中央财经大学学报2010年第3期
中国宏观税负、非税负担与经济增长
T a x B u r d e n , N o n -t a x B u r d e n a n d E c o n o m i c G r o w t h
112杨中全 邹俊伟 陈洪宛
Y A N GZ h o n g -q u a n ZO UJ u n -w e i C H E NH o n g -w a n
(1. 中央财经大学中国公共财政与政策研究院 北京 100081 2. 中央财经大学财政学院 北京 100081)
[摘 要]中国最优宏观税负问题一直是财税学界研究的重点。中国财税体制的特殊性给最优宏观税负的研究增加了许多困难, 也引起了不少争议。本文将宏观税负的最优目标设定为使经济增长最大化, 并按照国际口径对税收收入进行调整, 将预算外收入引入经济增长分析框架, 利用数据包络(D E A ) 方法求得制度外收入等不可观测变量的估计值。在此基础上, 运用计量经济学方法测算使经济增长最大化的最优宏观税负水平、税负结构, 并分析非税负担对经济增长的影响。
[关键词]宏观税负 税负结构 非税负担 经济增长
[中图分类号]F 810. 42 [文献标识码]A [文章编号]1000-1549(2010) 03-0011-06
一、引言
改革开放以来, 为发展经济我国对税收体制进行了多次调整和改革, 形成了一条具有中国特色的税收演进路径。从宏观税负来看, 税负结构比较稳定, 间接税占税收收入的比重一直在0. 6～0. 75之间浮动。但是税负水平变化引人注目, 税收绝对规模不断增大, 相对规模(税收收入与G D P 比值) 先降后升, 呈现一个U 字形趋势。税负相对水平由1985年的22. 64%持续下降到1996年的9. 72%,从1997年开始一路回升, 在2007年达到18. 28%。值得注意的是, 从1998年开始, 我国的税收收入增速一直保持高于G D P 增速的态势, 税收弹性一直在高于1的水平上运行。非税负担在1993年前后两个阶段都比较平稳, 但是前后两个阶段相差大约3倍, 变化呈现从一个Z 字形。
我国税收演进的路径引起学者不断的探索和研究, 其中宏观税负问题得到了学界和业界的热切关注。关于我国宏观税负高低的争论不绝于耳, 2005年美国财经杂志《福布斯》更是声称“中国内地的税收痛苦指数位居全球第二”。那么, 我国的宏观税负是否已经过高? 中国最优宏观税负应该达到何种水平、结构应该保持什么比例?
我国财税体制的特殊性给税收问题的研究增加许多困难。首先, 我国预算外收入占G D P 比重较高, 而发达国家几乎就没有预算外收入。所以, 发达国家税收政策分析不必对预算外收入进行处理, 但是研究我国税收问题如果采用同样的方法将会给结果造成很大的偏误。其次, 我国税收收入科目与国际通用的不一致, 需要根据研究目的进行相应的调整。最后, 有些影响经济增长的非税收变量, 如制度外收入等, 没有观测值, 需要采用特别的方法进行测度。针对上述问题, 本文按照国际口径对税收收入进行调整, 并将预算外收入引入经济增长分析框架, 利用数据包络(D E A ) 方法求得不可观测变量的估计值。在此基础上, 本文利用计量经济学测算使经济增长最大化的最优宏观税负水平、税负结构。
二、文献回顾
关于税收与经济增长问题, 经济学家一般用新古典增长模型和内生增长模型研究。新古典增长理论认为政策变量, 诸如税率、公共支出等只会改变稳定状态的人均产出, 但对稳定状态的人均产出的增长率没①
收稿日期:2009-11-29
作者简介:杨中全, 男, 云南大理人, 中央财经大学中国公共财政与政策研究院博士生, 研究方向为财政理论与政策; 邹俊伟, 男, 山西大同人, 中央财经大学中国公共财政与政策研究院博士生, 研究方向为财政理论与政策; 陈洪宛, 男, 福建莆田人, 中央财经大学财政学院博士生, 研究方向为税收理论与政策。
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中央财经大学学报2010年第3期有影响。内生增长理论把增长率解释为内生现象, 认为经济增长率是内生要素作用的结果, 因此税收政策
(1990) 首先将政府公共开支引入模型, 得到经济增长、社会福就有可能对经济长期增长产生影响。B a r r o
利与税收之间的关系, 然后, 根据经济增长最大化得出政府的最优税收政策。随后, 很多经济学家(E a s t e r -l y , R e b e l o , 1993;Z o u , 1996) 把B a r r o 的分析框架推广到各种问题上。在这些研究中, 大部分的结论是增加政府消费、投资支出可以提高资本的边际生产率, 从而提高经济增长率, 但是增加税率会降低经济增长率。
在上述两种模型框架下, 经济学家利用各种数据样本对税收与增长问题展开了一系列的实证研究。L e v i n e 和R e n e l t (1992) 使用包含119个国家的数据样本, 采用极端界限分析法(E B A ) 检测在条件信息集发生变化时回归系数的稳健性, 即解释变量发生微小改变时, 结果对变化的敏感度。研究结果显示, 对经济增长有稳健影响的经济变量非常少。S c u l l y (1995) 用O L S 方法回归分析了美国1929-1989年经济增长与宏观税负之间的关系, 发现在宏观税负超过23%时美国经济增长率下降。K a r r a s (1999) 采用动态的时间序列模型, 利用O E C D 11个国家1960-1992数据分析哪种模型(新古典增长模型或内生增长模型) 更适合描述税率与经济增长之间的关系。得出的结论是, 高税率持久降低产出水平, 但是对产出的增长率没有影响, 所以研究税率与经济增长问题更适合采用新古典框架。
