基于VEC模型的税收与经济增长关系的实证检验：以安徽省为例

何 赛

(安徽财经大学财政与公共管理学院,安徽 蚌埠233000)

一、引言

作为国民经济的两项重要指标,税收收入和经济增长之间的关系一直以来都备受学术界的关注。从理论视角来看,税收作为政府财政收入的主要来源,与经济增长密切相关:一方面,经济增长是税收课征的源泉,只有经济实现了增长,才有可能将取得的经济发展成果转化为国家财政收入,税收收入规模才可能有所增加;另一方面,税收会通过税率、税种、减免税等税制要素调节各个市场主体的利益,发挥税收的自动稳定机制功能和相机抉择机制功能,进而影响到经济的发展。

1994年分税制改革以来,税收收入的规模随着经济增长而逐渐增加,与此同时迅速增加的税收收入以政府支出的形式促进和调节着国民经济的发展,经济增长的速率也伴随税收收入规模的扩大而有所加快。以安徽省为例,税收收入和GDP自1994年以来一直保持着快速增长的态势:税收收入从1994年523 518万元增长到2011年的1 108.31亿元,G DP相应从1 488.47亿元增加到15 110.30亿元,分别增长了20.17和9.15倍。

本文运用协整检验和 Granger因果关系检验方法,构建向量误差修正模型对安徽省税收收入与经济增长间的关系进行了实证分析,并通过脉冲响应函数来研究两者之间的相互影响程度,这对于正确认识税收收入与经济增长之间的动态关系,进而加快财税体制改革,实现税收收入与GDP的协调合理增长,具有重要意义。

二、税收收入与经济增长关系的理论分析

税收与经济增长之间存在着密切关系已是不争的事实,但不同学派却从不同的角度给出了各自的观点。

凯恩斯学派主张政府干预经济,实施需求管理政策,而且以财政政策为主要手段,认为在市场调节失灵的情况下,可运用税收来调节经济运行。由于经济增长常通过国内生产总值的增长率来反映,因而税收与经济增长的关系就可归结为税收收入与国民收入之间的变化关系。从凯恩斯学派的收入决定模式出发,在考虑政府部门和国外部门的四部门经济社会中,令社会总产出为Y、居民消费为C、居民投资为 I、储蓄为S、政府开支为G、政府税收为T、政府用于居民补贴和救济的转移性支付为TR、净出口为NX。以收入法核算国民收入,则有:Y=C+S+TR-T;若以支出法核算,则有:Y=C+I+G+NX。根据国民收入恒等式可得:C+S+TR-T=C+I+G+NX,进一步化简有S+TR-T=I+G+NX。依据凯恩斯的绝对收入假说,居民消费C可以看成是可支配收入Yd的函数,即C=C0+cYd,其中C0为自发性消费,c为边际消费倾向。假定税收为总额税,则可支配收入等于总收入减去税收后的余额,即Yd=Y-T。进而国民收入决定式可以表达为Y=C0+d(Y-T)+I+G,并且均衡条件下的收入水平为Y=(C0-dT+I+G) (1-d)。根据该式,分别求Y对T和G的导数,可得税收乘数dY dT=-d (1-d),其值为负表明国民收入的变动方向与税收收入变动相反。当经济趋向衰退时,政府采取减税政策,国民收入GDP随着税收的减少而上升,增加的数额为税收减少额的d (1-d)倍;反之当经济膨胀时,相应采取增税政策,而国民收入也会随之下降,减少额为税收增加量的 d(1-d)倍。因此,可以利用这个特征通过税收杠杆来对经济进行有目标地调节。

在供给学派看来,需求管理政策不能解脱经济的滞涨,而主张实行“供给管理政策”,其主要载体就是减税政策,认为税收与经济增长呈负相关关系,确切来说应是税收超过一定规模后将明显影响经济增长的速率。供给学派代表人物拉弗所设计的拉弗曲线,说明了税率与税收收入和经济增长之间的函数关系。其具体经济含义为:高税率不一定能取得高收入,而高收入也不一定要实行高税率;取得同样多的税收收入,可以采取两种不同的税率,即高税率和低税率,高税率会挫伤生产者和经营者的积极性,削弱经济行为主体的活力,导致生产停滞或下降,而低税负刺激了工作意愿、储蓄意愿和投资意愿,因而能够促进经济增长;税率、税收收入和经济增长之间存在着相互制约、相互依存的关系,从理论上说应当存在一种兼顾税收收入与经济增长的最优税率,因此保持适度的宏观税负水平是促进经济增长的一个重要条件。世界银行经济学家凯斯·马斯顿选择了20世纪70年代具有可比性的20个国家的经验数据,对宏观税率 (指税收收入占G DP的比重)的高低对经济增长率的影响进行了实证分析,基本结论是:较低的宏观税率对提高本国的经济增长率具有积极的促进作用。从选择的20个样本国家来看,低税负国家的国内生产总值实际增长率高于高税负国家:低税样本国家的国内生产总值平均年增长率为7.3%,而高税样本国家仅为1.1%。进而马斯顿就20个样本国家的平均宏观税率进行了回归分析,结果表明宏观税率提高对经济增长的消极影响,在低收入国家比在高收入国家要严重得多。

