周 勇

[摘要]影響我國稅收水平的經濟因素主要有經濟發(fā)展水平、財政支出規(guī)模和對外開放程度等。通過構建稅收水平、農業(yè)水平、財政支出水平以及進出口水平四變量的VAR模型，分析稅收水平與其決定因素間的動態(tài)關系，可以得出如下結論：我國稅收水平受財政支出水平的影響較大；我國稅收制度本身的完善對稅收水平的影響是顯著的；隨著我國城市化進程的不斷加快和經濟發(fā)展水平的提高，農業(yè)產值占GDP的比重不斷下滑。

[關鍵詞]稅收水平；經濟發(fā)展水平；財政支出水平；進出口水平；VAR；方差分解

[中圖分類號]FS10.42[文獻標識碼]A[文章編號]1004-9339(2010)03-0095-08

一、問題的提出

稅收水平為稅收總量占經濟總量的比重，在現有文獻中也被稱之為稅收比重、宏觀稅負、稅收負擔水平抑或宏觀稅收負擔水平。它是政府與經濟活動主體之間經濟利益關系的集中體現，既關系到政府能否有效執(zhí)行其職能，也關系到經濟活動主體能否有效開展生產經營活動。國內外學者就稅收水平問題展開了深入而又系統的研究，對稅收水平的決定因素的研究無論是在理論研究方面還是在經驗研究上都取得長足的進步。在市場經濟條件下，決定稅收水平的因素主要有兩個：一是生產力發(fā)展水平；二是政府承擔的政治、經濟和社會職責范圍大小及其變化。一般而言，納稅人的納稅能力決定了宏觀稅收負擔水平的最高限度，而國家財政對稅收收入量的需求又決定了宏觀稅收負擔水平的最低限度。

1.理論上，國內學者認為決定稅收水平的因素主要有四個方面：政治因素、經濟因素、財政因素和稅收因素。

(I)政治因素。國際社會歷來存在兩種國家觀，不同國家觀確立了各自的政府經濟職能范圍，而政府為實現其職能對社會剩余產品的需求量也就不同，反映在稅收方面就是宏觀稅收水平的不同。因此，決定稅收水平的政治因素主要體現在國家觀以及由此所決定的政府職能范圍。

(2)經濟因素。影響稅收水平的經濟因素包括生產力發(fā)展水平、經濟發(fā)展水平和人均收入水平等?！皬纳a力發(fā)展水平這一因素看，宏觀稅負水平的高低與生產力發(fā)展水平正相關。一個國家的生產力發(fā)展水平愈高，社會產品就愈豐富，人均的水平就愈高，稅基就愈寬廣，整個社會對稅收的承受能力就強。因此生產力發(fā)展水平較高的經濟發(fā)達國家的宏觀稅負要高于生產力發(fā)展水平相對較低的發(fā)展中國家”。筆者認為，人均收入水平對稅收水平的決定作用應該是一種綜合的決定作用，既包括直接的決定作用，也包括間接的決定作用。其中，直接決定作用表現為“在人均收入水平比較低的情況下，經濟活動主體的大部分收入只能用于滿足吃穿住行等基本生活需要，無法承受較重的稅收負擔，稅收占的比重只能處于較低的水平；在人均收入比較高的情況下，經濟活動主體的收入在滿足基本生活需要后還有較多的剩余，這部分剩余既可以用于滿足經濟活動主體的發(fā)展需要，也可以稅收形式繳納給政府，增加政府的收入，稅收占的比重也因此而相應較高”。間接決定作用則表現為“隨著人均收入水平的提高，經濟結構的進化，政府職能的范圍與規(guī)模會相應擴大，所需要的支出會相應增加，稅收占的比重要適當提高”。李文認為“經濟性因素是影響宏觀稅收負擔水平的根本性因素”。一方面，經濟決定稅收，經濟發(fā)展水平越高，稅源越充足，對稅收的承受能力也就越強；另一方面，經濟發(fā)展水平越高，人們對公共品需求的范圍和水平也就越高，政府為了提供公共品所要籌集的資金也就越多，稅收作為政府收入的最主要形式，其規(guī)模相應地也就越大，因而稅收負擔水平也就越高。由此可見，從長期來看稅收負擔水平與經濟發(fā)展水平應該是高度正相關的。

