龐鳳喜　張麗微

(中南財經(jīng)政法大學 財政稅務學院，湖北 武漢 430073)

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論貨幣量、價格水平與稅收的聯(lián)動關系

龐鳳喜張麗微

(中南財經(jīng)政法大學 財政稅務學院，湖北 武漢 430073)

摘要：理論上而言，若貨幣流通速度相對穩(wěn)定，而貨幣量超經(jīng)濟快速增長，則必然引起價格水平的上漲，且在以商品勞務稅為主體稅種的稅制結構下，這一同向變動關系將直接傳遞到稅收。本文通過構建協(xié)整模型，證實了我國貨幣量、價格水平與稅收之間存在的正向聯(lián)動關系，如果將我國CPI統(tǒng)計口徑存在一定缺陷，且長期被低估的情況考慮在內(nèi)，這一聯(lián)動關系將更加明顯。在經(jīng)濟新常態(tài)下，我國應努力降低以價格為計稅依據(jù)的商品勞務稅占比，優(yōu)化稅制結構，以減輕企業(yè)和居民稅收負擔，誘導貨幣資金從房地產(chǎn)市場、股票市場流向?qū)嶓w經(jīng)濟。同時，應有效控制貨幣發(fā)行量和銀行流動性規(guī)模，使貨幣量與經(jīng)濟增長相匹配，以降低通脹的潛在風險。

關鍵詞：貨幣量；價格水平；商品勞務稅；宏觀稅負

一、引言

理論上而言，貨幣供應量相對于經(jīng)濟發(fā)展水平的超發(fā)或不足，會引起貨幣供求關系的變動，進而通過商品和勞務的生產(chǎn)、交換和消費影響到產(chǎn)品市場，并直接表現(xiàn)為一般物價水平的上漲或下跌[1]。而價格水平的變動又會引起名義國民收入變化，進而影響到以國民收入為計稅基礎的稅收收入[2](P12—19)。自1978年以來，我國貨幣供應量一直以遠超GDP的速度增長，到1995年廣義貨幣量(M2)的規(guī)模增加至6.1萬億元，而2014年M2的絕對量更是高達122.8萬億元，是1995年的20.2倍。根據(jù)相關統(tǒng)計，截止到2012年末，我國M2總量達97.4萬億元，換算成美元約15.5萬億，接近全球貨幣供應總量的1/4，也是同期美國的1.5倍，日本的1.7倍，甚至超過整個歐元區(qū)的規(guī)模①。相應地，M2與GDP的比值亦從1978年的0.28上升到1995年的1.00，到2013年達到峰值1.95，在所有G20國家中，經(jīng)濟的“貨幣化”水平最高②。同一時期，我國物價水平、稅收收入也表現(xiàn)為持續(xù)增長的態(tài)勢，在以商品勞務稅為主體稅種的稅制結構下，這無疑受到了貨幣量快速增加的影響，其直接結果就是稅負增加，企業(yè)利潤空間壓縮，居民消費難以增加，長期而言，實體經(jīng)濟必然會出現(xiàn)滑坡，而資本的逐利性也將引導大量貨幣資金流入虛擬經(jīng)濟。從2014年開始，我國貨幣供應量增速略有下降，反映一般物價水平的CPI指數(shù)漲幅也不大，但這并非意味貨幣量過度增長、規(guī)模過大的問題及其對物價水平的影響已不復存在。相反，增速仍遠超GDP的貨幣發(fā)行量及大規(guī)模的銀行流動性創(chuàng)造，已導致貨幣存量過高，而物價的上漲效應并不明顯，主要是因為房地產(chǎn)市場、股票市場吸收了過剩的流動性。近10年來，我國住房價格的暴漲，以及股市的階段性“火爆”就是最好的例證。而當貨幣資金開始從虛擬經(jīng)濟大量流向?qū)嶓w經(jīng)濟時，物價上漲的潛在風險將會表現(xiàn)出來。因此，厘清貨幣量、價格水平與稅收的聯(lián)動關系，對引導稅制改革、制定貨幣政策以激活實體經(jīng)濟，尋求新的經(jīng)濟增長動力有著重要的意義。

