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中国税收负担与经济增长关系的计量分析

中国税收负担与经济增长关系的计量分析
随着现代税收理论的进一步发展, 从片面地强调税收筹集财政收入的功能转向重视税收 负担与经济增长关系的研究, 税收负担对社会经济生活和国民经济运行的影响充分地显露出 来。投资一项新的资本(包括实物资本和人力资本) ,实施新的生产技术或引入新的产品是 经济增长的基础。 通过影响投资的收益或是研究开发过程的预期利润, 税收可以改变投资决 策,进而影响到经济增长。我国税收收入从绝对量来看,从1994年到2004年,短短11年的时 间,我国的税收收入增长了近5倍,由1994年的5126.88亿元上升到2004年的24165.68亿元。 ① 从相对量来看,小口径的税收负担 也由1994年的10.96%上升到2004年的17.66%,11年税收 负担上升了6.7个百分点。无论是从绝对量来看还是从相对量来看,我国的税收增长速度都 是比较快的, 那么我国的税收负担对经济增长是否有影响, 这种影响是否有利于我国的经济 增长呢?本文拟对这些问题进行研究。 一、文献概览 传统的凯恩斯主义的观点认为税收对总产出的乘数效应是负的, 即对经济的作用是负向 的。而从现代大量研究税收与经济增长的文献来看,不同的研究者研究的结果有所差异,从 税收对经济增长的作用不显著到有非常大的作用。 Stokely和Rebelo(1995)对美国的数据研究表明税收改革对于美国的经济增长率影响很 小或没有影响,而且这一结论在理论上是稳健的,实证上也是一致的。类似的国别研究,如 Myles(2000)对英国的研究,Mendoza等(1997)对18个OECD国家的研究,Wang和Yip (1992)对台湾的研究,都表明税收对于经济增长的影响不显著或是非常微弱。Wang 和Yip(1992)还进一步指出,税收对于增长无显著影响的原因是由于消费税对于经济 增长的正向影响抵消了要素征税(factor taxation)对经济增长的负向影响。 一些学者通过国别研究得出了税收与经济增长负相关的结论。 Bibbee等 (1997) 利用OECD 国家的数据资料进行分析,结果表明无论是采用平均税率、边际税率还是平均直接税率,税 收都与经济增长呈现出负向的关系。此外,Plosser(1993)对OECD国家的研究,Marsden (1983)对多国数据资料的研究, Karras(1999)对11个OECD国家的研究均表明较高的税率 对于降低产出水平和经济增长率有着长期的影响。 此外,还有一些学者通过研究得出了税收促进经济增长的结论。Capolupo (2000)在 Barro(1990)和Lucas(1988)模型的基础上进行修正,在他的新模型中,政府投资公共教 育从而增加人力资本存量, 为了平衡预算政府对产出征税。 他得出的结论是由于征税是用于 生产性的目的,所以促进了经济的增长。在税率达到60%-70%之间,税收都是促进增长的。 此外,Uhlig和Yanagawa(1996)利用世代交叠内生增长模型的研究, Turnovsky(1996) 和Capolupo(1996)的研究均表明税收的正的促进经济增长的效应的存在。 学者们在研究税收负担和经济增长之间关系的同时, 还进一步的从税收结构的角度来进 行分析。 国外学者通常是从对资本所得征税、 对劳动所得征税和对消费征税的角度进行研究。 对于资本税,学者们的分析比较一致,认为其存在着扭曲效应,降低了经济增长率。 对于 劳动税,学者们对其是否存在扭曲效应所持观点有所差异,实证分析的结果也各有不同。对 于消费税,争论的观点在于效用函数,如果效用函数不包括闲暇,消费税被划为非扭曲性税 收。 格雷纳(2000)利用数理模型得出结论扭曲性税收(所得税)提高税率意味着对资本收 益征收更高的税收,抑制了私人投资,从而减缓经济增长,非扭曲性税收(消费税和劳动税)
岳树民和安体富(2003)认为宏观税负有三个不同口径的衡量指标, 税收收入占 GDP 的比重为小口径的 宏观税负,纳入财政预算内管理的财政收入占 GDP 的比重为中口径的宏观税负, 政府收入占 GDP 的比重 为大口径的宏观税负。 1