(3)財政因素。許善達認為，在政府實現其職能所需的社會剩余產品總量不變的前提下，財政收入渠道越多，宏觀稅收負擔率就越低；財政收入渠道越少，宏觀稅收負擔率也就越高。安體富、岳樹民從非稅收入角度分析了財政因素對宏觀稅收負擔水平的影響：一定時期內可供分配使用的是一個定量，在滿足政府一定支出需要的情況下，如果通過非稅形式取得的收入規(guī)模大，那么稅收收入規(guī)模必然減小。在較高的財政支出效率下，同樣的資金規(guī)?？梢詽M足更多的支出需要，稅收負擔就相應下降。就我國宏觀稅負的變化來說，政策性因素的影響是一個主要原因。同時，我國當前的收費對象本身就是稅基的組成部分，收費過多侵蝕了稅基，形成所謂的“費擠稅”，從而使我國的稅收收入占的比重下降。

(4)稅收因素。稅收政策的變化、稅收制度的變化、征管水平的高低都可能使稅基的寬窄發(fā)生相應變化，進而使宏觀稅收負擔發(fā)生變化。張倫俊在假定理論稅負既定的情況下認為：征管水平高，就會有較高的宏觀稅負；征管水平低，宏觀稅負也隨之下降。

2.從經驗研究的角度看，國內外學者緣于影響稅收水平的一些因素，例如政府職能、國家觀念及征管技術等通常無法量化，一般選用人均收入水平、相關產業(yè)比重及外債規(guī)模等指標進行實證研究。

(1)人均收入水平。馬斯格雷夫將人均收入作為解釋變量，宏觀稅負作為被解釋變量，通過線性回歸得出結論：人均收入低于300美元的國家，兩者呈正相關關系但不顯著；人均收入在低于600美元的國家，兩者呈現顯著的正相關關系；在人均收入高于600美元的情況下，兩者呈現擬合系數極低的負相關關系?？傮w趨勢為稅收水平隨人均收入水平的變化而變化，人均收入水平越低，稅收水平就越低；人均收入水平越高，則稅收水平就相對較高。但稅收水平對人均收入水平的這種反映并不是一種連續(xù)的趨勢，在不同的收入檔次，稅收水平的變化不同。低收入國家兩者之間的關系呈現一種不明顯的相關性，而高收入國家則呈現一定程度上的負相關關系。

(2)經濟結構。馬斯格雷夫認為進口份額不是決定稅收水平的重要因素，在其收集的46個國家樣本資料中顯示“宏觀稅負與農業(yè)占的比重呈現高度顯著負相關”。張德志認為，經濟結構改變是宏觀稅負水平提高最主要的因素。

(3)外債規(guī)模。許善達利用外債占的比重與宏觀稅負進行回歸分析時，發(fā)現兩者呈現并不顯著的正相關關系，并認為主要是受外債自身的特點所決定。

從以上的文獻資料中可以看出，理論上稅收水平變化的決定因素主要有政治因素、經濟因素、財政因素和稅收因素。但因為理論分析中涉及到的所有決定因素無法全部通過指標或現有統計數據進行反應，所以在經驗分析中，分析影響稅收水平的因素主要是采用GDP、財政支出規(guī)模、農業(yè)總產值及進出口規(guī)模等宏觀指標；另外，檢驗方法相對比較簡單，實證分析結論是否具有較強說服力還有待論證，尤其研究農業(yè)水平、財政支出水平以及進出口水平對稅收水平的動態(tài)影響的文獻基本上是缺失的。筆者借鑒現有研究成果及研究思路，通過構建非限制性向量自回歸模型VAR來考察稅收水平與其決定因素之間的動態(tài)關系，并進一步研究稅收水平的各個決定因素對稅收水平的影響程度和對稅收水平變動所作的貢獻大小。