關于貨幣量、價格水平與稅收的關系，國內(nèi)外學者大多側重于對前二者或后二者之間的關系單獨進行研究。其中，學者們對貨幣與價格關系的研究多以“費雪交易方程式”和貨幣數(shù)量論為基礎[3](P201)。Mc Candless和Weber(1995)研究了110個國家將近30年的產(chǎn)出增長率、平均通脹率和貨幣供給量增長率之間的關系，認為長期內(nèi)貨幣增長率和通脹率之間高度相關[4]。Mish kin(2001)通過對加拿大1971～1999年的數(shù)據(jù)進行實證分析，認為貨幣供應量變動在短期內(nèi)能有效解釋物價水平波動，即貨幣供應量與物價水平存在一定的同向變動關系[5]。國內(nèi)學者亦對這二者之間的傳導機制進行了研究，大多數(shù)認為，貨幣供給的變動會影響產(chǎn)出與物價，但對其作用的大小、時滯及作用方式存在分歧。鄒至莊、Yan Shen(2004)利用貨幣數(shù)量論公式作為模型，對我國1954～2002年的數(shù)據(jù)進行了計量檢驗。結果顯示，雖然1979年前后經(jīng)濟體制不同，但是，貨幣供給與價格之間的效應并沒有顯示出明顯的結構變化，脈沖響應函數(shù)顯示貨幣沖擊在長期都轉化為價格效應，其研究結果支持貨幣數(shù)量論[6]。而對價格與稅收之間相互關系的研究，大多數(shù)學者是從稅收經(jīng)濟學角度出發(fā)進行討論的。K. Peren Arin(2005)運用美國的相關數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)物價水平與稅收之間存在著相互影響，體現(xiàn)為物價上升會直接帶來稅收總額的增加，而直接稅與間接稅也會對CPI產(chǎn)生不同影響[7]。張倫俊(2001)對1986～1997年稅收收入與價格之間的關系進行了定量分析，認為雖然在影響稅收收入的眾多因素中，經(jīng)濟增長是首要因素，但稅收收入中價格水平的影響也不可低估[8]。胡怡建等(2011)認為我國獨特的稅制結構，導致稅收與價格之間形成了特殊的依存關系，即價格上漲導致稅收超常增長，而超常增長的稅收也要通過價格消化。而隱含在商品和勞務價格中的間接稅在價格構成中占比過高，必然導致我國商品價格畸高[9][10][11][12]。張培森、付廣軍(2003)的研究表明，稅收增長受經(jīng)濟增長和價格的影響最為直接和顯著，相對于GDP的增長，物價水平對稅收收入增長的影響更強[13]。綜合已有的研究成果來看，雖然已普遍證實貨幣供應量與物價水平之間存在高度相關性，對價格水平與稅收關系的研究也證實了價格水平變動必然會對稅收產(chǎn)生影響，但已有研究中將貨幣量、價格水平與稅收銜接在一起綜合研究的成果較為鮮見。本文在已有研究的基礎上，基于我國長期以商品勞務稅為主體稅種的稅制結構現(xiàn)實，將三者結合起來分析，擬對其基本關系和傳導機制進行闡釋和檢驗，以引起學界對這一重大理論與現(xiàn)實問題的關注，并為三者基本關系的引致效應分析奠定基礎。

二、貨幣量、價格水平與稅收的一般理論分析

(一)貨幣供應量、價格與稅收的基本關系

依據(jù)費雪提出的交易方程式：MV=PT，一般物價水平(P)取決于流通的貨幣數(shù)量(M)、貨幣流通速度(V)以及商品的交易數(shù)量(T)三個因素。若V和T不變，則P隨M正比變動，即價格水平變動完全由貨幣數(shù)量的變動決定，貨幣量的增加必然引起商品價格的上漲[14](P160)。貨幣主義學派代表人物弗里德曼建立的貨幣需求函數(shù)：M/P = f(y，w，rm，…，u)也反映了貨幣供給量與價格之間的同向變動關系。在其他條件不變的情況下，式中P的高低和貨幣價值的大小由一國的貨幣數(shù)量M所決定，貨幣數(shù)量增加，物價隨之正比上漲，反之則相反[15](P311—313)。同時，稅收以商品和勞務為最終征收來源，商品、勞務價格的變動必然會對其產(chǎn)生直接影響。這種影響不僅有價格對單個稅種形成的直接影響，還有其通過影響經(jīng)濟發(fā)展對稅收造成的間接影響(靳連峰，2006)[16]。價格的波動(或升降)對稅收收入的影響主要體現(xiàn)在：物價水平上升引起納稅人的商品銷售收入額或營業(yè)額按當年價格的計算值增加，從而導致稅收收入增加；反之，則稅收收入減少。綜上所述，貨幣供應量、價格水平與稅收三者之間在理論上存在著傳遞性的、同向的聯(lián)動關系。