不影响私人资源的配置,对于经济增长率没有直接的影响。Zeng和Zhang(2001)得出了同 样的研究结果。Milesi-Ferretti和Roubini(1998)的研究表明收入税降低经济增长率,消费税 对经济的影响取决于闲暇的定义。在实证研究中,Bleaney等(2001)的研究表明消费税是 非扭曲性税收,利用非扭曲性税收来为生产性消费融资,能够促进经济增长,而扭曲性税收 则降低了经济增长率。Daveri和Tabellini(1997)的研究则表明劳动税的扭曲效应要大于资 本税和消费税。 国内很多学者也就我国税收和经济增长之间的关系进行了大量的研究。李晓芳等 (2005) ,马拴友(2001) ,马栓友和于红霞(2003) ,李永友(2004)等研究的结果得出结 论我国税收和经济增长呈现出负向的关系 ,税收负担对经济增长有显著的抑制作用。但是 这些研究都是把我国各个省份作为一个整体进行分析, 而我国各个省份经济差异比较大, 所 以将各个省份作为一个总体来研究税收与经济增长的关系可能有所不妥。 本文将利用面板数 据分析我国宏观税负与经济增长之间的关系, 同时本文将从所得税、 消费税和劳动税的税收 结构角度对税收与经济增长之间的关系作进一步的分析。 二、理论分析 格雷纳(2000)模型从所得税、消费税和劳动税三个角度分析税收与经济增长之间的关 系, 其所指的所得课税包括了劳动所得和资本所得。 本文对格雷纳 (2000) 的模型进行修正, 分析资本税、消费税和劳动税与经济增长之间的关系。 经济由三个部门构成:代表性的家庭、代表性企业和政府。代表性家庭的目标是在其预 算约束下实现效用贴现流量 V 最大化:

maxV= ∫ e U [ C(t) ] dt = ∫ e-rt ?C(t)1?σ ? 1? /(1 ? σ )dt ? ?
-rt 0 0





(1)

其中, C(t) 为消费函数, σ 为消费的边际效用弹性,假定其为常数。 r 表示不变的时间偏 好率。效用函数 U(?) 是严格凹函数,并且 U '(?) < 0 。假定劳动供给无弹性,并标准化为 1, 这样所有的变量均为人均指标。家庭的预算约束随着政府征收的税收的变化而变化。 假定生产部门由一个从事竞争性活动的企业代表,其生产函数为柯布—道格拉斯函数:

Y(t) = AK(t)1?α G(t)α

(2)

Y(t) 为宏观经济产量,A 为正常数, K(t) 为人均物质资本存量, G(t) 为人均公共资本存
量,属于非竞争性、非排他性的公用品。不考虑公共物品的拥挤效应。 假定政府征税后,一方面用于公共消费 Cp (t) 和一次总付的转移支付 Tp (t) ,一方面用 于基础设施投资 G(t) 和用于投资补贴 θ K(t) 。政府预算保持平衡, T(t) 表示在 t 时期的税 收收入。 在对资本所得征税的情况下, 假定税率为 τ , 利用现值汉密尔顿函数的最优化求解可以 ① 得到平衡增长率 :
?

?

?

C 1 = C σ

1 ?τ ? ?α α ? ? ? r + ( 1-θ )(1 ? α )AK G ? ? ?

(3)



由于篇幅所限,文中直接给出了最终结果,而将推导过程省略。如有需要,可联系本文作者。 2

利用类似的方法,可以得到在对消费征税,税率为 τ C ∈ (0,1) 时的平衡增长率:
?

C 1 = C σ

1?α ? ? ?r + AK ?α Gα ? ? 1 ?θ ? ?