根据新古典经济增长模型,经济增长取决于资本增长率、劳动增长率、资本和劳动对产量增长的相对作用的权数以及技术进步。其中,在短期内实现经济增长主要依靠资本与劳动力的投入量,在长期内保持经济的可持续增长还要依靠人力资本、科技进步和生态环境保护。税收对经济增长的短期和长期影响,主要是通过税收对储蓄、劳动、投资、科技进步、生态环境等经济增长要素的间接影响来实现的[1]。

三、实证分析及结果

(一)变量选取与数据处理

为了对税收收入与经济增长之间的动态关系进行实证检验,本文利用《安徽统计年鉴》 (1995-2012年)的统计资料,选取1994-2011年间安徽省税收收入TAX与国内生产总值G DP的有关数据来反映税收和经济增长状况。考虑到价格变动的影响,将所有数据用居民消费价格指数P(1994=100)换算成1994年的不变价格。同时为了消除时间序列的异方差和数据的过度波动,对TAX、G DP进行对数变换,将取过自然对数的变量记为LnTAX和LnG DP。

(二)序列平稳性检验

一般对时间序列进行协整分析之前,应先判断每个序列是否平稳,即作单位根检验。通常使用的单位根检验方法有DF检验、ADF检验和PP检验[2]。由于DF检验只适用于检验一阶自回归模型AR(1)的平稳性,而PP检验是针对序列可能存在高度相关的情况,因而本文采用ADF检验;考虑到两组时间序列均随时间变化呈现出明显的变动趋势,故选择带常数项和趋势项的模式,利用 Eviews6.0对两个时间序列进行平稳性检验,检验结果如表1所示。

表1 变量的ADF检验结果

经检验,时间序列LnTAX和LnGDP均为非平稳序列;经过一阶差分之后,Δ LnG DP在1%的显著性水平下是平稳的,并且Δ LnTAX在5%的显著性水平下也是平稳的,因而LnTAX和LnG DP均为一阶单整序列I(1),满足协整检验的前提。

(三)协整关系检验

根据平稳性检验的结果,虽然LnTAX和LnG DP自身均为一阶单位根过程,即为非平稳,但变量间的某种线性组合可能是平稳的,从而反映变量之间长期均衡的变动关系,即协整关系。由于VEC模型的表达式仅仅适用于协整序列,所以应运行协整检验,并确定协整关系数,其主要采用两种方法:E-G两步法和Johansen检验法。虽然只考虑两个变量LnTAX、LnGDP是否存在协整关系,但为了克服小样本的缺陷,故本文选择Johansen检验法,其检验结果如表2所示。

表2说明,在5%的显著性水平下,迹检验和最大特征根检验都表明存在一个协整向量,即LnTAX与LnG DP之间存在着长期均衡关系。

根据检验结果可建立以下协整方程(括号内为渐进标准误差):

上式表明,在长期内,LnGDP与LnTAX之间呈正相关关系,即安徽省经济增长对税收收入的增长起到正向拉动作用。这与传统经济理论有所出入,但也反映了我国国情的特殊性。由于经过对数处理,(1)式中自变量的系数表示对因变量的弹性,因而协整方程表明:在其他条件不变时,1994-2011年安徽省GDP每增长1%,平均可拉动1.847708%的税收收入增长。

(四)VEC模型的构建

研究表明,只要变量之间存在协整关系,就可以由自回归分布滞后模型导出误差修正模型。而在VAR模型中,每个方程都是一个自回归分布滞后模型,因此可将VEC模型看成是含有协整约束的VAR模型,通常应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模,正如本文所探讨的情况。[5]

由于误差修正模型的滞后期正是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期,因而所建立的VEC模型滞后期应确定为1,并采用有截距项但没有确定趋势项的形式,所构造的具体模型如下(小括号内为渐进标准误差,中括号内为t统计量):

在VEC模型中,作为解释变量的滞后差分项,其系数反映各变量的短期波动对被解释变量的短期变化的影响。该系数估计量的经济含义为:在其他条件不变的情况下,前一期经济增长每波动1%,当期税收收入将平均增加2.210676%。另一方面,误差修正项ECMt-1反映变量之间的长期均衡关系,其系数大小表示变量之间偏离长期均衡状态时,将其调整到均衡状态的调整速度。在模型中,该系数为-0.599600,表明系统在受到冲击并偏离长期均衡后,误差修正速度达到59.9600%,具有较强的调整力度。

(五)Granger因果关系检验

虽已建立起VEC模型,但还要对其进行识别和检验,以判别其是否符合模型最初的假定和经济意义。

通过上述理论分析知道,税收收入会随 G DP的增长而相应增加,同时课税也会反过来作用于经济增长。但是两者究竟谁为因,谁为果,还是互为因果关系,就需要做进一步的相关检验。根据赤池(AIC)和施瓦茨(SC)信息准则确定两个变量的滞后阶数,对经过数据处理的LnTAX与LnGDP进行Granger因果关系检验,其结果如表3所示。

