財稅政策對經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的統(tǒng)計考察

梁英建

（西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，西安 710061）

0 引言

建國之初，我國的稅收制度并不健全。從1950年開始，我國的稅收制度開始了全面建設(shè)，至今已經(jīng)完成了四次重大的改革，有效地促進(jìn)了課稅方法的立法化，并確立了稅收制度在財政體系中的重要地位。經(jīng)過這四次重大稅改，改善了原有的稅收制度單一的境況，形成了中央稅、地方稅與共享稅的稅收結(jié)構(gòu)，逐步發(fā)展消費(fèi)稅，并通過改革增值稅和企業(yè)所得稅，強(qiáng)化了稅收政策的產(chǎn)業(yè)調(diào)節(jié)作用。為了更好地發(fā)揮這種調(diào)節(jié)作用，國家一般會根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同需求而采取區(qū)域性的稅收優(yōu)惠政策。就目前我國的區(qū)域稅收政策來說，仍然存在需要改進(jìn)的地方。首先是政府往往通過區(qū)域稅收優(yōu)惠政策來招商引資，縮小各地區(qū)之間的貧富差距，而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上的投資十分不足，導(dǎo)致資金在區(qū)域間不能合理流動；其次就是產(chǎn)業(yè)優(yōu)惠政策不突出，主要集中于東部地區(qū)，影響生產(chǎn)力的合理布局，造成產(chǎn)業(yè)趨同，喪失比較利益；再次是優(yōu)惠政策對象缺少針對性，沒有根據(jù)企業(yè)污染程度、行業(yè)類型、資本投入、利潤水平等因素進(jìn)行企業(yè)的篩選，使得一些粗放類、勞動密集型企業(yè)也同樣享受到優(yōu)惠政策扶持；最后在區(qū)域稅收政策上缺乏一定的規(guī)范性和統(tǒng)一性，從而抑制了稅收政策更好地的發(fā)揮經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)作用。

為了更好地考察我國現(xiàn)行稅收政策對國民經(jīng)濟(jì)增長的真實(shí)效應(yīng)，以便為改革我國現(xiàn)有區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策的不足提供理論依據(jù)，學(xué)術(shù)界進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。然而，目前對稅收政策與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究，由于采用不同的模型和分析方法所得到的結(jié)論也不同。有學(xué)者認(rèn)為稅收增長阻礙了經(jīng)濟(jì)增長，東部地區(qū)無論是總體稅負(fù)還是流轉(zhuǎn)稅負(fù)，均對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)[1]，稅收負(fù)擔(dān)的增加會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)影響，或者說抑制經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長[2-5]。一部分學(xué)者認(rèn)為，我國的經(jīng)濟(jì)增長與稅收之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)增長對稅收有顯著正向拉動效應(yīng)[6-9]。還有一部分學(xué)者認(rèn)為，稅收政策與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是不穩(wěn)定的，在某一條件下是相互促進(jìn)的關(guān)系而當(dāng)條件不滿足時就表現(xiàn)為相互阻礙[10-12]。對此，本文特通過建立面板模型，考察我國財稅政策對經(jīng)濟(jì)增長的真實(shí)效應(yīng)。

1 模型構(gòu)建、樣本選取和變量描述

1.1 模型構(gòu)建

面板數(shù)據(jù)（Panel Data）是指多個經(jīng)濟(jì)個體的變量在不同時點(diǎn)上的取值，包含橫截面、時間和指標(biāo)三維信息。面板數(shù)據(jù)能夠更加真實(shí)地構(gòu)造和檢驗個體行為。本文以Solow模型對經(jīng)濟(jì)增長的解釋為基礎(chǔ)，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步、資本供給和勞動供給是稅收促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要渠道。因此設(shè)定模型如下：

其中，Y表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；K和L為控制變量，分別指資本存量和勞動力人數(shù)；TTC表示流轉(zhuǎn)稅類稅收收入；ITC表示所得稅類稅收收入；PTC表示財產(chǎn)稅類稅收收入；RTC表示資源稅類稅收收入；ATC表示行為稅類稅收收入；i代表地區(qū)；t代表時間；εit代表隨機(jī)擾動項。

除此之外，還需要對面板數(shù)據(jù)模型的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行辨別。當(dāng)隨機(jī)擾動項與所有解釋變量均不相關(guān),則應(yīng)選取隨機(jī)效應(yīng)模型；當(dāng)隨機(jī)擾動項與某個解釋變量相關(guān),選擇固定效應(yīng)模型。對于面板數(shù)據(jù)模型的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的識別，最常用的檢驗方法是豪斯曼（Hausman）檢驗。