(4)

和对劳动征税,税率为 τ L 时的平衡增长率:

C 1? 1?α ? = ? ?r + AK ?α Gα ? C σ? 1 ?θ ?

?

(5)

由这三种情形下的平衡增长率可以看出, 对资本所得征税将会降低平衡增长率, 而对消 费征税和劳动征税对于平衡增长率没有直接的影响。 本文将首先分析宏观税负与经济增长之 间的关系,然后将资本税率、劳动税率和消费率共同的引入模型,以分析税收结构与经济增 长之间的关系。 三、宏观税负与经济增长关系的实证分析 1.面板数据模型 面板数据模型一般形式为:

yit = α it + β it' x it + ?it   i= 1, , N;= 1, , T 2? t 2?

(6)

其中 x it 是影响所有横截面单元的外生变量向量, β it 是参数向量; α it 代表了截面单元的个 体特性,反映了模型中被遗漏的体现个体差异变量的影响; ?it   是个体时期变量,代表模型 中被遗漏的体现随截面与时序同时变化的因素的影响。下标 i 代表不同个体, t 代表时间。 假定时间序列参数齐性,即参数不随时间变化,上式可以写为:

yit = α i + β i' x it + ?it

(7)

其中 α i 和 β i 取值只受到截面单元不同的影响,这时的模型为变系数模型。在参数不随时间 变化的情况下,截距和斜率又可以有如下两种假设: 假设1:混合回归模型,也即截距和斜率在不同的横截面样本点上都是相同的,即:

yit = α + β ' x it + ? it yit = α i + β ' x it + ?it

(8)

假设2:变截距模型,也即斜率在不同的横截面样本点都是相同的,但截距不同,即: (9)

要对模型进行正确的估计,必须对模型的设定进行检验。首先检验假设1,如果检验接 受了假设1,则没有必要进行进一步的检验;如果拒绝了假设1,就应该检验假设2,如果假 设2也被拒绝,就采用(7)式表示的变系数模型。 对两个假设的检验是根据F检验进行的,检验假设1的F统计量为:

F1 =

(S3 ? S1 ) / [ (N ? 1)(K + 1)] S1 / [ NT ? N(K + 1) ]

~ F ?(N ? 1)(K + 1), [ NT ? N(K + 1) ]? ? ?

(10)

检验假设2的F统计量为:

3

F2 =

(S2 ? S1 ) / [ (N ? 1)K ] S1 / [ NT ? N(K + 1)]

~ F [ (N ? 1)K,NT ? N(K + 1) ]

(11)

、 在式(10)和式(11)中, S1 、 S2 和 S3 分别为采用模型(7)(9)和(8)时的残差平方 和,N为截面样本点的个数,T为时序期数,K为自变量的数目。 2.数据来源 样本区间选择为1994-2003年,以全国各个省市自治区(以下均简称为各省)为研究个 体,重庆并入四川省,新疆统计数据由于部分指标无法获得没有列入分析。因此本文实际包 含29个省份的数据资料。 根据本文第二部分的模型, 同时考虑到我国省际数据的可得性, 结合赫尔姆斯在研究税 收对州个人收入增长的效应时, 证明考虑州或地方政府的财政支出政策有利于研究税收的效 ① 应 ,本文确定我国宏观税负和经济增长的面板数据模型,共包含四个经济变量:人均GDP 增长率(PGDP) ,宏观税负(TAXB) ,财政支出占当年GDP的比重(G)和人力资本(H) 。 本文的宏观税负采用小口径税收负担, 人均GDP增长率由不变价格人均GDP求得。 人力资本 由于缺乏各省在各个年份不同学历层次人数统计的详细资料, 因此本文采用刘溶沧和马拴友 ② 的做法,以大中小在校生数与教育水平加权平均表示,H=ENRP+2ENRS+3ENRT,其中 ENRP、ENRS、ENRT分别为小学、中学和大学在校生占总人口的比重。 3.实证分析过程 首先比较东部、中部和西部三大经济带的宏观税负情况。见表1。由表可以看出,三大 经济带中,无论是从平均数、中位数还是最大值来看,我国东部经济带的税收负担都是最高 的,其税收负担的最小值略小于其他两个经济带,但从总体来看,我国的东部经济带在三大 经济带中税收负担是最重的。 从中部和西部经济带的宏观税负来看, 除了最小税负两大经济 带无差别之外,从平均值、中位数和最大值来看,中部经济带的税收负担比西部经济带的税 收负担低1个百分点左右。所以三大经济带中,东部税收负担最高,中部税收负担平均来看, 比西部税收负担约低1个百分点。 表1 :东部、中部和西部经济带税负比较 东部 平均税负 税负中位数 最大税负 最小税负 税负标准差 观测(NT) 截面(N) 6.72 5.93 16.80 2.84 3.15 110 11 中部 4.52 4.40 8.22 2.98 1.02 80 8 西部 5.58 5.26 9.67 2.98 1.45 100 10