关于中国宏观税负, 马拴友(2002) 根据N i s k a n e n 的分析框架, 使用中国1979-1999年数据研究宏观税负与经济增长的关系, 并计算拉弗最高税率。研究得出我国使税收收入最大化的拉弗宏观税率是34%。郭庆旺、吕冰洋(2004) 使用中国1994-2002年全国各地区、东部地区、中部地区、西部地区四个数据样本, 分析税收负担水平对经济增长率的影响。研究结论是, 税收收入增长速度高于经济增长速度将抑制经济增长; 东部地区和西部地区的税收增长的抑制效应相对较小。
对于上述实证得出的结论要保持一定的警惕性, 实际上影响经济增长的因素很多, 税收因素只是其中之一。在估计税负对经济增长偏效应时, 计量方程中应将所有影响变量加入。在这些影响变量得到控制的条件下, 回归结果才会没有偏误。但在实际研究中会遇到两个困难, 一是在实际分析中, 有些影响变量没有相应观测值, 如中国的制度外收入。二是如果加入的变量过多, 也会造成系数不显著, 得出与L e v i n e 和R e n e l t 相同的结论。
研究中国宏观税收政策与经济增长问题时, 还要考虑如何处理非税收入和制度外收入(本文将这两类收入之和称为税收外收入) 。税收外收入中大部分用于基本建设、城市维护等, 这些支出具有生产外部性效应, 有可能影响到经济增长。所以应将税收外收入作为回归分析中的一个控制变量。我国政府没有将制度外收入列入统计范围, 需要用特别方法来获得这类不可观测变量的代理变量。
三、理论与分析框架
根据文献综述, 本文作了如下假设:第一, 一个国家宏观税收政策可以用水平和结构两个指标描述。具体的说, 宏观税负水平(B ) 用税收收入与国内生产总值(Y ) 比值表示, 宏观税负结构(M ) 用直接税收(D ) 与间接税(I ) 比值表示。第二, 税收外收入(N O N ) 也会影响经济增长, 并且经济增长率(G 是宏观税负水平、结构和税收外收入的凹函数。第三, 除了税收以外, 还有许多影响经济增长的不Y )
可观测变量(Z ) , 研究税收增长效应需要控制这些因素。下面对分析框架进行简要的说明。
(一) 理论模型
根据S o l o w 模型, 一个国家的产出由本国的资源(主要是资本和劳动力) 和技术决定, 它们之间的关系可以用数学公式表示为:
G βL G βK G (1) Y =GP +L +K
(1) 式中G αD P 对劳动力和资L 和G K 分别表示劳动力和资本投入的增长率, L 和βK 分别表示实际G
(1995) 认为一国宏观税收政策可以影响(本投入的弹性, G n g e r 和S k i n n e r 1) 式P 表示全要素生产率。E
右边的5个变量。宏观税收政策变量用G D P 对直接税的比值(Y /D ) 、G D P 对间接税的比值(Y /I) 、G D P 对税收外收入的比值(Y /D ) 表示, 根据假设, (1) 式转换为:
G [(Y /D) , (Y /I) , (Y /NO N ) ; Z ]Y =g
(2)
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(2) 式中Z 是一个向量, 包含了所有对经济增长有影响的不可观测因素。(2) 式可以看为一个投入—产出函数, 其中G D P 增长率是产出, 投入为(Y /D) 、(Y /I) 、(Y /NO N ) 以及不可观测向量Z 。
(二) 计量模型
由于不可观测向量Z 包含很多变量, 这些变量很难清楚识别, 也不大可能获得相应数据, 不能直接利用
(2) 式进行经验计量分析。假如向量Z 与(Y /D) 、(Y /I) 、(Y /N O N ) 中任何一个相关, 回归估计中忽略向量Z , 估计结果就会有偏差。所以经验估计要分为两个阶段, 第一阶段, 获得向量Z 的代理变量或用其他方法消除Z 的干扰。第二阶段, 消除不可观测变量影响后, 利用(2) 式得到回归方程并进行分析。
1. 第一阶段
计量经济学理论中, 对于不可观测变量的处理有两种方法。第一种方法是工具变量法。工具变量法寻找与不可观测变量高度相关而与回归方程中残差项不相关的变量。在我们的研究中很难找到类似的变量, 所以这种方法不可行。第二种方法是代理变量法。本文采用数据包络分析法(D E A ) 来获取不可观测向量Z 的代理变量。
数据包络分析法(D E A ) 是由C h a r n e s 和C o o p e r 等人提出的一种相对效率评价方法。D E A 以某一生产系统中的实际决策单元(D M U ) 为基础, 应用数学规划模型来评价具有多个输入和多个输出的决策单元的相对有效性。本文把各年度的税收政策变量、非税负担作为“生产投入”,经济增长率作为“产出”, 利用D E A 模型建立一个实际最优的经济增长边界, 并通过最优边界判断各年度经济增长是否有效。处于最优边界上的年度的“产出”达到实际最优, 而处于最优边界下的年度“产出”没达到最优。也可以认为“产出”最优的年度, 不可观测因素对经济增长的影响正效应较大(或负效应较小) ; “产出”非最优的年度, 不可观测因素对经济增长正效应较小(或负效应较大) 。
假定在t =1, …,T 时期, 每年可观察到G Y /D) 、(Y /I) 、(N O N /Y) , 构建如下D E A 模型:Y 、(