二、數據來源與VAR模型的設定

1.數據來源和處理

為了增加實證檢驗的可信度和處于數據選取連續(xù)性和權威性考慮，變量稅收收入、GDP、財政支出、進

出口總額和農業(yè)總產值數據均來自《新中國五十五年統計資料匯編》以及1999～2008年各年《中國統計年鑒》。出于研究需要，對所收集的原始數據做如下處理：稅收水平TR=當期稅收收入／當期GDP，財政支出水平FE=當期財政支出／當期GDP，農業(yè)水平AG=當期農業(yè)總產值／當期GDP，進出口水平AE=當期進出口總值／當期GDP。本文的研究對象也相應地變?yōu)闀r間序列TR、FE、AG和AE。

2.單位根檢驗

單位根檢驗的根本目的在于檢驗時間序列的平穩(wěn)性。通常情況下，單位根檢驗的方法通過計量經濟學軟件如Eviews6.0做相關數列的散點圖或進行ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)檢驗來實現。前者可以在計量統計軟件里直接觀察到，而ADF檢驗需要相關的假設檢驗過程。其原假設H₀：存在一個單位根；備擇假設H₁：不存在單位根，即序列為平穩(wěn)序列。從本文所采用的相關統計數據的散點圖中可以明確看出，四個變量的時間序列都具有明顯的非平穩(wěn)性特征，因此，需要用ADF檢驗進一步驗證這一結論。

表1的結果表明，變量序列TR、FE、AG、AE和在10％的顯著性水平下均接受原假設H₀，即各時間序列均存在一個單位根，屬于非平穩(wěn)序列。但上述變量序列的一階差分DTR、DFE、DAG、DAE在1％的顯著性水平均拒絕原假設H₀，接受備擇假設H₁，具有平穩(wěn)性特征，說明時間序列TR、FE、AG和AE均屬于一階單整序列。

3.協整檢驗

通過單位根檢驗，可以明確的是TR、FE、AG和AE均屬于一階單整序列，根據協整理念，這四個時間序列盡管各序列本身呈現非平穩(wěn)性特征，但序列之間的線性組合可能有不隨時間變化的性質或具有平穩(wěn)性特征，即長期穩(wěn)定的均衡關系。由于EG兩步法主要是針對單方程協整檢驗而言的，所以對類似于VAR模型的多方程協整檢驗來說，一般采用Johanson協整檢驗。最大特征值檢驗和特征根跡檢驗(trace檢驗)是Johanson檢驗的兩個具體檢驗方法。本文使用最大特征值檢驗，并利用軟件Eviews6.0來實現具體的檢驗過程。

表2的檢驗結果表明：在5％的顯著性水平下檢驗結果明確拒絕了“0個協整向量”的原假設。根據概率P值的大小，可以證實本文所設計的模型具有一個協整向量。同時，這也說明TR、FE、AG和AE四者之間存在著協整關系，即四個單獨的變量序列TR、FE、AG和AE各自是一個非平穩(wěn)性序列，但序列間的線性組合卻是一個穩(wěn)定的，存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。這個結果為本文建立向量誤差修正模型奠定了理論前提。

4.非限制性向量自回歸模型(Unrestricted-VAR)的設定及其參數估計

VAR模型把系統中每一個內生變量視為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型擴展至多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。本文利用AIC信息準則將VAR模型的滯后階數確定為2，將序列TR、FE、AG和AE的非限制性VAR的模型形式設為：

方程右邊的變量為內生變量TR、FE、AG和AE的滯后值，所以不存在同期相關問題，利用OLS估計的模型實質上是有效的模型。出于研究的目的，本文僅寫出有關稅收水平TR的估計結果：