(二)貨幣量、價格與不同稅類稅種的具體關系

由于不同稅種的計稅方法不同，因此，貨幣量、價格對不同稅類、稅種的影響并不相同。具體來說：

1.商品勞務稅與價格水平關聯(lián)度相對較高。商品勞務稅中增值稅、營業(yè)稅和消費稅是我國最為主要的稅種，基本上均實行與價格直接掛鉤的征收方式，受價格變動的影響較大[17]。其中：增值稅以增值額為課稅對象，而就一個商品生產(chǎn)經(jīng)營的全過程而言，增值額則大體相當于該商品制造和流通過程中的商品總值，因此，增值稅實際可核算為對產(chǎn)品最終價值的一次性征收，其稅額應是依據(jù)適用稅率對銷售收入計算得到。消費稅體現(xiàn)為對特定消費品的一種選擇性征收，雖分別采用從價和從量征收，但后者占比較小，因此，基本體現(xiàn)為依據(jù)一定的稅率對應稅消費品的銷售額計算征收。營業(yè)稅是以提供應稅勞務、轉讓無形資產(chǎn)或銷售不動產(chǎn)而獲得的營業(yè)額為計稅依據(jù)的一種稅，應納稅額的計算形式與消費稅類似，各稅目一般都是依據(jù)全部營業(yè)額計算征稅，而營業(yè)額與價格直接相關?？梢?，增值稅、營業(yè)稅和消費稅的形成機制基本類似，均可以表示為：

T = CS×RS= (QS×PS) ×RS

其中，T表示應納稅額，CS表示產(chǎn)品銷售額或應稅營業(yè)額，RS為適用的各種稅率，QS表示銷售產(chǎn)品或提供應稅服務的數(shù)量，PS表示銷售產(chǎn)品或提供應稅服務的價格。這一表達式說明，增值稅、消費稅或營業(yè)稅都受到銷售產(chǎn)品或應稅服務價格的影響，且價格對他們的影響是直接的、正向的。

2．所得稅與價格水平關聯(lián)度相對較低。我國所得稅主要包括企業(yè)所得稅和個人所得稅。其中：企業(yè)所得稅主要是以納稅人的產(chǎn)品銷售收入或者勞務收入扣除企業(yè)成本后的余額為計稅依據(jù)。該稅種稅收收入的形成機制可以表示為：

TC= (QO×PO-QI×PI-E) ×RC

其中，TC為企業(yè)所得稅收入，QO、QI分別表示銷售產(chǎn)品或勞務數(shù)量和投入原材料數(shù)量，PO、PI分別表示銷售產(chǎn)品價格和原材料價格，E表示企業(yè)產(chǎn)品成本以外的扣除項目，主要包括營業(yè)、管理等費用，相對于產(chǎn)品而言基本屬于固定成本，為簡化起見，這里將其假定為常量，RC為企業(yè)所得稅適用稅率。可以看出，企業(yè)所得稅同時受到銷售產(chǎn)品和原材料兩種價格的影響，與PO成正向的非線性比例關系，與PI的關系則反之。

在個人所得稅中，不同稅目受價格的影響不同。一般來說，工資薪金主要由工資政策、企業(yè)盈利水平等因素決定，隨價格的直接變化較小。利息股息紅利所得、勞務報酬所得與工資薪金類似。稿酬、特許權使用費、財產(chǎn)租賃和財產(chǎn)轉讓等所得則更多地取決于其內(nèi)在價值和市場供求，受價格的影響較小。個體工商業(yè)戶的生產(chǎn)經(jīng)營所得和承包承租所得，與企業(yè)所得稅具有類似的性質(zhì)，在一定程度上受到價格的影響。