m a x θo t t s . t (Y /D) ≥∑λ(Y /D)
t t t t t
Y /I) ∑λ(
(N O N /Y) ≥∑λ(N O N /Y)
G ) ≥θ(G ) ∑λ(
∑λ=1, λ≥0, t =1, …, T (Y /I) ≥t o t t t t t Y o Y t t t
t o t t
这个模型要解T 次, 每次计算可以求得相对于最优边界, 目标年度(第o 年) 在投入不变或减小条
t t 件下, 产出能变动的最大比率(用θ表示) 。假如θ=1, 表示该年度的增长率达到实际最优, 不可观测
因素对经济增长率的影响较为适宜。假如θ
t 素对经济增长干扰较大。总之, 当θ※1, 经济中的不可观测变量对经济增长的正效应增大(或负效应减
小) ; 当θ※0, 这些变量对经济增长的正效应减小(或负效应增大) 。所以θ为不可观测向量Z 提供一个代理变量。
2. 第二阶段
根据宏观税负水平(B ) 、结构(M ) 以及非税负担(N ) 的计算公式, 通过(2) 式得到
G (B , M , N ; θ) Y =f
其中向量Z 用其代理变量θ代替。将(4) 式按对数—平方形式展开, 可得到:
l n(G β0+β1l n(B ) +β2l n M +β3l n N +(1/2) βn B ]+Y ) =4[l
(1/2)β5[l n M ]+(1/2)β6[l n N ]+βn B l n M +β8l n B l n N +β9(1/θ) 7l t 2t 2t t t t t t t t t 2t t t t t t t t t t t (3) (4)
回归方程(4) 假设不可观测变量产生负效应。对(4) 求一阶导数, 可以得到税负水平、结构和非税负担对经济增长率弹性, 计算公式如下。
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εβ4l n B +β7l n M +β8l n N G B =β1+
t t t
t t t t t t t (5) (6) (7) εn M +β7l n B G M =β2+β5l εβ6l n N +β8l n B G N =β3+
四、实证检验
(一) 样本数据将(5) 、(6) 、(7) 式设定为零, 可以求得使经济增长最大化的宏观税负水平、结构和非税负担。
本文采用1989-2007年的中国数据作为研究样本, 所有数据来源于《中国统计年鉴》和《中国财政统计年鉴》。样本共19个观测, 每个观测包含G D P 增长率(G 、宏观税负水平(B ) 、税负结构(M ) Y )
非税负担(N ) 和代理变量(θ) 。
宏观税负水平等于税收收入与G D P 的比值。按照国际货币基金组织的分类, 社会保险税应作为税收收入。我国目前没有通过税收方式来筹集社会保障资金, 只是通过征收社会保险费来达到同样的目的。这部分收入具有准税性质, 所以测算宏观税负时应将其计算在内
费) /GD P 。
税负结构等于直接税与间接税的比值。间接税在1994年之前等于产品税、增值税、营业税、工商统一税、集市交易税、资源税、盐税、城市维护建设税、关税九项之和, 1994年之后等于增值税、消费税、营业税、资源税、城市维护建设税、关税五项之和。直接税为各项税收减去间接税。文中将间接税中已加上社会保险费。非税负担等于税收外收入与G D P 的比值。文中将统计年鉴中财政收入的项目的非税收入部分和预算外资金收入之和作为税收外收入。
(二) 模型估计
根据分析框架, 首先要过滤非税收因素对经济增长的影响。利用D E A 模型计算得出θ均值为0. 644。从计算结果知道, 最优边界由1992年、1993年、1994年、1994年、2004年、2007年组合而成。这些年度, θ=1, 意味着在这六个年度, 不可观测因素的影响相对适宜。对于θ
在消除非税收因素影响后, 可以利用(4) 式进行回归分析。观察样本数据发现, G D P 数据在1989年和1990年G D P 有异常跳跃, 需要加入虚拟变量(用d u m y 表示) 消除数据不连续的影响。对计量方程中的变量做平稳性检验, 在10%的显著水平下, 变量的一阶差分都通过A D F 检验和P P 检验, 所有变量均为1阶单整平稳序列。为了观察不可观测变量后对回归结果产生的影响, 本文还对不包含θ变量的式
(8) 进行回归。两个方程的计量回归结果如表1所示。
l n(G ) =β0+β1l n(B ) +β2l n M +β3l n N +(1/2) β4[l n B ]+Y
(1/2) β5[l n M ]+(1/2)β6[l n N ]+β7l n B l n M +β8l n B l n N
表1
回归方程4
变量C
l n (B )
l n (M )
l n (N )
2l n (B )
2l n (M )
2l n (N ) (逄锦聚, 2000) 。在本文中, 社会保险费被当着间接税, 并计入税收收入。所以宏观税负的计算公式为:(各项税收+社会保险③t t t t t t t 2t 2t 2t t t t (8) 回归结果回归方程8系数估计值-23. 65(4. 59) -15. 61(4. 43) 15. 16(3. 86) -8. 14(1. 66) -8. 80(3. 02) -8. 22(4. 07) -2. 55(0. 78)