TR=-0.06+0.56TR(-1)-0.04TR(-2)+0.67FE(-1)-0.41FE(-2)-0.35AG(-1)+0.55AG(-2)+0.11AE(-1)+0.02AE(-2)

TR的估計結果解釋了TR與TR(-1)、TR(-2)、FE(-1)、FE(-2)、AG(-1)、AG(-2)、AE(-1)、AE(-2)之間的相關關系。變量系數表示變量之間的相對變化關系。其中，C_1.11=0.56，表示在其他因素不變的情況下，滯后1期的稅收水平每提高一個單位，則當前稅收水平增加0.56個單位；C_2.11=-0.04，表示在其他因素不變的條件下，滯后2期的稅收水平每提高一個單位，則當期稅收水平會下降0.04個單位；財政支出水平FE滯后1期的系數C_1.12=0.67，表示在其他因素不變的情況下，FE(-1)每提高一個單位，則當期稅收水平會提高0.67個單位。以此類推，財政支出水平滯后2期的系數-0.41表示在其他因素不變的情況下，滯后2期的財政支出水平每提高一個單位，則使當期稅收水平下降0.41個單位；農業(yè)水平滯后1期值AG(-1)的系數為-0.35，表示在其他因素不變的條件下，AG(-1)每提高一個單位，則使當期稅收水平下降0.35個單位；農業(yè)水平滯后2期值AG(-2)的系數0.55表示在其他因素不變的情況下，AG(-2)的農業(yè)水平每提高一個單位，會使當期的稅收水平提高0.55個單位；進出口水平滯后1期值AE(-1)的系數為0.11，表示在其他因素不變時，AE(-1)每提高一個單位，會使當期的稅收水平提高0.11個百分點；AE(-2)的系數為0.02，表示在其他因素不變時，AE(-2)每提高一個單位，會使當期稅收水平提高0.02個單位。

同時，為了檢驗已構造的VAR模型的穩(wěn)定性，我們可以對AR特征多項式根進行檢驗，并使用計量經濟學軟件如Eviews6.0軟件計算出根模倒數的大小。如果被估計的VAR模型所有根模的倒數均小于1，即位于單位圓內，則模型是穩(wěn)定的；反之模型不穩(wěn)定。從單位根的圖形中可以看出，本文所建立的VAR模型是穩(wěn)定的。

5.向量誤差修正模型(VEC)

以上協整檢驗表明，向量TR、FE、AG和AE之間被證實存在協整關系，根據向量誤差修正模型VEC的建模理念，可以構造VEC模型。本文將TR作為因變量，將FE、AG和AE作為自變量，利用Eviews6.0估計的協整方程為：ECM_-1=TR(-1)-0.99-3.68*FE(-1)+5.10*AG(-1)+1.13*AE(-1)

同時也可以得到標準的VAR模型的向量誤差修正模型VAC。出于研究需要，這里從標準的VAC模型中分離出TR一階差分DTR的誤差修正模型：

DTR=-0.02ECM_-1-0.06DTR(-1)-0.14DTR(-2)+0.25DFE(-1)+0.23DFE(-2)+0.18DAG(-1)+0.20DAG(-2)+0.003DAE(-1)-0.04DAE(-2)+0.008

誤差修正項系數-O.02在5％的顯著性水平下通過檢驗，說明當TR(-1)、FE(-1)、AG(-1)和AE(-1)發(fā)生波動使TR偏離長期均衡時，系統將以2％的速度將其重新調整到均衡狀態(tài)中，調整力度相對較大。

6.格蘭杰因果關系檢驗

VAR模型的另一個重要應用是利用格蘭杰因果關系檢驗分析時間序列之間的因果關系。格蘭杰因

果關系實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否引入到其他變量方程中，一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關系。利用本文所使用的數據TR、FE、AG和AE，基于VAR模型檢驗稅收水平、財政支出水平、農業(yè)水平以及進出口水平是否有顯著的格蘭杰因果關系，其結果如表3所示。