表3 LnTAX与LnGDP的Granger因果检验结果

检验结果表明,在5%的显著性水平下,当最优滞后阶数为2时,LnG DP是LnTAX的Granger原因,但LnTAX却不是LnGDP的Granger原因。即安徽省经济增长是税收收入变动的短期决定因素,两者之间存在单向的格兰杰因果关系。这可能是因为税收收入的变化对GDP的影响存在一定的时滞,从而在近期无法引起G DP的变化。

(六)脉冲响应分析

由于向量自回归模型是一种非理论性的模型,不需要对变量作先验性的约束,因而对其进行分析时,通常不研究一个变量变化是如何影响另一变量的,而是分析当一个误差项发生变化或者说模型受到某种冲击时,对系统的动态影响[3]。根据以上建立的VEC模型,利用脉冲响应函数来分析LnTAX和LnGDP受到冲击后的反应程度,分别对各内生变量一个正的冲击,并将脉冲响应函数的追踪期设定为十年,得到LnTAX和LnGDP对于一个标准信息的脉冲响应函数图。在图1中,横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位:年度),纵轴表示对冲击的响应大小(单位:亿元)。

图1 lnTAX和lnG DP的脉冲响应函数图

从图1中的脉冲响应曲线可以看出,在本期给予LnGDP一个冲击后,LnGDP对自身信息的一个标准差扰动的脉冲响应在当期较为明显,约为0.038,随后持续增大,并在第七期开始放缓,到第十期接近于0.08;而LnGDP对LnTAX信息的一个标准差扰动的脉冲响应速度在期初较为缓慢,由负值响应渐升至零值,在第二期以后产生一定幅度的波动,继而呈稳定增长态势,且在第五期进入平缓阶段。这表明安徽省的经济增长受到自身的影响显著,存在较强的自身拉动作用,同时税收收入的冲击对经济增长具有长期正向的持续效应,初期影响效应并不明显,可能是因为相关税收政策的实施具有一定的时滞性。

另一方面,税收收入对来自自身增长的反应较为强烈,在当期达到0.233,随后响应程度逐渐减弱,并于第四期降至最小值,之后反应程度虽有所增强,但增速却明显放缓,最终趋于平稳波动。而LnTAX对LnGDP信息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期为0,之后逐渐增加至第三期的最大值,约为0.18,继而持续下降至第六期,自此之后进入稳定响应状态。由此看来,安徽省的税收收入受自身的正向影响显著且稳定;同时,LnGDP除了在第一期对LnTAX几乎没有影响外,随后几期的正向效应明显,但维持的时间并不长。这表明,安徽省经济增长可以促进税收收入的扩增,但可能由于地方税制结构上的缺陷,造成这种支撑扩张作用有限。

四、结论与政策建议

基于1994-2011年间安徽省税收收入和 G DP的统计数据,进行一系列实证分析后,本文可以得出以下结论:在所考察的时段内,安徽省税收收入与经济增长之间存在长期均衡的协整关系,且通过构建VEC模型-发现误差修正项的系数为负且绝对值较大,表明该协整关系是稳定可靠的。从格兰杰因果检验结果又可以看到安徽省经济增长是其税收收入变动的充分而不必要条件。脉冲响应函数图则显示了在长期中税收收入对经济增长产生正向的持续效应,同时经济增长也对税收收入具有正向拉动作用。

目前虽然纳税人普遍反映税负偏重,但实际上是包含了财政收费的负担,因此结合本文的实证结论,提出以下建议:促进经济发展方式的转变,推进经济结构的战略性调整,优化产业结构,推动战略性新兴产业、先进制造业的健康发展,加快传统产业转型升级,推动服务业特别是现代服务业发展壮大,进而利于税收收入与经济增长的协调发展;加快财税体制改革,从而健全地方财力与事权相匹配的体制;调整税费关系,规范地方政府各种形式的收入,对各种名目的财政性收费加以统筹管理;完善地方税体系,构建以财产税为主体税种、配以其他辅助税种的地方税种模式,形成有利于结构优化、社会公平的地方税制,伴随结构性减税政策的施行,最终实现税收收入的合理增长、经济的协调发展,使税收的经济调节作用得以有效发挥。

[1]胡怡建.税收经济学[M].北京:经济科学出版社,2009:106.

[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用及实例 [M].北京:清华大学出版社,2009:295.

[3]刘宏杰.中国税收收入与国内生产总值之间的经验测度——基于VAR模型的经济计量分析(1978-2007)[J].上海财经大学学报,2009,(1).

[4]刘翔,曾康华.山东省政府财力与经济增长的动态关系——基于 VEC模型的实证研究 [J].山东财经,2010,(3)

[5]郝秀琴.河南省经济增长、财政支出与税收收入的动态计量分析 [J].经济经纬,2011,(4).