10. 20(2. 79) C l n (B ) l n (M) l n (N ) 2l n (B ) 2l n (M) 2l n (N ) 变量系数估计值-10. 1(11. 16) -2. 6(10. 79) 4. 50(7. 45) -1. 38(3. 67) 5. 67(6. 10) 12. 7(7. 76) 2. 24(1. 14) 4. 94(5. 05) l n (B ) ＊l n (M ) l n (B ) ＊l n (M )
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l n (B ) ＊l n (N )
1/θ
d u m y
2R
2A d j u s t R -0. 94(0. 65) -0. 69(0. 09) 0. 94(0. 57) 0. 993 0. 983
2. 65
40. 37l n (B ) ＊l n (N ) ———d u m y 2R 2A d j u s t R -3. 67(1. 42) ———-0. 39(0. 26) 0. 942 0. 885 1. 8820. 74. 389D . W . L o gl i k e l i h o o d
注:括号中的值为标准误D . W . L o g l i k e l i h o o d
观察回归结果发现, 方程(8) 回归系数大部分不显著, 而且平方项的系数符号与理论不符, 因此回归方程(8) 不能很好反映税收与增长的关系。回归方程(4) 的残差序列滞后阶数为1的异方差A R C HL M 检验结果为:F统计量=0. 073(概率值p =0. 79) , O b s ＊R统计量=0. 082(概率值p =0. 775, 由此判断残差序列不存在A R C H 效应。残差序列平稳性的A D F 检验结果为:t统计量=-5. 812(概率值p =0) , 由此判断残差序列是平稳的, 回归方程设定是合理的, 回归结果是有效的。
将(5) 、(6) 、(7) 式设定为零, 计算出使经济增长最大化的税负水平、税负结构和非税负担。估算的最优值与实际值绘于图1、图2和图3中
。2
图1 宏观税负水平 图2
宏观税负结构
图3 非税负担
五、结论
本文回顾了税收与经济增长的有关文献, 分析了我国宏观税负水平、结构、非税负担与经济增长的关系, 估计出使经济增长最大化的税负水平、税负结构和非税负担。通过与实际观测值比较, 本文得出结论:我国目前的税负水平是适宜的, 但税负结构严重失衡; 非税负担与最优值有一定的距离。
从图1看出, 我国现阶段的宏观税负水平已经接近最优水平, 因此现阶段可以保持宏观税负水平不变或略有提高, 不宜减税, 或者可以说, 目前中国的宏观税负水平是适度的。
从图2看出, 我国现阶段的宏观税负结构大于最优值, 注意的是文中使用间接税中加入了社会保险费。2007年未调整的间接税与直接税比率是0. 65, 间接税中加入社会保险费后比率变为1. 04。根据税收经济学理论, 过高的间接税会扭曲家庭的就业、储蓄行为, 以及公式的投资行为。从经济增长的角度考虑, 目前需要调整税负结构。通过(5) 式、(6) 式, 计算出税负结构的平均弹性是税负水平平均弹性的
1. 77倍, 所以改变目前的税负结构比调整税负水平更能促进经济增长。
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从图3看出, 目前的非税负担离最优值还有一定距离, 1994-2007年的平均非税负担为0. 047, 平均的最优非税负担为0. 082, 但并不意味着可以增加非税收入, 因为目前不能获得制度外收入数据。如果制度外收入数据与樊纲、许建国等估计的比重近似, 那么我国的非税负担将远高于最优值。计算得到的非税负担的平均弹性是1. 42, 过高的非税负担将严重抑制经济增长。
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A b s t r a c t :Th o u g h t h e r e a r e m a n y l i t e r a t u r e s a b o u t t a x b u r d e n o f C h i n a , f e wa n a l y s e s t h e e f f e c t o f t a x r e v e n u e a n d n o n -t a x r e v e n u e . B y r e c a l c u l a t i n g t a x r e v e n u e a c c o r d i n g t o I M Fm e t h o d , i n c l d i n g e x t r a -b u d g e t a r yr e v e n u e a n dg e t t i n g t h e v a l u e o f u n o b s e r v e v a r i a b l e , t h e p a p e r s t u d y t h e o p t i m a l t a x b u r d e n m a x m i z i n g t h e g r o w t h o f e c o n o -m y . T h e c o n c l u s i o n o f t h e p a p e r i s t h a t t h e r e a l l e v e l o f t a x b u r d e n g i s a p p r o p r i a t e , b u t r e a l t a x m i x i s a l i t t l e h i g h .
