(jù)傳統(tǒng)的凱恩斯理論，稅收對總產(chǎn)出的乘數(shù)效應是負的，即稅收對經(jīng)濟的作用是消極的。但是從目前的文獻來看，不同的研究者所研究的結(jié)果有所差異，甚至大相徑庭。這可以從兩方面來解釋：第一，因為傳統(tǒng)的凱恩斯理論實際暗含著一前提假設條件，即稅收對總產(chǎn)出的乘數(shù)效應的稅收為總稅收，并沒有考慮單個稅種或稅種之間的結(jié)構(gòu)變化；第二，傳統(tǒng)的凱恩斯乘數(shù)效應理論把稅收收入和財政支出看作是相互獨立的變量，實際上兩者之間并非獨立，兩者之間有千絲萬縷的聯(lián)系。②也就是說，在大多數(shù)情況下，稅收實際上可以分為扭曲性稅收和非扭曲性稅收。扭曲性稅收通過改變資源配置，進而影響經(jīng)濟增長，而非扭曲性稅收對經(jīng)濟增長就不會產(chǎn)生明顯的影響。
二、實證分析
（一） 指標和數(shù)據(jù)說明
在指標選擇上，由于財產(chǎn)稅和資源稅占稅收收入的比重較小，故本文并沒有考察財產(chǎn)稅和資源稅與經(jīng)濟增長之間的關系，只選擇了國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）、稅收總收入（tax）、增值稅（vat）、企業(yè)所得稅（cit）、個人所得稅（pit）、消費稅（ct）和營業(yè)稅（bt）八個變量。但是考察協(xié)整關系的過程中，控制變量個數(shù)太多而樣本量太小，損耗過多自由度，出現(xiàn)了奇異矩陣的問題。另外，考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，因此本文只考慮1985—2010年所得稅、流轉(zhuǎn)稅和稅收總收入與經(jīng)濟增長的關系。其中流轉(zhuǎn)稅主要包括增值稅、消費稅、營業(yè)稅、關稅，所得稅包括企業(yè)所得稅、外商投資企業(yè)和外國企業(yè)所得稅、個人所得稅。
在數(shù)據(jù)上，為消除物價因素影響且容易得到平穩(wěn)序列又不改變變量的特征，本文所有變量都以1985年為基期經(jīng)平減處理，同時為了避免可能出現(xiàn)的異方差，對各變量取對數(shù)，即lngdp、lntax、lnit和lntt分別表示對數(shù)化的國內(nèi)生產(chǎn)總值，稅收總收入、所得稅額、流轉(zhuǎn)稅額。文中所使用原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國稅務年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。
（二） 時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在檢驗國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收總收入、流轉(zhuǎn)稅、所得稅的協(xié)整關系之前，首先用ADF單位根檢驗方法檢驗四個變量的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果見表1。
根據(jù)表1的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以看出，四個時間序列都是非平穩(wěn)的，但是它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以都是一階單整序列I（1）。
（三） 協(xié)整檢驗和協(xié)整方程
雖然序列l(wèi)ngdp、lntax、lnit和lntt都是非平穩(wěn)的一階單整時間序列，這些序列的矩，如均值、方差和協(xié)方差隨時間而變化，但是這些序列的線性組合序列卻有可能不隨時間變化的性質(zhì)，這種線性組合反映了變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，即協(xié)整（cointegration）。本文使用Johansen（1995）多變量系統(tǒng)極大似然估計法對模型進行選擇和協(xié)整檢驗。③由于Johansen協(xié)整檢驗是基于回歸系數(shù)的向量自回歸模型
分別表示在10%、5%、1%的顯著水平；臨界值由Eviews6.0軟件給出；ADF檢驗形式，其中C和T表示時間序列有常數(shù)項和趨勢項，趨勢項由Fuller（1976）中給出的t臨界值來確定，K為滯后階數(shù)，根據(jù)AIC和SC值最小準則確定。
（VAR）檢驗方法，因此在進行協(xié)整檢驗之前，必須先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)，即VAR模型的滯后階數(shù)。
首先，假定兩個列向量X1t和X2t，其中X1t由lngdpt、lntaxt構(gòu)成，X2t由lngdpt、lnitt、lnttt構(gòu)成，進行VAR模型的設定。在確定模型滯后階數(shù)的時候，為了保證合理的自由度，同時使滯后階數(shù)足夠大，以便能完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征，本文使用用赤池（Akaike）信息準則（AIC）、施瓦茨（Schwartz）準則（SC）和LR統(tǒng)計量檢驗標準確定最優(yōu)滯后階數(shù)，采用自相關Q統(tǒng)計量、LM拉格朗日乘數(shù)檢驗殘差序列是否存在自相關，同時采用JB（Jraque-Bera）檢驗殘差的正態(tài)性。
經(jīng)檢驗，我們發(fā)現(xiàn)列向量X1t和X2t的滯后階數(shù)為2時，VAR模型整體以及各自方程擬合效果較好，殘差序列較為平穩(wěn)，同時不存在自相關，并且殘差服從正態(tài)分布。因此，我們確定X1t和X2t的最優(yōu)模型為VAR（2）。由于協(xié)整檢驗是無約束VAR模型進行協(xié)整約束后的VAR模型，是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，因此協(xié)整檢驗X1t和X2t的VAR模型滯后期為1。