以中国29个省市1994-2003年的相关数据进行F检验,得到F1=1.75,F2=1.74,均大于5% 的显著性水平的相应的临界值,所以拒绝假设2,即采用变系数模型。这表明中国在1994年 税制改革以来29个省市税收对经济增长的影响是不一致的,不同地区之间的差异是显著的。 由于数据较多, 本文在此不再列出。 为了考察在不同的经济发展水平地区税收与经济增长之 间的关系,接下来本文分别对我国东部、中部和西部税收与经济增长进行类似的分析。



马栓友:《税收结构与经济增长》,《税务与经济》,2002 年第 1 期。 刘溶沧 马拴友: 《赤字、国债与经济增长关系得实证分析——兼评积极财政政策是否有挤出效应》, 《经



济研究》,2001年第2期。 4

表2:东部、中部和西部经济带模型选取的F检验 东部 F1 F2 模型形式 3.57 1.93* 变截距模型 中部 2.15 2.74 变系数模型 西部 1.41* 混合回归模型

说明:1.* 表明在 1%的显著性水平上接受对应的原假设。2.东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江 苏、浙江、福建、山东、广东、海南。中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。 西部包括四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西、内蒙古,其中重庆并入四川,新疆 由于部分数据没有获得而没有进行分析。

表 2 的结果显示,在 1%的显著性水平下,我国东部经济带的 F1 值大于临界值,而 F2 值小于临界值, 表明税收、 财政支出和人力资本在东部地区不同省份之间对经济增长的影响 没有显著的不同, 但是不同省份的经济发展水平对各自的经济增长影响有着显著的差异。 因 此对于东部经济带,本文采用(9)式,即变截距的形式。中部经济带 F1 值和 F2 值均大于 临界值, 表明中部经济带各个省份之间经济增长的影响因素表现出相当的不一致性, 不同地 区差异是显著的,因此对中部经济带本文采用变系数模型,即(7)式。西部经济带的 F1 值 小于临界值,表明西部各个省份之间经济增长的影响因素表现出相当的一致性,税收、财政 支出和人力资本在不同省份之间对经济增长的影响没有显著的不同, 因此对西部经济带采用 混合回归模型,即(8)式。 在区域经济的研究中, 检验通常发现误差项与解释变量是显著相关的, 因此固定效应通 常优于随机效应。考虑到各个省份之间经济规模的差异比较大,可能存在截面异方差,本文 采用横截面加权的方法进行回归,各个经济带回归后的结果分别见表3和表4。 表3:东部经济带税收与经济增长面板数据分析结果 变量 TAXB G H 北京 -1.72 天津 1.87 系数 -0.77 1.11 34.06 河北 -0.96 t值 -1.8660 3.6191 1.7568 辽宁 -3.30 上海 0.54 p值 0.0651 0.0005 0.0821 江苏 2.99 浙江 5.68 调整后的 R 0.63
2