K e y w o r d s :Ta x B u r d e n No n -t a x B u r d e n Ta x m i x Ec o n o m i c G r o w t h
(责任编辑:孙亦军)
(上接第10页)
三是致力于改善民生, 促进居民消费。包括完善社会保障体系、提升公共服务的质量、减轻居民税负等。
需要说明的是, 许多国家的财政刺激政策都是减税与增支并行。无论采取何种措施, 针对性原则都是不可或缺的。“千篇一律”的减税措施或许可对重点产业的发展有益, 却也有可能助长一些行业的产能过剩;“撒芝麻盐”式的支出虽然有助于受危机影响严重的地区和领域, 却也可能对一些地区一些领域的衰退趋势“火上浇油”。因此, 面对着现实中的种种难题, 无论是减税政策还是增支措施, 注重其“结构性”都是非常必要的。
参考文献:
[1]杨银海. 金融危机对中国各地区经济影响差异的分析[O L ]. 载于中国社科院博士后流动站网站(h t t p ://rs j . c a s s . c n /b s h b g s /).
A b s t r a c t :In f a c e o f t h e i n t e r n a t i o n a l f i n a n c i a l c r i s i s , c o u n t r i e s h a v e a d o p t e d f i s c a l s t i m u l u s p o l i c i e s t o p r o -m o t e e c o n o m i c r e c o v e r y . H o w e v e r , t h e i m p l e m e n t a t i o n o f t h e s e p o l i c i e s h a s e n c o u n t e r e d a n u m b e r o f c h a l l e n g e s :t h e d e c l i n e i n t h e M a r g i n a l P r o p e n s i t y o f C o n s u m e , t h e s i g n i f i c a n t d i f f e r e n c e s i n t h e d o m e s t i c r e g i o n s a s w e l l a s t h e c y c l i c a l n a t u r e o f f i s c a l b a l a n c e . B e c a u s e o f t h e s e d i f f i c u l t i e s , f i s c a l s t i m u l u s p o l i c i e s n e e dt o b e s u p p o r t e db y a s i m p l e i n c r e a s e i n t h e s c a l e s h i f t s t o s t r u c t u r a l a d j u s t m e n t .
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[中图分类号]F 810. 42 [文献标识码]A [文章编号]1000-1549(2010) 03-0011-06
一、引言
改革开放以来, 为发展经济我国对税收体制进行了多次调整和改革, 形成了一条具有中国特色的税收演进路径。从宏观税负来看, 税负结构比较稳定, 间接税占税收收入的比重一直在0. 6～0. 75之间浮动。但是税负水平变化引人注目, 税收绝对规模不断增大, 相对规模(税收收入与G D P 比值) 先降后升, 呈现一个U 字形趋势。税负相对水平由1985年的22. 64%持续下降到1996年的9. 72%,从1997年开始一路回升, 在2007年达到18. 28%。值得注意的是, 从1998年开始, 我国的税收收入增速一直保持高于G D P 增速的态势, 税收弹性一直在高于1的水平上运行。非税负担在1993年前后两个阶段都比较平稳, 但是前后两个阶段相差大约3倍, 变化呈现从一个Z 字形。
我国税收演进的路径引起学者不断的探索和研究, 其中宏观税负问题得到了学界和业界的热切关注。关于我国宏观税负高低的争论不绝于耳, 2005年美国财经杂志《福布斯》更是声称“中国内地的税收痛苦指数位居全球第二”。那么, 我国的宏观税负是否已经过高? 中国最优宏观税负应该达到何种水平、结构应该保持什么比例?
我国财税体制的特殊性给税收问题的研究增加许多困难。首先, 我国预算外收入占G D P 比重较高, 而发达国家几乎就没有预算外收入。所以, 发达国家税收政策分析不必对预算外收入进行处理, 但是研究我国税收问题如果采用同样的方法将会给结果造成很大的偏误。其次, 我国税收收入科目与国际通用的不一致, 需要根据研究目的进行相应的调整。最后, 有些影响经济增长的非税收变量, 如制度外收入等, 没有观测值, 需要采用特别的方法进行测度。针对上述问题, 本文按照国际口径对税收收入进行调整, 并将预算外收入引入经济增长分析框架, 利用数据包络(D E A ) 方法求得不可观测变量的估计值。在此基础上, 本文利用计量经济学测算使经济增长最大化的最优宏观税负水平、税负结构。
二、文献回顾
关于税收与经济增长问题, 经济学家一般用新古典增长模型和内生增长模型研究。新古典增长理论认为政策变量, 诸如税率、公共支出等只会改变稳定状态的人均产出, 但对稳定状态的人均产出的增长率没①
收稿日期:2009-11-29
作者简介:杨中全, 男, 云南大理人, 中央财经大学中国公共财政与政策研究院博士生, 研究方向为财政理论与政策; 邹俊伟, 男, 山西大同人, 中央财经大学中国公共财政与政策研究院博士生, 研究方向为财政理论与政策; 陈洪宛, 男, 福建莆田人, 中央财经大学财政学院博士生, 研究方向为税收理论与政策。