從表3我們可以看出：財政支出水平FE是引起稅收水平TR變化的Granger原因(P=0.0456)，同時，稅收水平TR也是引起財政支出水平FE變化的Granger原因(P=0.0347)。從理論上講，這個結果與Vamvoukas(1997)提出的財政同步學說(財政收支相互依賴、相互影響)是相吻合的。從實踐上講，這一結論與我國改革開放以后，尤其是1994年實行分稅制財政體制以后我國的財政收支狀況基本一致。隨著我國經濟社會的快速發(fā)展，居民對政府提供的公共產品數量和質量要求越來越高，政府為承擔公共產品供給責任所需要籌集的財政收入(或稅收收入)也將越來越多，在經濟總量既定的前提下，必然導致稅收水平TR發(fā)生變化。因此，財政支出水平TR是引起稅收水平變化的Granger原因。與此同時，我國經濟的快速發(fā)展也為我國政府提供了更多的“稅收把柄”和更加充足的稅源，從而為財政支出變化提供了充沛的財力基礎。所以，稅收水平TR也是引起財政支出水平FE變化的Granger原因。

另外，在稅收水平TR方程中，“AG不能Granger引起TR”與“AE不能Granger引起TR”的P值分別為0.2396和O.2590，這說明農業(yè)水平和進出口水平不是引起稅收水平變化的格蘭杰原因，該結論也是符合當代經濟社會發(fā)展實際的。農業(yè)水平越高意味著一國的工業(yè)化水平越低，經濟發(fā)展的質量越低下，可供政府征稅的“稅收把柄”越少，稅收水平自然相當低；反之，農業(yè)水平越低，說明該國的工業(yè)化水平越高，社會生產的剩余產品規(guī)模就越大，“稅收把柄”也就越多，稅收水平就相對較高。由于農業(yè)是國民經濟的基礎，在一國經濟體系中占有舉足輕重的地位，短期內很難改變，而影響稅收水平的因素比較多，波動相對頻繁，所以AG不能Granger引起TR是和實際情況相符的。AE不能Granger引起TR則主要是由于在如今日益開放的年代，稅收不再是一國調控進出口規(guī)模最主要的手段，而只是一個通用的政策而已，并且使用稅收調節(jié)還必須考慮到他國反應，否則會使稅收干預經濟的負面效應以及由此引起的效率損失更加明顯。當然我們也不能因為進出口水平與稅收水平之間不存在顯著的格蘭杰因果關系檢驗而忽略了前者對后者的影響，畢竟將滯后期適當延長，它們之間的Granger因果關系可能就會得到改變，這一點在之后的脈沖響應函數和方差分解中將得到求證。

三、脈沖響應函數

由于VAR模型是一種非理論性的模型，即它無需對變量作任何先驗性約束，因此，在建VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統的動態(tài)影響，這種分析方法稱為脈沖響應函數方法(簡稱IRF)。根據IRF方法原理。我們通過使用Eviews6.0軟件分別給予TR以及三個決定TR的因素FE、AG和AE一個單位的正沖擊，從而得到關于TR的脈沖響應函數圖(圖2至圖5)。在此系列圖示中，橫軸表示沖擊作用的滯后階數(單位：年度)；縱軸表示稅收水平的變化率；實線表示脈沖影響函數，代表稅收水平對自身沖擊及其相關決定因素沖擊的反應；虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

從圖2中可以看出，當在本期給稅收水平自身一個單位正沖擊后，稅收水平在前6期持續(xù)下滑.在第7期時達到最低，此時的C_1.2=0.003435(其中“1”表示第1個變量、“7”表示滯后階數)；從第8期開始穩(wěn)定增長。這說明稅收水平自身的一個正沖擊能在長時間里使稅收水平保持一個穩(wěn)定的增長態(tài)勢。