3．財產(chǎn)稅與價格水平關聯(lián)度不顯著。財產(chǎn)稅類計稅依據(jù)不直接與價格掛鉤，受其他因素的影響，無法在短期內(nèi)隨時隨價格變動而頻繁變動，受價格變動的影響不太明顯。其中，房產(chǎn)稅受其原始價值影響較大，車船使用稅、城鎮(zhèn)土地使用稅等稅種的計稅依據(jù)和適用稅率相對穩(wěn)定，這些稅種與價格基本上沒有直接關系，受價格的間接影響相對較小。

綜上所述，從各稅類與價格的關系來看，商品勞務稅受價格影響最大，所得稅次之，財產(chǎn)稅最小。在實行以商品勞務稅為主體稅種的稅制結構模式下，貨幣供應量不斷增加→價格上漲→稅收收入增加的傳導機制更為明顯，或者說貨幣量與價格水平的正相關關系對稅收的影響更明顯。貨幣量、價格水平與稅收三者之間的傳遞鏈條可以表述為：貨幣供應量的增加首先將在貨幣市場中直接表現(xiàn)為貨幣的“供>求”，進而傳遞到商品市場中表現(xiàn)為商品價格的上升，這意味著以價格為計算基礎的銷售收入也會隨之增加，最終導致增值稅、營業(yè)稅和消費稅等與價格或銷售收入直接相關稅種收入的增加。

三、變量選擇及模型建立

本文主要通過建立協(xié)整模型來分析在商品勞務稅為主體稅種的稅制結構下，我國貨幣供應量、價格水平及稅收的聯(lián)動關系。由于企業(yè)所得稅也受到價格一定的影響，但這并不影響本文主要以商品勞務稅為主體稅種的稅制結構下三者關系的研究結果，因此，也將其一并考慮在內(nèi)。在變量指標選取中，貨幣供應量通?？蛇x取現(xiàn)金流通量(M0)、狹義貨幣量(M1)及廣義貨幣量(M2)，其中，M1為M0與活期存款之和，M2為M1與居民儲蓄存款、企業(yè)定期存款之和。價格水平通常采用消費者價格指數(shù)(CPI)或生產(chǎn)者價格指數(shù)(PPI)，稅收指標采用稅收收入(包括增值稅、消費稅、營業(yè)稅及企業(yè)所得稅)。

(一)變量確定

為了選定合適的貨幣量及價格水平指標，本文對貨幣量M0、M1、M2的增長率(分別用RM0、RM1、RM2來表示)與CPI、PPI指數(shù)進行相關性系數(shù)及格蘭杰檢驗，結果如表1和表2所示?？梢钥闯?，RM0與CPI、PPI指數(shù)不存在Granger因果關系，RM1、RM2與CPI、PPI指數(shù)之間都存在單向的Granger因果關系，因此，M1、M2對物價水平的影響更為顯著。同時，RM2與CPI、PPI指數(shù)的相關系數(shù)高于RM0、RM1。綜合比較來看，相對于對價格水平的影響，M2要優(yōu)于M0、M1。從相關系數(shù)比較看，CPI指數(shù)與貨幣供應量的關聯(lián)度比PPI指數(shù)更密切，選擇CPI指數(shù)作為價格水平指標更為合適。

表1　RM0、RM1、RM2與CPI、PPI的相關性系數(shù)(1994～2014)

表2RM0、RM1、RM2與CPI、PPI的Granger 因果關系(1994～2014)

原假設F值P值結果RM0不是CPI的Granger原因0.145970.8656接受RM1不是CPI的Granger原因7.932740.0056拒絕RM2不是CPI的Granger原因4.123870.0410拒絕RM0不是PPI的Granger原因0.258980.7757接受RM1不是PPI的Granger原因10.88380.0017拒絕RM2不是PPI的Granger原因3.428420.0637拒絕