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中央财经大学学报2010年第3期有影响。内生增长理论把增长率解释为内生现象, 认为经济增长率是内生要素作用的结果, 因此税收政策
(1990) 首先将政府公共开支引入模型, 得到经济增长、社会福就有可能对经济长期增长产生影响。B a r r o
利与税收之间的关系, 然后, 根据经济增长最大化得出政府的最优税收政策。随后, 很多经济学家(E a s t e r -l y , R e b e l o , 1993;Z o u , 1996) 把B a r r o 的分析框架推广到各种问题上。在这些研究中, 大部分的结论是增加政府消费、投资支出可以提高资本的边际生产率, 从而提高经济增长率, 但是增加税率会降低经济增长率。
在上述两种模型框架下, 经济学家利用各种数据样本对税收与增长问题展开了一系列的实证研究。L e v i n e 和R e n e l t (1992) 使用包含119个国家的数据样本, 采用极端界限分析法(E B A ) 检测在条件信息集发生变化时回归系数的稳健性, 即解释变量发生微小改变时, 结果对变化的敏感度。研究结果显示, 对经济增长有稳健影响的经济变量非常少。S c u l l y (1995) 用O L S 方法回归分析了美国1929-1989年经济增长与宏观税负之间的关系, 发现在宏观税负超过23%时美国经济增长率下降。K a r r a s (1999) 采用动态的时间序列模型, 利用O E C D 11个国家1960-1992数据分析哪种模型(新古典增长模型或内生增长模型) 更适合描述税率与经济增长之间的关系。得出的结论是, 高税率持久降低产出水平, 但是对产出的增长率没有影响, 所以研究税率与经济增长问题更适合采用新古典框架。
关于中国宏观税负, 马拴友(2002) 根据N i s k a n e n 的分析框架, 使用中国1979-1999年数据研究宏观税负与经济增长的关系, 并计算拉弗最高税率。研究得出我国使税收收入最大化的拉弗宏观税率是34%。郭庆旺、吕冰洋(2004) 使用中国1994-2002年全国各地区、东部地区、中部地区、西部地区四个数据样本, 分析税收负担水平对经济增长率的影响。研究结论是, 税收收入增长速度高于经济增长速度将抑制经济增长; 东部地区和西部地区的税收增长的抑制效应相对较小。
对于上述实证得出的结论要保持一定的警惕性, 实际上影响经济增长的因素很多, 税收因素只是其中之一。在估计税负对经济增长偏效应时, 计量方程中应将所有影响变量加入。在这些影响变量得到控制的条件下, 回归结果才会没有偏误。但在实际研究中会遇到两个困难, 一是在实际分析中, 有些影响变量没有相应观测值, 如中国的制度外收入。二是如果加入的变量过多, 也会造成系数不显著, 得出与L e v i n e 和R e n e l t 相同的结论。
研究中国宏观税收政策与经济增长问题时, 还要考虑如何处理非税收入和制度外收入(本文将这两类收入之和称为税收外收入) 。税收外收入中大部分用于基本建设、城市维护等, 这些支出具有生产外部性效应, 有可能影响到经济增长。所以应将税收外收入作为回归分析中的一个控制变量。我国政府没有将制度外收入列入统计范围, 需要用特别方法来获得这类不可观测变量的代理变量。
三、理论与分析框架
根据文献综述, 本文作了如下假设:第一, 一个国家宏观税收政策可以用水平和结构两个指标描述。具体的说, 宏观税负水平(B ) 用税收收入与国内生产总值(Y ) 比值表示, 宏观税负结构(M ) 用直接税收(D ) 与间接税(I ) 比值表示。第二, 税收外收入(N O N ) 也会影响经济增长, 并且经济增长率(G 是宏观税负水平、结构和税收外收入的凹函数。第三, 除了税收以外, 还有许多影响经济增长的不Y )
可观测变量(Z ) , 研究税收增长效应需要控制这些因素。下面对分析框架进行简要的说明。
(一) 理论模型
根据S o l o w 模型, 一个国家的产出由本国的资源(主要是资本和劳动力) 和技术决定, 它们之间的关系可以用数学公式表示为:
G βL G βK G (1) Y =GP +L +K
(1) 式中G αD P 对劳动力和资L 和G K 分别表示劳动力和资本投入的增长率, L 和βK 分别表示实际G
(1995) 认为一国宏观税收政策可以影响(本投入的弹性, G n g e r 和S k i n n e r 1) 式P 表示全要素生产率。E
右边的5个变量。宏观税收政策变量用G D P 对直接税的比值(Y /D ) 、G D P 对间接税的比值(Y /I) 、G D P 对税收外收入的比值(Y /D ) 表示, 根据假设, (1) 式转换为:
G [(Y /D) , (Y /I) , (Y /NO N ) ; Z ]Y =g
(2)
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(2) 式中Z 是一个向量, 包含了所有对经济增长有影响的不可观测因素。(2) 式可以看为一个投入—产出函数, 其中G D P 增长率是产出, 投入为(Y /D) 、(Y /I) 、(Y /NO N ) 以及不可观测向量Z 。
(二) 计量模型
由于不可观测向量Z 包含很多变量, 这些变量很难清楚识别, 也不大可能获得相应数据, 不能直接利用
(2) 式进行经验计量分析。假如向量Z 与(Y /D) 、(Y /I) 、(Y /N O N ) 中任何一个相关, 回归估计中忽略向量Z , 估计结果就会有偏差。所以经验估计要分为两个阶段, 第一阶段, 获得向量Z 的代理变量或用其他方法消除Z 的干扰。第二阶段, 消除不可观测变量影响后, 利用(2) 式得到回归方程并进行分析。