1.2 樣本選取和變量描述

本文以1996—2016年我國29省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為樣本，并根據(jù)國家統(tǒng)計局的標(biāo)準(zhǔn)將這29個省市分成東、中、西三大區(qū)域，以進(jìn)行區(qū)域研究分析。將流轉(zhuǎn)稅類（TTC）、所得稅類（ITC）、財產(chǎn)稅類（PTC）、資源稅類（RTC）和行為稅類（ATC）這五大稅類代表我國當(dāng)前的稅收制度,并根據(jù)上述五大稅類對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響進(jìn)行區(qū)域分析。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平使用生產(chǎn)總值來表示；資本積累使用全社會固定資產(chǎn)來表示；勞動力供應(yīng)情況用各年就業(yè)人數(shù)來表示。考慮到價格水平的變動,對除各年就業(yè)人數(shù)外的其他數(shù)據(jù)都以1994年為基期的GDP平減數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。同時對每個變量取對數(shù)，以避免數(shù)據(jù)異方差性對回歸結(jié)果的干擾。

2 實(shí)證分析

2.1 協(xié)方差分析

本文使用EVIEWS6.0軟件進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在回歸分析之前,需要確定是采用不變系數(shù)模型、變系數(shù)模型還是變截距模型，即需要檢驗截距項和系數(shù)是否隨個體和時間而變化。本文使用協(xié)方差分析法對全國及東、中、西三大區(qū)域的模型設(shè)定形式進(jìn)行了檢驗,以確定模型的正確設(shè)定形式。模型檢驗假設(shè)如下：

假設(shè)H1：β1=β2=…=βn

假設(shè)H2：β1=β2=…=βn,α1=α2=…=αn

為了觀測假設(shè)的成立情況。在檢驗假設(shè)H2時,構(gòu)造如下F檢驗統(tǒng)計量：

判定準(zhǔn)則如下：若F2的值小于給定顯著性水平下的相應(yīng)臨界值,則拒絕假設(shè)H2,即應(yīng)選擇不變系數(shù)模型。如果統(tǒng)計量F2的值不小于給定顯著性水平下的相應(yīng)臨界值,則還要使用F1進(jìn)一步檢驗假設(shè)H1。若F1的值小于給定顯著性水平下的相應(yīng)臨界值,則拒絕假設(shè)H1,選擇變截距模型。反之,就選擇變系數(shù)模型。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，對式（1）進(jìn)行協(xié)方差檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 全國及三大區(qū)域樣本模型設(shè)定的協(xié)方差分析檢驗

表1的檢驗結(jié)果顯示，各樣本的F2均大于臨界值，拒絕原假設(shè)H2，進(jìn)一步檢驗假設(shè)H1。由統(tǒng)計量F1的值可知,統(tǒng)計量F1小于給定顯著水平下的相應(yīng)臨界值,則表示拒絕原假設(shè)H1,應(yīng)選擇變截距模型。除此之外，由于研究的對象選取的是固定的29個省（市、自治區(qū)），因此將個體異質(zhì)性特征的假定為固定效應(yīng)更為合適,綜上選擇固定效應(yīng)模型。

2.2 回歸結(jié)果

在上述分析的基礎(chǔ)上，實(shí)證研究采用變截距固定效應(yīng)模型,使用可行的廣義最小二乘法（進(jìn)行參數(shù)的估計,回歸結(jié)果如表2所示。

回歸結(jié)果顯示，四個回歸模型的擬合優(yōu)度的值都很高，表明回歸方程對樣本點(diǎn)的擬合程度很高。F值都很大，表明四個模型的方程顯著性比較高。D.W.的值都接近2，表明四個模型不存在一階的序列相關(guān)問題。可見，四個模型的解釋變量都可以較好地說明被解釋變量的變化情況。同時，不同模型中解釋變量的回歸系數(shù)和t-統(tǒng)計量的值不同，表明在全國和東部、中部、西部地區(qū)，資本、勞動和五大稅類對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)是不同的，存在一定的差異性。

具體來說，資本能夠顯著促進(jìn)全國及三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,但促進(jìn)作用的力度并不相同,其在四個方程中的估計系數(shù)分別為0.1703、0.2254、0.2978和0.4740，且t值都很顯著，表明其影響從東、中、西逐次顯著遞增。相比之下，勞動力在四個方程中的回歸系數(shù)較小，t值也都不顯著，表明其對經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著的作用,特別是對全國和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長還有著一定程度的負(fù)效應(yīng)。

