崔 璨

（重慶師范大學(xué)，重慶 400030）

稅收扮演著分配財(cái)政收入和調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的角色。政府可以取得多少稅收收入與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平和物價(jià)水平密不可分。經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，稅收收入才有可能增加。否則，稅收將成為無源之水、無本之木，不利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展。另外，物價(jià)水平直接影響消費(fèi)，而稅收越高，則可能擠壓消費(fèi)支出。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2016年，重慶市稅收收入1438.4億元，增長6.0%；當(dāng)年實(shí)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值17558.76億元，比上年增長10.7%，當(dāng)年CPI同比漲1.8%。本文以1998年至2016年為研究時(shí)間段，采用平穩(wěn)性檢驗(yàn)，協(xié)整分析、多元回歸等建模方法，結(jié)合重慶市經(jīng)濟(jì)的具體情況，對(duì)其稅收收入影響因素進(jìn)行分析。

一、文獻(xiàn)綜述和提出假設(shè)

通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，Granger Test等計(jì)量方法，Oktham M aghyereh &Osama Sweidan研究了實(shí)際財(cái)政收入、實(shí)際財(cái)政支出、約旦實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值的關(guān)系，認(rèn)為實(shí)際財(cái)政收入與實(shí)際財(cái)政支出之間存在互為因果關(guān)系，財(cái)政政策具有強(qiáng)烈的產(chǎn)出效應(yīng)。Garrison and Lee以63個(gè)國家1970-1984年的面板數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)邊際稅率和平均稅率并沒有實(shí)質(zhì)上推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。如果考慮人均地區(qū)生產(chǎn)總值水平，稅率與經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向關(guān)系變?yōu)椴伙@著[3]。Scully同樣通過計(jì)量模型對(duì)新西蘭戰(zhàn)后稅收與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)平均宏觀稅負(fù)每下降1%，那么平均經(jīng)濟(jì)增長率上升0.25%[4]。

王道樹通過指數(shù)體系分析法（In-dex Analysis）開展了稅收研究，檢驗(yàn)了實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長因素、物價(jià)因素、稅制因素等對(duì)稅收的絕對(duì)影響和相對(duì)影響[5]。漆莉莉通過稅收模型分析，認(rèn)為全國城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄存款年末余額、地區(qū)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出總量顯著影響稅收收入，認(rèn)為政府可以采取刺激消費(fèi)、加強(qiáng)財(cái)政收支的管理的方式，以保證稅收收入健康增長的結(jié)論[6]。李潔構(gòu)建了四川省稅收收入預(yù)測模型，指出政府可以用稅收政策調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，降低第一產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，降低第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際稅負(fù)，加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)是涵養(yǎng)稅源的途徑之一，可以起到穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的作用[7]。王乃靜等用山東省1978年到2000年22年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)稅收收入對(duì)數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)進(jìn)行研究，構(gòu)筑了山東省稅收的誤差修正模型，得到山東省財(cái)政收入對(duì)數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系的結(jié)論[8]。綜合上述文獻(xiàn)，本文對(duì)以往研究進(jìn)行創(chuàng)新，將居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為解釋變量加入模型，進(jìn)而提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：地區(qū)生產(chǎn)總值可以顯著增加稅收收入。

假設(shè)2：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)可以顯著降低稅收收入。

假設(shè)3：地區(qū)生產(chǎn)總值的變化與稅收收入變化的存在格蘭杰因果關(guān)系。

假設(shè)4：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化與稅收收入變化的存在格蘭杰因果關(guān)系。

二、實(shí)證分析過程

（一）樣本和數(shù)據(jù)獲取

本文以1998年至2016年作為樣本區(qū)間。在本文的論述中，重慶市稅收收入總額（Tax）將始終作為被解釋變量，重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和重慶市消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）的年度指標(biāo)作為解釋變量。在正式研究之前，我們先預(yù)處理數(shù)據(jù)。本文的稅收收入綜合了中央和地方稅收收入，但是剔除了海關(guān)代征稅與證券交易印花稅。軟件采用SPSS20.0，數(shù)據(jù)來源W ind數(shù)據(jù)庫。

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于時(shí)間序列，只有具有協(xié)整（cointegration）關(guān)系的變量才能進(jìn)行回歸分析，以避免為回歸。首先對(duì)三個(gè)時(shí)間序列變量（重慶市稅收收入總額重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值和消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)）進(jìn)行平穩(wěn)性（單位根Unit Root Test）檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)之前，先要消除周期波動(dòng)因素的影響，將變量取對(duì)數(shù)以降低樣本之間的異方差。本文用ADF檢驗(yàn)（Augmented Dickey-Fuller Test）對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果表

由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知：時(shí)間序列LnGDP、LnCPI和LnTax為1階單整的（經(jīng)過一次差分變換轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)的序列），即LnGDP~I(1)，LnCPI~I(1) 和LnTax~I(1)。因此，由于三者是同階單整，由Granger協(xié)整定理可知：時(shí)間序列LnGDP、LnCPI和LnTax具有協(xié)整關(guān)系，也就是說三者在短期變動(dòng)過程中具備一種長期趨勢上的穩(wěn)定均衡關(guān)系。做時(shí)間序列分析時(shí)，即使單個(gè)序列不平穩(wěn)，但是多個(gè)序列的線性組合去有可能是平穩(wěn)的，即變量間的協(xié)整關(guān)系產(chǎn)生了平穩(wěn)的線性組合。一系列非平穩(wěn)時(shí)間序列也有長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。本文采用Johansen 極大似然法對(duì)多變量系統(tǒng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。結(jié)果見表2。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示，跡統(tǒng)計(jì)量值為40.19847，大于5% 顯著水平的臨界值，而其他假設(shè)條件下的跡統(tǒng)計(jì)量都小于5% 水平的臨界值，拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè)，所以接受變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的備擇假設(shè)。