1. 第一阶段
计量经济学理论中, 对于不可观测变量的处理有两种方法。第一种方法是工具变量法。工具变量法寻找与不可观测变量高度相关而与回归方程中残差项不相关的变量。在我们的研究中很难找到类似的变量, 所以这种方法不可行。第二种方法是代理变量法。本文采用数据包络分析法(D E A ) 来获取不可观测向量Z 的代理变量。
数据包络分析法(D E A ) 是由C h a r n e s 和C o o p e r 等人提出的一种相对效率评价方法。D E A 以某一生产系统中的实际决策单元(D M U ) 为基础, 应用数学规划模型来评价具有多个输入和多个输出的决策单元的相对有效性。本文把各年度的税收政策变量、非税负担作为“生产投入”,经济增长率作为“产出”, 利用D E A 模型建立一个实际最优的经济增长边界, 并通过最优边界判断各年度经济增长是否有效。处于最优边界上的年度的“产出”达到实际最优, 而处于最优边界下的年度“产出”没达到最优。也可以认为“产出”最优的年度, 不可观测因素对经济增长的影响正效应较大(或负效应较小) ; “产出”非最优的年度, 不可观测因素对经济增长正效应较小(或负效应较大) 。
假定在t =1, …,T 时期, 每年可观察到G Y /D) 、(Y /I) 、(N O N /Y) , 构建如下D E A 模型:Y 、(
m a x θo t t s . t (Y /D) ≥∑λ(Y /D)
t t t t t
Y /I) ∑λ(
(N O N /Y) ≥∑λ(N O N /Y)
G ) ≥θ(G ) ∑λ(
∑λ=1, λ≥0, t =1, …, T (Y /I) ≥t o t t t t t Y o Y t t t
t o t t
这个模型要解T 次, 每次计算可以求得相对于最优边界, 目标年度(第o 年) 在投入不变或减小条
t t 件下, 产出能变动的最大比率(用θ表示) 。假如θ=1, 表示该年度的增长率达到实际最优, 不可观测
因素对经济增长率的影响较为适宜。假如θ
t 素对经济增长干扰较大。总之, 当θ※1, 经济中的不可观测变量对经济增长的正效应增大(或负效应减
小) ; 当θ※0, 这些变量对经济增长的正效应减小(或负效应增大) 。所以θ为不可观测向量Z 提供一个代理变量。
2. 第二阶段
根据宏观税负水平(B ) 、结构(M ) 以及非税负担(N ) 的计算公式, 通过(2) 式得到
G (B , M , N ; θ) Y =f
其中向量Z 用其代理变量θ代替。将(4) 式按对数—平方形式展开, 可得到:
l n(G β0+β1l n(B ) +β2l n M +β3l n N +(1/2) βn B ]+Y ) =4[l
(1/2)β5[l n M ]+(1/2)β6[l n N ]+βn B l n M +β8l n B l n N +β9(1/θ) 7l t 2t 2t t t t t t t t t 2t t t t t t t t t t t (3) (4)
回归方程(4) 假设不可观测变量产生负效应。对(4) 求一阶导数, 可以得到税负水平、结构和非税负担对经济增长率弹性, 计算公式如下。
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εβ4l n B +β7l n M +β8l n N G B =β1+
t t t
t t t t t t t (5) (6) (7) εn M +β7l n B G M =β2+β5l εβ6l n N +β8l n B G N =β3+
四、实证检验
(一) 样本数据将(5) 、(6) 、(7) 式设定为零, 可以求得使经济增长最大化的宏观税负水平、结构和非税负担。
本文采用1989-2007年的中国数据作为研究样本, 所有数据来源于《中国统计年鉴》和《中国财政统计年鉴》。样本共19个观测, 每个观测包含G D P 增长率(G 、宏观税负水平(B ) 、税负结构(M ) Y )
非税负担(N ) 和代理变量(θ) 。
宏观税负水平等于税收收入与G D P 的比值。按照国际货币基金组织的分类, 社会保险税应作为税收收入。我国目前没有通过税收方式来筹集社会保障资金, 只是通过征收社会保险费来达到同样的目的。这部分收入具有准税性质, 所以测算宏观税负时应将其计算在内
费) /GD P 。
税负结构等于直接税与间接税的比值。间接税在1994年之前等于产品税、增值税、营业税、工商统一税、集市交易税、资源税、盐税、城市维护建设税、关税九项之和, 1994年之后等于增值税、消费税、营业税、资源税、城市维护建设税、关税五项之和。直接税为各项税收减去间接税。文中将间接税中已加上社会保险费。非税负担等于税收外收入与G D P 的比值。文中将统计年鉴中财政收入的项目的非税收入部分和预算外资金收入之和作为税收外收入。
(二) 模型估计
根据分析框架, 首先要过滤非税收因素对经济增长的影响。利用D E A 模型计算得出θ均值为0. 644。从计算结果知道, 最优边界由1992年、1993年、1994年、1994年、2004年、2007年组合而成。这些年度, θ=1, 意味着在这六个年度, 不可观测因素的影响相对适宜。对于θ
在消除非税收因素影响后, 可以利用(4) 式进行回归分析。观察样本数据发现, G D P 数据在1989年和1990年G D P 有异常跳跃, 需要加入虚拟变量(用d u m y 表示) 消除数据不连续的影响。对计量方程中的变量做平稳性检验, 在10%的显著水平下, 变量的一阶差分都通过A D F 检验和P P 检验, 所有变量均为1阶单整平稳序列。为了观察不可观测变量后对回归结果产生的影响, 本文还对不包含θ变量的式
(8) 进行回归。两个方程的计量回归结果如表1所示。
l n(G ) =β0+β1l n(B ) +β2l n M +β3l n N +(1/2) β4[l n B ]+Y