從圖3中可以看出，當在本期給財政支出水平FE一個正沖擊后，稅收水平增長率的相對變化幅度比較大，最高時出現在第2期，此時的響應C_2.2=0.007979。但從第2期開始，這種響應開始下降，在有些滯后期，例如第6期、第7期的響應甚至為負(C_2.66=-0.000328，C_2.7=-0.000229)。從第8期開始才恢復穩(wěn)定增長態(tài)勢。到第20期時達到至第5期以來的最大值，此時的響應C_2.20=0.002083。

從圖4中可以看出：在給本期農業(yè)水平一個正沖擊后，稅收水平的增長率在長期范圍內將呈現一種負增長的態(tài)勢，而就這種負增長本身的態(tài)勢而言是相對穩(wěn)定的，并未出現較大波動。在前3期里，農業(yè)水平AG受到的正沖擊使得稅收水平TR的降幅有進一步擴大的趨勢(C_3.1=-0.003419，C_3.3=-0.006142)，之后從4期開始這種下降的趨勢才得以緩解，并始終保持在-0.004左右。從圖5中可以看出，在給本期進出口水平一個正沖擊后，稅收水平的增長率有一個緩慢上升的過程，在第4期達到最大，此時的響應為C_4.4=0.026618，之后保持平穩(wěn)增長態(tài)勢。

綜合圖2到圖5可以看出，分別給與稅收水平自身、財政支出水平、農業(yè)水平以及進出口水平一個正沖擊后。稅收水平對稅收水平自身以及決定稅收水平的三個因素的響應是不一樣的。撇開稅收水平自身的沖擊外，從稅收水平對其三個決定性因素響應的最大值來看，對進出口水平的響應最為明顯，其次是財政支出水平，最后是農業(yè)水平。三者的數量比較關系為：C_4.4(0.026618)＞C_2.2(0.007979)＞C_3.7(-0.002593)。稅收水平對進出口沖擊的響應高出其他兩個決定因素，可能的原因是進出口規(guī)模的增加或進出口水平的提高使得進出口“稅收把柄”擴大，但這種擴大的過程是緩慢、不顯著的。

四、方差分解

脈沖響應函數模型描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，而方差分解(Variance decomposition)則是通過每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來表示)的貢獻度，即在分析了每個稅收決定因素的一個正沖擊給稅收收入的增長率帶來的影響之后，可以繼續(xù)用方差分析的原理進一步分析稅收收入決定因素的結構沖擊對稅收收入增長率的貢獻程度，以此來實現對稅收收入決定因素的動態(tài)分析。通過Eviews6.0軟件，我們可以實現模型的方差分析。采用高鐵梅使用的相對方差貢獻率(RVC)來表示貢獻率。具體的公式表示為：

RVC_i→i(s)為相對方差貢獻率，指根據第i個變量基于沖擊的方差對變量y；的方差的相對貢獻度來觀測第j個變量對第i個變量的影響，C_ij表示由y_i的脈沖引起的y.的響應函數，s表示滯后階數。如果

RVC_i→i(s)大時，意味著第j個變量對第i個變量的影響大；相反地，RVC_i→i(s)較小時，可以認為第j個變量對第i個變量的影響小。圖6到圖9為稅收水平自身及其決定因素對稅收水平的方差分解圖，即各自的貢獻率情況。在此系列圖示中，橫軸表示滯后階數(單位：年)，縱軸表示稅收水平及各決定因素對稅收的貢獻度(單位：百分數)。

從圖6中可以看出，考慮稅收水平自身對稅收水平的影響，在滯后1期時，稅收水平對自身的貢獻率達到100％(RVC₁→1(1)=100.0000)，之后呈現持續(xù)下降的趨勢，在滯后期達到20時，RVC₁→1(20)=46.30946，使貢獻率降至最低。這種結果的原因還在于，稅收水平自身的變化，如稅收征管效率提高、稅收努力水平提高、稅收法律的完善都可能使稅收收入在不侵蝕稅基的前提下得到增加，從而使稅收水平也得到相應提高。張德志通過數據分析說明了征管因素與稅收水平之間的關系，“1995～2003年，因加強征管而提高的稅收水平為1.06％，約占整體影響的41％”。由此可以看出，稅收水平自身對稅收水平的貢獻率能夠保持在45％以上是符合我國稅收收入變化實際的。