（三）多元回歸的分析

為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)并消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，本文建立稅收收入與重慶市地區(qū)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的對(duì)數(shù)模型，兩邊取對(duì)數(shù)得：并得到如下方程：

由回歸結(jié)果中可以看出，重慶市稅收彈性為0.99（R方），說明總體上該市的稅收收入能與地區(qū)生產(chǎn)總值保持同步增長。在地區(qū)生產(chǎn)總值不斷增長，經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展的情況下，政府收入雖能有近似同步增加，但必須指出的是政府難以充分發(fā)揮財(cái)政稅收活動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的能力，減少經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的波動(dòng)性。另一方面也說明在重慶市企業(yè)等經(jīng)濟(jì)主體對(duì)稅收負(fù)擔(dān)變動(dòng)的敏感較低。另外一方面，因?yàn)槎愂帐杖雽?duì)物價(jià)指數(shù)的彈性為-0.37473，居民物價(jià)水平的變動(dòng)對(duì)稅收收入會(huì)產(chǎn)生一定程度負(fù)面影響。假設(shè)1和2得證。

（四）時(shí)間序列的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果說明財(cái)政收入長期增長與地區(qū)生產(chǎn)總值和居民物價(jià)指數(shù)存在長期均衡關(guān)系，但是他們之間是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。筆者采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（Granger Causality Test）[11]。滯后階數(shù)選為2階。檢驗(yàn)結(jié)果見下表：

表3 稅收收入與地區(qū)生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

注：顯著性水平取5%。

從檢驗(yàn)結(jié)果可知，第一，在滯后2階的情況下，地區(qū)生產(chǎn)總值是引起稅收收入變化的Granger原因，但稅收收入不是地區(qū)生產(chǎn)總值的Granger原因。上述結(jié)論說明該市的地區(qū)生產(chǎn)總值變化對(duì)稅收收入變化只具有單向的因果關(guān)系，用箭頭圖可以表示為：地區(qū)生產(chǎn)總值的變化?稅收收入的變化，但是，稅收收入的變化地區(qū)生產(chǎn)總值的變化。

第二，在滯后2階的情況下，地區(qū)生產(chǎn)總值是引起居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化的Granger原因，但居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)不是地區(qū)生產(chǎn)總值的Granger原因。上述結(jié)論說明該市的地區(qū)生產(chǎn)總值變化對(duì)稅收收入變化只具有單向的因果關(guān)系，用箭頭圖可以表示為：地區(qū)生產(chǎn)總值的變化?居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化，但是，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化地區(qū)生產(chǎn)總值的變化。

第三，在滯后2階的情況下，地區(qū)生產(chǎn)總值變化不是引起居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化的Granger原因，但居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化也不是地區(qū)生產(chǎn)總值變化的Granger原因。上述結(jié)論說明該市的地區(qū)生產(chǎn)總值變化對(duì)稅收收入變化不具有的因果關(guān)系，用箭頭圖可以表示為：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化稅收收入的變化，并且，稅收收入的變化居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化。

三、討論

格調(diào)整來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)，其成效未必可觀。當(dāng)然，這可能是重慶市的稅收收入對(duì)財(cái)政支持的依賴大于對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的依賴[11]，另外一種可能性就是選取的時(shí)間區(qū)間過長，改革開放以來稅制變動(dòng)太大，造成了稅收變動(dòng)對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值變動(dòng)影響不顯著[12]。

根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，地區(qū)生產(chǎn)總值的增長對(duì)稅收收入的增長具有顯著正向影響，這證實(shí)了經(jīng)濟(jì)決定稅收水平的說法，發(fā)展經(jīng)濟(jì)，涵養(yǎng)稅源，才能實(shí)現(xiàn)稅收收入的可持續(xù)增長；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)對(duì)稅收收入的增長具有顯著的負(fù)向影響，說明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)水平持續(xù)增長造成了一定程度上的通貨膨脹，進(jìn)而再次原材料價(jià)格和生活成本的提高，這會(huì)影響企業(yè)利潤和居民消費(fèi)的增長，抑制通貨膨脹依然是未來的經(jīng)濟(jì)工作重點(diǎn)。

格蘭杰因果檢驗(yàn)證實(shí)了回歸分析中的觀點(diǎn)——地區(qū)生產(chǎn)總值的增長對(duì)稅收收入的增長具有顯著正向影響，但是格蘭杰因果檢驗(yàn)未證實(shí)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)稅收收入的增長具有顯著的負(fù)向影響。另外，這個(gè)結(jié)果說明稅收收入和消費(fèi)價(jià)格對(duì)經(jīng)濟(jì)不存在顯著的反作用，也就是說在重慶市如果計(jì)劃利用稅收政策的變動(dòng)和價(jià)

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