F 15.55

DW 1.38

续表:各省固定效应 福建 2.48 山东 2.59 广东 -1.43 海南 -8.75

由东部经济带的回归结果可以看出, 东部地区的宏观税负与经济增长负相关, 东部地区 宏观税负提高1个百分点,平均将会使人均GDP增长率下降0.77个百分点。此外东部地区财 政支出和人力资本均对于经济增长起到了显著的推动作用。 表4:中部地区税收与经济增长面板数据分析结果 省份 山西 吉林 黑龙江 安徽 江西 河南 湖北 湖南 税收变量系数 -12.59 4.16 -6.91 -4.61 2.02 -13.84 -0.63 4.21 t值 -2.80 0.32 -1.01 -1.43 1.40 -1.63 -0.11 0.54 p值 0.01 0.75 0.32 0.16 0.17 0.11 0.92 0.59

由中部经济带的回归结果可以看出,在8个省份中,山西省的税收负担对经济增长有显 著的抑制作用,其他省份税收对经济增长无显著的作用,究其原因,本文计算了1994-2003
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年这8个省份的税收负担状况,见表5。由表5可以看出,无论从两个平均指标来看,还是从 最低税负来看,在8个省份中,山西省的平均税负是最高的。 表5:中部8省税负比较 山西 平均税负 税负中位数 最大税负 最小税负 税负标准差 5.6783 5.7210 6.4405 5.0374 0.5234 吉林 4.7054 4.7320 5.2116 4.2295 0.3595 黑龙江 4.8068 4.8401 5.1063 4.4324 0.2503 安徽 4.3995 4.5418 4.9896 3.5170 0.4761 江西 5.6768 5.4875 8.2191 4.1380 1.5104 河南 3.7337 3.7398 4.0195 3.4452 0.1829 湖北 3.5382 3.7083 3.9540 2.9804 0.4100 湖南 3.6053 3.5440 4.0229 3.3017 0.2633