(二)模型檢驗及建立

本文所使用的計量工具是協(xié)整分析，其理論及方法由Engle和Granger(1987)提出，用于分析兩個或兩個以上的非平穩(wěn)時間序列之間的長期均衡關系。本文通過構建我國廣義貨幣量(M2)、價格水平(CPI)及稅收收入(TAX)的協(xié)整估計模型，考察三者之間的聯(lián)動關系。并構建協(xié)整關系中常用的向量自回歸(VAR)模型，以通過脈沖響應函數(shù)和方差分解進一步分析貨幣量、價格水平與稅收的變動影響關系。具體模型如下：

Yt= Γ0+ Γ1Yt-1+ Γ2Yt-2+… + ΓpYt-p+ εt(t = 1,2,…,T)

其中，Yt=[TAX，CPI，M2]，Γ0，Γ1，Γ2，…，Γp分別為滯后向量的系數(shù)矩陣，p是滯后階數(shù)，T為樣本容量，沖擊向量εt是白噪聲向量。

模型中廣義貨幣量(M2)、稅收收入(TAX)均為當月同比增長率，價格水平(CPI)為月同比漲幅指標，變量指標均為月度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間選取為2002年1月～2014年12月。所用數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2015)》及EPS全球統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

1.數(shù)據(jù)處理及平穩(wěn)性檢驗。由于模型中3個變量指標均為月度時間數(shù)據(jù)，需對各變量消除季節(jié)因素和不規(guī)則因素，這里采用censusX_12 方法。另外，通常情況下大多數(shù)經(jīng)濟數(shù)據(jù)的時間序列具有一定的時間趨勢，是“非平穩(wěn)”序列，在檢驗各變量之間是否存在協(xié)整關系之前，應先檢驗變量的非平穩(wěn)性及其單整階數(shù)。本文采用計量分析中常用的ADF(Augment Dickey-Fuller)和PP(Phillips-Perron)檢驗方法對廣義貨幣量、價格水平與稅收收入各變量序列及其一階差分序列進行了單位根檢驗。通過Eviews7.2軟件檢驗結果顯示原各序列不平穩(wěn)，但經(jīng)過一階差分后，各序列均在1%的顯著性水平下拒絕原假設，為平穩(wěn)序列。因此，M2、CPI、TAX各變量均為一階單整序列，即I(1)序列。

2.模型的協(xié)整檢驗。通過上述單位根檢驗，已證實了廣義貨幣量、價格水平與稅收收入3個變量都是一階單整時間序列，則在各變量間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關系，可以進一步通過協(xié)整檢驗來確定。本文采用常用于檢驗多變量之間協(xié)整關系的Johansen檢驗，通過檢驗模型的回歸系數(shù)來確定系統(tǒng)變量之間是否存在一定的協(xié)整關系。這里選擇協(xié)整均衡項含有截距項但不含趨勢項的模型形式，對由廣義貨幣量、價格水平與稅收收入組成的三元變量系統(tǒng)進行檢驗，具體Johansen檢驗的跡統(tǒng)計量和最大特征值檢驗結果如表3所示。

表3　模型的Johansen協(xié)整檢驗結果

從表3協(xié)整檢驗結果可知，在5%的顯著水平下，M2、CPI、TAX 3個變量之間，以及M2與CPI、CPI與TAX兩兩變量之間存在著協(xié)整關系。因此，可以確定廣義貨幣量、價格水平與稅收收入之間存在著長期均衡關系。

四、實證分析

(一)實證結果分析

在上述數(shù)據(jù)平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗的基礎上，根據(jù)2002～2014年我國廣義貨幣量(M2)、價格水平(CPI)與稅收收入3個變量的數(shù)據(jù)建立協(xié)整模型。結果如下：

TAX=-0.0891+2.2480CPI + 0.3035M2

(1)

CPI=-0.0073+0.1516M2

(2)

TAX=-0.0819+2.4704CPI

(3)