從圖7中可以看出，財政支出水平對稅收水平的貢獻率在前12期有一個持續(xù)上升的趨勢，并在第12期時達到最大，此時的RVC₂→1(12)=16.06456，之后的貢獻率處于一個穩(wěn)定增長狀態(tài)。格蘭杰因果關系檢驗證實，財政支出水平是引起稅收水平變化的Granger原因。所以，財政支出水平的變化必然會導致稅收水平也發(fā)生相應的變化。但總的來看，這種變化正如圖7所示，是一種穩(wěn)定的增長態(tài)勢。

農業(yè)水平涉及到一國產業(yè)結構的優(yōu)化問題，從圖4的脈沖響應函數圖中就可以看出，農業(yè)水平的提高對稅收水平的提高始終處于一個負效應狀態(tài)。圖8中所體現的農業(yè)水平對稅收水平的貢獻率更是證明了這一點。從滯后1期開始直到滯后20期，農業(yè)水平對稅收水平的貢獻率基本上維持在3％左右的水平且有持續(xù)增加的趨勢，超過4％的時期分別是第16～20期(RVC₃→(16)=4.322589，RVC₃→1(20)=5.846197)。

從圖9中可以看出，進出口對稅收水平的貢獻率從滯后1期開始自始至終均保持著上升的態(tài)勢，在第20期時達到最大，此時的貢獻率達到34.69704％(RVC₄→1(20)=34.69704)。這主要是進出口規(guī)模的增加使得“稅收把柄”逐漸擴大造成的。

綜合圖6至圖9可以看出，撇開稅收水平自身的貢獻率，進出口水平對稅收水平的貢獻率最高達到34.70％，其次是財政支出水平達到16.06％，最低的是農業(yè)水平為5.85％。但若考慮到稅收水平自身的影響因素，則其貢獻率(最低貢獻率)將超過進出口水平的貢獻率達11.59％。這從經驗分析的角度證實了我國現階段稅收收入超常規(guī)增長的根本原因在于影響稅收水平的自身因素，例如稅法的完善、稅收征管效率的提高、稅收成本的降低。

五、結束語

通過構建稅收水平、財政支出水平、農業(yè)水平和進出口水平的模型，筆者分析了稅收水平與其決定因素間的動態(tài)關系，具體結論最終如下：

1.我國的稅收水平受財政支出水平的影響較大。在完善的市場經濟國家，財政支出最終由國家稅收來承擔，因此，如若財政支出水平有一定程度的提高，則稅收水平也將隨之上升。本文所構建的模型中的向量誤差修正模型一財政支出水平對稅收水平短期波動的“糾正”一方差分析中，財政支出水平對稅收水平的貢獻率都證明了這一結論。

2.我國稅收制度本身的完善對稅收水平的影響是顯著的。我國從1994年實施分稅制改革以來，稅收收入呈快速增長趨勢，甚至在相當一段時間內超過同期GDP增速，其根本原因之一在于我國稅收制度尤其是稅收征管制度的完善。

3.隨著我國城市化進程的不斷加快和經濟發(fā)展水平的提高，農業(yè)產值占GDP比重不斷下滑。從歷史和發(fā)展的視角看，這種下滑趨勢是和經濟社會發(fā)展實際情況相吻合的。因此，農業(yè)水平對稅收水平所做出的貢獻表現為負向貢獻也是基本符合實際的。

4.改革開放以來，進出口總額的增加使相關的“稅收把柄”有所增加，進而對增加我國稅收收入總體規(guī)模、提高我國稅收水平起到了長期的促進作用。

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