西部地区的回归分析结果为: PGDP=-10.77+0.32TAXB+0.17G+62.18H (1.16) (5.24) (5.00) ——t值 (0.25) (0.00) (0.00) ——P值 2 Adj R =0.40, F=22.7,DW=1.32 西部地区采用混合回归模型, 表现出西部经济带各个省份之间影响经济增长的因素表现 出相当的一致性,不同省份差异并不显著。由西部的分析结果可以看出,西部经济带的税收 负担对经济增长无显著的影响。 综合三个经济带回归分析的结果,我们看出,在三个经济带中,东部地区的平均税收负 担最高,税收对经济增长起到了显著的作用,提高税收将会降低该经济带的经济增长速度。 而在中部经济带和西部经济带,除极少数省份外,税收对经济增长的作用不显著。这一实证 分析的结果再次表明我国各个省份之间差异比较大, 将各个省份作为一个总体分析税收与经 济增长之间的关系有所不妥。同时也表明税收负担越高,越有可能降低经济增长速度。 四、税收结构与经济增长关系的实证分析 1.数据来源与指标计算 本部分分析的主要指标是人均GDP增长率(PGDP) 、劳动税率(LATAX) 、资本税率 (CATAX)和消费税率(COTAX)四个指标。人均GDP在利用GDP缩减指数变换为不变价 格的人均GDP后,可以求得人均GDP增长率。 劳动税率由劳动税收/劳动收入求得,其中劳动收入=劳动报酬+劳动税收。劳动报酬由 各年统计年鉴中各省收入法GDP中的劳动报酬加总得到。 1983和1984年两部利改税以来, 我 国对劳动要素的收入征税主要包括个人所得税、 农牧业税和社会保险基金。 我国农牧业是劳 动集约型,资本投入相对较少,因而基本属于对农民的劳动所得征税。社会保险基金缴纳, 国际上一般把社会保障缴款作为税收和政府收入的一部分, 由于它是对劳动工资征收的, 因 此也属于对劳动要素收入征税。 资本税率由资本税收/资本收入求得,其中资本收入=营业盈余-国有企业亏损补贴+资本 税收。营业盈余来自历年统计年鉴各省收入法 GDP 中的营业盈余加总,国有企业亏损补贴 来自财政支出。我国对资本要素征税的税种包括:企业所得税、增值税、营业税、土地使用 税、土地增值税、耕地占用税、房产税、车船使用税、车辆购置税、牲畜交易税、契税、印 花税、资源税、城市维护建设税、烧油特别税和固定资产投资方向调节税。这些税种主要是 对财产、资本或投资征收,税负主要由资本收入负担。但是 1994 年以前的产品税、增值税 和营业税等流转税并不全部属于对资本征税, 例如对机器设备和生产资料征收的增值税属于 对资本要素征税,而对消费品征税则属于对消费支出征税。因此,本文利用支出法中 GDP 中最终消费和资本形成总额的比例,将增值税、1994 年以前的产品税、和 1994 年税制改革 前的营业税分为资本税和消费税两部分,改革后的营业税则作为对资本征税处理。 消费税率由消费税收/最终消费求得,其中最终消费来自支出法 GDP。对消费支出征税 也即对购买商品和劳务进行消费时征税, 这些税种除了来自流转税中的部分税收外, 还包括
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1994 年新开征的消费税、 农业特产税、 屠宰税、 筵席税和 1994 年税制改革前的集市交易税、 特别消费税和盐税。 本文分析的数据区间为 1985-2003 年。 所有指标均由 《中国统计年鉴》 (1986-2003) 、 《中 国税务年鉴》 (1993-2003)和国家税务总局网站中的税收统计。 2.数据平稳性检验 本文利用ADF检验来检验数据的平稳性。 首先观察变量的时序图, 如果序列好像包含有 趋势(确定的或随机的) ,序列回归中应既有常数项又有趋势项。如果序列没有表现任何趋 势且有非零均值,回归中应仅有常数项。如果序列在零均值波动,检验回归中应既不含有常 数项又不含有趋势项。其次采用AIC 准则与SC准则,在保证残差项不相关的前提下,选择 AIC值和SC值同时为最小时的滞后长度作为最佳滞后长度。具体检验结果见表6。 表6:实际经济变量时间序列的单位根检验结果 变量 PGDP CATAX COTAX LATAX D(PGDP) D(CATAX) D(COTAX) D(LATAX) 检验类型(c,t,p) (0,0,2) (c,0,2) (c,t,0) (c,t,0) (0,0,1) (0,0,1) (0,0,1) (c,0,0) ADF 值 -1.0236 -0.6076 -1.0236 -1.3857 -3.6194 -2.8182 -3.4577 -4.5350 1%临界值 -2.7158 -3.8877 -4.5743 -4.5348 -2.7158 -2.7158 -2.7275 -3.8572 5%临界值 -1.9627 -3.0521 -3.6920 -3.6746 -1.9627 -1.9627 -1.9642 -3.0400 DW 1.89 1.69 1.86 2.13 1.90 1.73 1.85 2.04