通過以上協(xié)整方程結果可以看出，我國貨幣供應量、價格水平與稅收收入之間存在長期均衡關系。從方程(1)系數(shù)看，價格水平對稅收收入會產(chǎn)生正向影響，貨幣供應量對稅收收入產(chǎn)生的影響也為正。這說明貨幣供應量增加引起物價上漲必然會影響到稅收總收入。相對于M2的系數(shù)而言，CPI系數(shù)并不太大，這可能是由于在模型中同時考慮了這兩個因素的影響，導致貨幣供應量通過物價上漲間接影響稅收收入的效應被直接納入貨幣供應量與稅收收入的影響系數(shù)中，而未表現(xiàn)在價格指數(shù)的系數(shù)中。方程(2)是價格水平與廣義貨幣量兩者協(xié)整關系的表達式，式中M2系數(shù)也顯著為正，說明廣義貨幣量的增長必然引起價格上升。而M2系數(shù)較小則是由于CPI中未考慮房屋價格，現(xiàn)代服務業(yè)所占權重又過小，導致CPI被低估，從而也弱化了貨幣量對價格水平的影響。方程(3)是稅收收入與價格水平之間的協(xié)整關系表達式，式中CPI系數(shù)也顯著為正，意味著價格水平的上升會引起稅收收入增加。

為了對貨幣供應量、價格水平與稅收收入三者之間的關系做出進一步的分析，在已構建的上述協(xié)整模型基礎上，本文利用脈沖響應函數(shù)和方差分解從動態(tài)上分析M2對CPI、TAX的沖擊及解釋。

(二)脈沖響應分析

根據(jù)Eviews7.2檢驗結果，按照赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)確定的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)均為1。同時，所構建模型的所有特征值均在單位圓內(nèi)，故所構建的VAR模型都是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應分析和方差分解。圖1(a)為方程(2)中CPI對廣義貨幣量(M2)的脈沖響應情況，(b)為方程(3)中稅收收入(TAX)對CPI的脈沖響應情況，(c)、(d)分別為方程(1)中CPI對廣義貨幣量(M2)、稅收收入(TAX)對CPI的脈沖響應情況。

根據(jù)圖1(a)、(c)，M2的變動會引起CPI的同方向變動，對于M2的一次性沖擊，將通過動態(tài)模型去影響價格水平的變動。圖1(a)、(c)基本無差別，都反映了CPI對于M2一個單位標準差沖擊的脈沖響應。該沖擊對價格水平的影響在前期并不明顯，但隨后開始產(chǎn)生明顯的正向影響，且正向影響的程度不斷擴大，但在后期這種正向影響的擴大相對緩慢，最后基本持續(xù)在0.2的正響應水平。圖1(b)、(d)描述了給予CPI一個單位標準差的沖擊，該沖擊通過動態(tài)模型影響稅收收入的情況。圖1(b)顯示，對于CPI的一次性沖擊，稅收收入在前期就產(chǎn)生了較大的正響應，在第3期正向影響達到最大，之后正向影響逐步減弱，在第4期后正向影響一直較小，并逐漸減弱，最終趨向于零。在圖1(d)中，稅收收入對CPI變動沖擊的響應一直不太明顯，但這一指數(shù)對稅收收入的正向影響是確定的，對于CPI的一次性沖擊，稅收收入的正響應在第2期達到最大，之后正向影響逐步減弱，最終也趨向于零。綜合比較CPI對M2、稅收收入對CPI沖擊的脈沖響應情況，可以發(fā)現(xiàn)雖然它們的響應軌跡有很大區(qū)別，響應力度和強度也有所差異，但短期內(nèi)響應都是正向的。