(1/2) β5[l n M ]+(1/2)β6[l n N ]+β7l n B l n M +β8l n B l n N
表1
回归方程4
变量C
l n (B )
l n (M )
l n (N )
2l n (B )
2l n (M )
2l n (N ) (逄锦聚, 2000) 。在本文中, 社会保险费被当着间接税, 并计入税收收入。所以宏观税负的计算公式为:(各项税收+社会保险③t t t t t t t 2t 2t 2t t t t (8) 回归结果回归方程8系数估计值-23. 65(4. 59) -15. 61(4. 43) 15. 16(3. 86) -8. 14(1. 66) -8. 80(3. 02) -8. 22(4. 07) -2. 55(0. 78)
10. 20(2. 79) C l n (B ) l n (M) l n (N ) 2l n (B ) 2l n (M) 2l n (N ) 变量系数估计值-10. 1(11. 16) -2. 6(10. 79) 4. 50(7. 45) -1. 38(3. 67) 5. 67(6. 10) 12. 7(7. 76) 2. 24(1. 14) 4. 94(5. 05) l n (B ) ＊l n (M ) l n (B ) ＊l n (M )
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l n (B ) ＊l n (N )
1/θ
d u m y
2R
2A d j u s t R -0. 94(0. 65) -0. 69(0. 09) 0. 94(0. 57) 0. 993 0. 983
2. 65
40. 37l n (B ) ＊l n (N ) ———d u m y 2R 2A d j u s t R -3. 67(1. 42) ———-0. 39(0. 26) 0. 942 0. 885 1. 8820. 74. 389D . W . L o gl i k e l i h o o d
注:括号中的值为标准误D . W . L o g l i k e l i h o o d
观察回归结果发现, 方程(8) 回归系数大部分不显著, 而且平方项的系数符号与理论不符, 因此回归方程(8) 不能很好反映税收与增长的关系。回归方程(4) 的残差序列滞后阶数为1的异方差A R C HL M 检验结果为:F统计量=0. 073(概率值p =0. 79) , O b s ＊R统计量=0. 082(概率值p =0. 775, 由此判断残差序列不存在A R C H 效应。残差序列平稳性的A D F 检验结果为:t统计量=-5. 812(概率值p =0) , 由此判断残差序列是平稳的, 回归方程设定是合理的, 回归结果是有效的。
将(5) 、(6) 、(7) 式设定为零, 计算出使经济增长最大化的税负水平、税负结构和非税负担。估算的最优值与实际值绘于图1、图2和图3中
。2
图1 宏观税负水平 图2
宏观税负结构
图3 非税负担
五、结论
本文回顾了税收与经济增长的有关文献, 分析了我国宏观税负水平、结构、非税负担与经济增长的关系, 估计出使经济增长最大化的税负水平、税负结构和非税负担。通过与实际观测值比较, 本文得出结论:我国目前的税负水平是适宜的, 但税负结构严重失衡; 非税负担与最优值有一定的距离。
从图1看出, 我国现阶段的宏观税负水平已经接近最优水平, 因此现阶段可以保持宏观税负水平不变或略有提高, 不宜减税, 或者可以说, 目前中国的宏观税负水平是适度的。
从图2看出, 我国现阶段的宏观税负结构大于最优值, 注意的是文中使用间接税中加入了社会保险费。2007年未调整的间接税与直接税比率是0. 65, 间接税中加入社会保险费后比率变为1. 04。根据税收经济学理论, 过高的间接税会扭曲家庭的就业、储蓄行为, 以及公式的投资行为。从经济增长的角度考虑, 目前需要调整税负结构。通过(5) 式、(6) 式, 计算出税负结构的平均弹性是税负水平平均弹性的
1. 77倍, 所以改变目前的税负结构比调整税负水平更能促进经济增长。
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从图3看出, 目前的非税负担离最优值还有一定距离, 1994-2007年的平均非税负担为0. 047, 平均的最优非税负担为0. 082, 但并不意味着可以增加非税收入, 因为目前不能获得制度外收入数据。如果制度外收入数据与樊纲、许建国等估计的比重近似, 那么我国的非税负担将远高于最优值。计算得到的非税负担的平均弹性是1. 42, 过高的非税负担将严重抑制经济增长。
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K e y w o r d s :Ta x B u r d e n No n -t a x B u r d e n Ta x m i x Ec o n o m i c G r o w t h
(责任编辑:孙亦军)
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三是致力于改善民生, 促进居民消费。包括完善社会保障体系、提升公共服务的质量、减轻居民税负等。
需要说明的是, 许多国家的财政刺激政策都是减税与增支并行。无论采取何种措施, 针对性原则都是不可或缺的。“千篇一律”的减税措施或许可对重点产业的发展有益, 却也有可能助长一些行业的产能过剩;“撒芝麻盐”式的支出虽然有助于受危机影响严重的地区和领域, 却也可能对一些地区一些领域的衰退趋势“火上浇油”。因此, 面对着现实中的种种难题, 无论是减税政策还是增支措施, 注重其“结构性”都是非常必要的。
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