注: (1)检验类型(c,t,p),其中 c 表示常数项,t 表示趋势项,p 表示滞后阶数。 (2)D 表示一阶差分。

由表 6 的单位根检验结果可以看出,各个变量在 5%的显著性水平下均是非平稳的时间 序列,而它们的一阶差分序列在 1%的显著性水平下均是平稳序列。因此,通过检验可判断 各个变量均为一阶单整 I(1)。 3.税收结构与经济增长协整回归分析 由于各个变量均为一阶单整,所以它们之间可能存在长期的均衡关系,即协整关系。下 面本文利用 E-G 两步法检验人均 GDP 增长率与劳动税率、资本税率和消费税率之间是否存 ① 在长期的均衡关系 ,回归结果如下: PGDP=18.67-1.435CATAX+3.119COTAX-0.072LATAX (-3.4419) (2.2670) (-0.1136) —t 值 2 2 R =0.58, Adj R =0.50,F=7.00, DW=1.53,JB=1.08(0.58)WHITE=0.60(0.73) , LM(1)=0.91(0.36) ,LM(2)=0.49(0.62) ,ARCH(1)=0.00(0.99) ,ARCH(2)=0.50 (0.61) ,RESET(1)=0.14(0.72) ,RESET(2)=0.68(0.53) 对模型的残差项进行 ADF 检验, 采用无常数项和漂移项的形式, 根据 AIC 准则和 SC 准 则,确定最优滞后阶数为 0,检验统计量为-3.2396,检验结果表明该模型的残差项在 1%的 显著性水平上是平稳的。因此检验的结果表明人均 GDP 增长率与劳动税率、资本税率和消 费税率之间否存在长期的均衡关系, 而且从上面各种诊断检验统计量来看, 残差的正态性检 验 JB 检验的结果表明残差服从正态分布。1 阶和 2 阶的拉格朗日乘数检验 LM(1)和 LM (2) 的结果表明不存在序列相关。 阶和 2 阶的自回归条件异方差检验 ARCH 1 (1) ARCH 和 (2) 的结果表明序列不存在自回归条件异方差。 阶和 2 阶模型设定误差的检验 RESET 1 (1) 和 RESET(2)的结果表明模型形式正确。检验统计量的 p 值在括号中给出。 回归的结果表明我国对资本征税显著地降低了人均 GDP 增长率, 不利于经济的增长。
考虑到本文数据期有限,本部分的回归模型不再考虑财政支出和人力资本变量。模型建立后的 RESET 检 验表明本文所使用的模型是正确的。 7


对于消费征税能够显著的提高人均 GDP 增长率,有利于经济的增长。而对于劳动征税对人 均 GDP 增长率没有显著的作用,对经济增长无显著的影响。这一实证分析的结果与格雷纳 (2000)修正模型的数理分析结果一致。 五、实证分析的结论及其政策含义 本文在对格雷纳模型修正的基础上, 运用面板数据分析的方法分析我国宏观税负与经济 增长之间的关系, 分析的结果表明东部经济带平均宏观税负较高, 对经济增长的抑制作用比 较显著, 而中部经济带和西部经济带宏观税负低于东部经济带, 其税收对经济增长的作用不 显著。 接下来本文进一步分析税收结构与经济增长之间的关系, 协整回归的结果表明我国对 资本征税显著的降低了人均GDP增长率, 不利于经济增长。 对劳动征税对人均GDP增长率没 有显著的影响,对消费征税则显著的提高了人均GDP增长率,有利于经济的增长。 我国大部分学者的观点是我国总体税负是不利于经济增长的, 本文运用面板数据分析对 这一问题进行了更详细的研究,发现对不同的省份,结论是有所不同的。同时税收结构与经 济增长的分析结论也给我们开辟了新的视角,对于当前的税收政策制定具有重要的意义: 从目前我国的税收负担与经济增长之间的关系来看, 尤其是从东部经济带所表现出来的 二者之间的关系来看,我国应该控制税收负担水平。但是从我国目前的情况来看,尚不具备 减税的条件。但是既不增加税负,又不降低税负,并不等于税收政策无所作为。我国目前在 税收政策上的操作思路应该是有增有减的结构性税收政策调整。 在税基的选择上, 我国应该 尽量选择以消费支出和劳动收入为税基, 加强对劳动收入和消费支出的征税, 尤其是要加强 对于高档消费品和高档娱乐场所消费的征税, 加强对高收入者的征税, 降低或减免对百姓生 活必需品所征的消费税,降低中低收入者的税收负担。同时适当的减免或降低资本所得税, 尽快将生产性增值税转变为消费型增值税,实行更快的加速折旧制度,促进企业的投资,从 而促进经济的增长。 从西部经济带税收与经济增长之间的关系来看, 在我国西部大开发的过程中, 降低平均 税负的税收优惠政策对于促进经济增长的效果可能会不显著。 因此对于西部大开发中如何发 挥税收政策的效果需要作细致的规划, 尤其是结构上的规划, 同时应该注重实行其他方面的 配套措施,以促进西部将经济带的发展。

(根据东北财经大学王维国、杨晓华同名论文编写)

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