流轉(zhuǎn)稅在全國和中部、西部地區(qū)的回歸方程里，回歸系數(shù)分別為0.0938、0.2761和0.3080，且具有顯著的t統(tǒng)計值，表明流轉(zhuǎn)稅促進(jìn)了上述三個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，并且其影響大小依次增加；而在東部地區(qū)的方程里，回歸系數(shù)為負(fù)值且不顯著。所得稅只在中部地區(qū)的回歸方程里顯著且具有促進(jìn)作用，其回歸系數(shù)為0.0531，t值也顯著。財產(chǎn)稅在東部和全國、西部地區(qū)的回歸方程里，回歸系數(shù)分別為-0.0647、-0.0811和-0.1536，且具有顯著的t統(tǒng)計值，表明財產(chǎn)稅阻礙了上述三個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，并且經(jīng)濟(jì)發(fā)展越落后，其影響程度越高。資源稅只在東部和西部地區(qū)的回歸方程里，具有顯著的t值，分別為-1.1591和0.0813，表明其對全國和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長總體上有著并不顯著的作用。但對東部地區(qū)具有顯著的阻礙作用、對西部地區(qū)卻有顯著的促進(jìn)作用。行為稅在只在全國和中部地區(qū)的回歸方程里，具有顯著的t值，分別為3.0164和1.6688，且回歸系數(shù)分別為0.0171和0.0198，表明其對全國和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長總體上有著顯著的作用。但對東部和西部地區(qū)的影響不顯著。

2.3 原因分析

流轉(zhuǎn)稅類稅收收入相對規(guī)模的增加對全國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)較為顯著。發(fā)達(dá)國家的稅制結(jié)構(gòu)都經(jīng)過了以流轉(zhuǎn)稅為中心向所得稅為中心的過渡。這種轉(zhuǎn)換表明流轉(zhuǎn)稅對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向推動效應(yīng)會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而減弱。因此，流轉(zhuǎn)稅較為顯著地促進(jìn)了中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，但是對東部卻有著不顯著的負(fù)面影響。

所得稅的區(qū)域差異效應(yīng)主要是因為我國企業(yè)所得稅實(shí)行的是按企業(yè)總部繳納的原則。相比之下，我國多數(shù)企業(yè)的總部集中在經(jīng)濟(jì)水平較高的東部地區(qū)，這造成了中西部的稅收來源向東部轉(zhuǎn)移。同時所得稅稅負(fù)的減少也在一定程度上提高了東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但是隨著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的進(jìn)程加速以及東部地區(qū)日益上升的生產(chǎn)要素成本，中西部地區(qū)憑借日益提高的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平以及豐富的自然資源吸引了大批產(chǎn)業(yè)的入駐。

財產(chǎn)稅的區(qū)域差異效應(yīng)是因為大部分居民的財富積累自改革開放以來逐漸增加，可是由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，總體財富水平仍然偏低。增加財產(chǎn)稅類的征收勢必會削弱居民創(chuàng)造和積累財富的傾向，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。

資源稅的區(qū)域差異效應(yīng)，主要是由于中西部地區(qū)自然資源豐富，其地方財政收入會隨著資源稅類的收入規(guī)模擴(kuò)大而增加,從而有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)水平的提高。但是東部地區(qū)相比之下自然資源比較匱乏,較高的稅負(fù)還會給企業(yè)帶來過大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān),打擊資源密集型企業(yè)的生產(chǎn)積極性，這必然會給東部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來不良影響。

行為稅的區(qū)域差異效應(yīng)，原因主要在于行為稅類中大部分屬于地方稅種,政府出于對增加財政收入以及實(shí)現(xiàn)利益最大化的考慮，必定會加大對行為稅類的管理和征收。因此會大力扶持與地方稅相關(guān)的企業(yè),這就突顯了行為稅類對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。但是從區(qū)域分析角度出發(fā)，行為稅類收入對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用相比于東部地區(qū)較弱。這是因為東部地區(qū)財政收入水平相對較高,地方政府為了協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，一般會實(shí)施積極的財政政策，即適當(dāng)?shù)胤啪彾愂眨员銣p輕企業(yè)的納稅負(fù)擔(dān)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,因此東部地區(qū)會更大限度地得益于行為稅類稅收。但是西部地區(qū)本身經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，政府為了增加財政收入,往往使用稅收工具作為財政收入來源，即對企業(yè)征收較重的稅,這在一定程度上會影響西部地區(qū)企業(yè)以及其整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3 結(jié)論

根據(jù)前文的實(shí)證分析，財稅政策對我國的經(jīng)濟(jì)增長存在正向效應(yīng)，不同稅種對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)并不相同：（1）流轉(zhuǎn)稅對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)隨當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而下降，甚至變成負(fù)效應(yīng)；（2）所得稅只對中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用；（3）財產(chǎn)稅阻礙了東部和全國、西部三個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，并且經(jīng)濟(jì)發(fā)展越落后，其影響程度越高；（4）資源稅對東部地區(qū)具有顯著的阻礙作用，對西部地區(qū)卻有顯著的促進(jìn)作用；（5）行為稅對全國和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長總體上有著顯著的作用，但對東部和西部地區(qū)的影響不顯著。

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