圖1　稅收收入(TAX)、價格水平(CPI)的脈沖響應

上述各脈沖響應分析表明：其一，貨幣量在沖擊初期對價格水平產(chǎn)生的影響較小，但在沖擊中后期對價格水平的影響逐漸擴大，說明這一影響具有滯后效應。其基本原因在于：貨幣量的增加并不會立即引起價格上漲，而是需要經(jīng)過生產(chǎn)、交換、消費等各環(huán)節(jié)的循環(huán)過程，不可能對代表一般物價水平的價格指數(shù)變動形成立竿見影的影響。但是，隨著時間的推移，由貨幣量增加導致貨幣市場出現(xiàn)的“供>求”，必然會延伸到商品市場，由此產(chǎn)生的價格上漲效應也將逐漸顯現(xiàn)[18]。其二，價格水平在沖擊前期對稅收收入產(chǎn)生較大影響，但在沖擊后期其影響呈遞減趨勢，這說明其影響具有短期效應。這主要是因為我國稅收體系中增值稅、消費稅、營業(yè)稅等商品勞務稅多是以價格作為直接計稅依據(jù)，因此，價格水平的上漲將立即帶來這些稅種當期收入的直接增加，在當前以商品勞務稅為主體稅種的稅制模式下，這必然將導致稅收總規(guī)模的增加[19]。綜合分析，貨幣量規(guī)模的不斷擴大將直接引起物價水平的上漲，而物價水平的上漲又會帶來稅收收入的增加，這充分說明貨幣供應量、價格水平與稅收收入三者之間存在連續(xù)的正向影響關系。

(三)方差分解分析

為了更好地分析M2沖擊對CPI波動，以及CPI沖擊對稅收收入波動中的貢獻程度，在協(xié)整模型基礎上本文繼續(xù)進行方差分解?；舅悸肥前褍?nèi)生變量的波動按其成因分解為與各個方程新息相關聯(lián)的組成部分，從而得到各隨機擾動對模型內(nèi)生變量的相對重要程度。這里用相對方差貢獻率來表示M2和CPI沖擊對目標變量變化的貢獻率。上述模型中的價格指數(shù)和稅收收入方差分解結果如表4所示。

從表4可以看出，模型中價格指數(shù)、稅收收入的變動無疑分別受到了M2和CPI的影響。短期內(nèi)，與脈沖響應分析結果一致，價格指數(shù)、稅收收入的變動在第1期100%都由其自身調(diào)整來解釋，從第2期開始M2和CPI的影響開始顯現(xiàn)，但M2對價格指數(shù)變動的影響具有滯后性，其影響作用在后期逐步增強，而CPI對稅收收入變動的影響卻在初期就已相當明顯，其影響作用在后期緩慢減弱。長期來看，在貨幣量與價格指數(shù)關系中，M2的影響在第5期之后快速增強，對CPI的貢獻率在第10期累積達到7.3%，即長期內(nèi)價格指數(shù)變動的7.3%可以由M2來解釋，剩余部分由價格指數(shù)自身的調(diào)節(jié)來解釋；在價格指數(shù)與稅收收入關系中，CPI對稅收收入的影響在初始階段(第3期)已達到7.5%的貢獻率，但在第4期之后基本穩(wěn)定，在第10期累積貢獻率達到8.6%，也就是說長期內(nèi)稅收收入變動的8.6%可以由CPI來解釋，其余由稅收收入系統(tǒng)自身的調(diào)節(jié)來解釋。由此看來，貨幣量變動影響價格指數(shù)調(diào)整，進而會影響到稅收收入的變化。

表4稅收收入、CPI指數(shù)的方差分解結果

Period價格指數(shù)(CPI)CPI M2稅收收入(TAX)TAXCPI1100.00000.0000100.00000.0000299.81060.189496.97763.0224399.39910.600992.49807.5020498.79641.203692.02457.9755598.03151.968591.64578.3543697.13142.868691.48208.5180796.12173.878391.42378.5763895.02604.974091.40638.5937993.86686.133291.40748.59261092.66507.335091.41038.5897

五、結論與政策建議

本文通過建立協(xié)整模型證實了我國貨幣供應量、價格水平與稅收收入三者之間存在顯著且依序的聯(lián)動關系，并利用VAR模型中的脈沖響應函數(shù)和方差分解進一步分析了三者之間的動態(tài)影響關系。得出結論有二：

一是廣義貨幣量的增加會引起物價水平上漲，即貨幣供應量對價格產(chǎn)生正向影響。從影響程度看，雖然在模型分析中，M2的變化并不是決定CPI變化的主導力量，但這主要是由我國的CPI統(tǒng)計口徑存在缺陷，長期被低估造成的。另外，也未考慮到資本價格。若將這些因素充分考慮，則CPI變化與M2的變動會呈現(xiàn)出更強的一致性。從影響時間看，廣義貨幣量增加對物價水平帶來的影響是長期的，且影響強度不斷增強。