國內(nèi)生產(chǎn)總值和稅收總收入，國內(nèi)生產(chǎn)總值與所得稅、流轉(zhuǎn)稅的Jonansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表2和表3所示，檢驗結(jié)果表明國內(nèi)生產(chǎn)總值與稅收總收入，國內(nèi)生產(chǎn)總值與所得稅、流轉(zhuǎn)稅兩系統(tǒng)都在1%的顯著水平下拒絕有0個協(xié)整關系，同時在5%的顯著水平下接受有至少有1個協(xié)整關系。估計出經(jīng)過標準化的協(xié)整關系式為：
兩式中，小括號內(nèi)為標準誤差，中括號內(nèi)為t值。從式（1）和（2）可知，在其他條件不變情況下，在長期，稅收收入與實際國內(nèi)生產(chǎn)總值成正向關系，稅收收入每增加1個百分點，實際國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP相應的約增加0.41個百分點；由式（2）可知，在長期內(nèi)，所得稅收入額每增加1個百分點，將引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增長約0.32個百分點，流轉(zhuǎn)稅收入額每增加1個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值將相應提高約0.15個百分點。由此可知，雖然近年來我國稅收收入持續(xù)高速增長，狹義宏觀稅負不斷提高，但從長期來看，稅收并未成為經(jīng)濟增長的制約因素，反而整體上對經(jīng)濟增長具有積極效應，不過稅收的經(jīng)濟增長效應主要來自于所得稅，而流轉(zhuǎn)稅相對于所得稅的經(jīng)濟增長效應較弱。
（四）誤差修正模型與脈沖響應分析
以上協(xié)整檢驗說明，稅收總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP間，所得稅、流轉(zhuǎn)稅與國內(nèi)生產(chǎn)總值間存在長期均衡關系。但是在短期內(nèi)，這種均衡關系的過程如何，需要進一步實證驗證。根據(jù)Granger定理，可以通過建立誤差修正模型（VECM）分析變量之間的短期動態(tài)特征。由于VECM的滯后期是無約束向量自回歸模型一階差分變量的滯后期，前面確定的無約束的稅收總額與社會總產(chǎn)出VAR模型，所得稅、流轉(zhuǎn)稅都與社會總產(chǎn)出VAR模型的滯后階數(shù)都為3，故兩者的VEC模型的滯后階數(shù)為2。稅收及其結(jié)構(gòu)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的兩VEC模型具體形式如下：
兩式中ect?1為誤差修正項，分別等于式（1）和（2），λi為系統(tǒng)的調(diào)整系數(shù)，包含著變量過去值對現(xiàn)在值影響的信息，反映系統(tǒng)從失衡向均衡的調(diào)整速度。兩VEC模型估計結(jié)果如式（5）和（6）：
式（5）VECM殘差序列的LM統(tǒng)計量為7.418 （P= 0.593 6），White檢驗統(tǒng)計量為24.455 （P=0.605 0），說明VECM的殘差序列不存在異方差和自相關，驗證了模型的有效性。模型調(diào)整系數(shù)EC為?0.3398符合逆向調(diào)整原理，表明校正上一年非均衡的程度為33.98%，對失衡調(diào)整的速度較快。從式（5）回歸系數(shù)來看，Δlntax（?1）的系數(shù)為?0.298 6且顯著，說明在短期稅收總收入的增加為降低社會總產(chǎn)出。式（6）VECM殘差序列的LM統(tǒng)計量為5.853 6 （P=0.210 4），White檢驗統(tǒng)計量為54.47 （P=0.241 6），說明VECM的殘差序列不存在自相關和異方差。模型調(diào)整系數(shù)EC為?0.421 1，符合逆向調(diào)整原理，表明校正上一年非均衡的程度為42.11%，對失衡調(diào)整的速度比較快。從式（6）的回歸系數(shù)看，Δlnit（?1）和Δlntt（?1）的系數(shù)分別正和負，但都沒有通過顯著性檢驗，這意味著在短期所得稅和流轉(zhuǎn)稅對社會總產(chǎn)出及經(jīng)濟增長作用不明顯。
為進一步探求稅收規(guī)模及結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長影響的作用軌跡，文章采用脈沖響應技術(shù)來進行分析。脈沖響應函數(shù)描述內(nèi)生變量對隨機擾動的動態(tài)反應過程，顯示某一變量的隨機擾動（innovation 新息）通過模型影響其他變量的變動軌跡，能直觀地刻畫變量之間的動態(tài)作用及其效應?；赩ECM的稅收規(guī)模及結(jié)構(gòu)對國內(nèi)生產(chǎn)總值影響的脈沖響應軌跡如圖1和圖2所示，由圖可知，稅收總收入一個信息（innovation）的沖擊，在前三期之前對經(jīng)濟產(chǎn)出影響為負，其后逐步轉(zhuǎn)為正且對經(jīng)濟產(chǎn)出的促進左右持續(xù)增強；所得稅一個信息的沖擊在初始對經(jīng)濟產(chǎn)出的作用為正，但比較弱，其后沖擊作用持續(xù)增強；流轉(zhuǎn)稅一個信息的沖擊在前三期對經(jīng)濟產(chǎn)出具有弱的負向作用，其后沖擊作用轉(zhuǎn)為正，但總體作用相對所得稅較小。整體來看，基于脈沖響應分析結(jié)果與前文基于協(xié)整和誤差修正模型的結(jié)論一致。