二是物價上升會帶動稅收收入的增加，即價格水平對稅收也產(chǎn)生正向影響。價格變動會通過影響各稅種直接作用于稅收總收入，亦會通過影響經(jīng)濟發(fā)展間接影響稅收。從影響時間看，對CPI施加一次標準沖擊，對稅收收入增加的影響可持續(xù)半年以上，其影響在前期較為明顯，中后期趨向于零，說明這一影響的短期效應較強。

總體而言，在以商品勞務稅為主體稅種的稅制結構下，貨幣供應量、物價水平與稅收之間確實存在著可傳遞性的聯(lián)動關系。因此，在明確三者之間傳導機制的基礎上，應通過稅制結構的轉變、貨幣政策的調(diào)整使三者的關系更加合理化，以促進經(jīng)濟發(fā)展。

具體建議有以下兩個方面：

第一，有效控制貨幣量規(guī)模，引導新增貨幣合理分流。近年來，我國的貨幣量規(guī)模之大、增速之快已對物價造成了直接影響[20]。因此，在當前經(jīng)濟轉型進入關鍵期的背景下，中央銀行在制定貨幣政策時更應注意有效控制貨幣發(fā)行量和銀行流動性創(chuàng)造規(guī)模，使貨幣量保持在與經(jīng)濟增長相匹配的合理范圍內(nèi)，以降低其對物價推漲效應的潛在風險。同時，應加快金融體制改革，引導貨幣資金流向多元實體經(jīng)濟，而非虛擬經(jīng)濟或房地產(chǎn)經(jīng)濟等單一領域。其目的有二：一是防止房地產(chǎn)市場開始進入下滑檔期、股市陷入低谷時，由貨幣流通速度在較短時間內(nèi)出現(xiàn)快速上升而引發(fā)的物價突發(fā)上漲情況的發(fā)生；二是逐步增加貨幣流通速度，以提高資金使用效率，降低企業(yè)(尤其是中小企業(yè)、新興企業(yè))融資成本，為企業(yè)實現(xiàn)技術變革增加資金保障，以促進企業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，為新階段創(chuàng)造經(jīng)濟增長源。

第二，優(yōu)化稅負結構，降低企業(yè)總稅負水平。在我國長期以商品勞務稅為主體稅種的稅制結構下，由貨幣增發(fā)最終引起稅收增加的負效應已十分明顯，即當前企業(yè)因稅負重而經(jīng)營困難甚至破產(chǎn)，居民消費也因此而增力不足，實體經(jīng)濟持續(xù)疲軟。因此，當前應以我國經(jīng)濟進入調(diào)整期為契機，降低商品勞務稅占比[21][22]。這不僅可以減輕企業(yè)稅收負擔，增加企業(yè)利潤空間，增強供給側改革實效，同時，也有助于減輕居民所承擔的高價格、高稅負的“雙高”壓力，為擴大消費需求提供動力，即從供給和需求兩方面來推動經(jīng)濟增長。而資本的逐利性也會隨之引導大量貨幣資金注入實體經(jīng)濟，為其良好發(fā)展提供資金保障。與此同時，應提升受價格水平影響較小的個人所得稅、財產(chǎn)稅比重，增強高所得、多財富者個人的稅收貢獻，優(yōu)化稅負結構，以確保在穩(wěn)定宏觀稅負、保證財政支出需要的同時，從根本上減弱價格水平對稅收的影響。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于21世紀網(wǎng)數(shù)據(jù)部的統(tǒng)計。

②根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒(2015)》和《國際統(tǒng)計年鑒(2014)》中數(shù)據(jù)計算得出。

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(責任編輯：肖加元)

中圖分類號：F812.42

文獻標識碼：A

文章編號：1003-5230(2016)02-0021-08

作者簡介：龐鳳喜(1962—)，女，湖南湘潭人，中南財經(jīng)政法大學財政稅務學院教授，博士生導師；張麗微(1984—)，女，河北邢臺人，中南財經(jīng)政法大學財政稅務學院博士生。

基金項目：國家社會科學基金重大項目“宏觀稅負、稅負結構與結構性減稅研究”( 12&ZD044)

收稿日期：2015-11-13