中國經(jīng)濟(jì)增長與稅收收入的計量

中國經(jīng)濟(jì)增長與稅收收入的計量分析

——作者：何偉，西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)法博士后小組成員：孫鈺惠20133373吳英潔20133381侯書靜2013目錄一、經(jīng)濟(jì)增長與稅收收入之間的關(guān)系二、稅收與經(jīng)濟(jì)增長的描述性分析三、稅收與經(jīng)濟(jì)增長（GDP）的計量分析

（一）單位根檢驗(yàn)（二）協(xié)整檢驗(yàn)

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)（四）誤差修正模型（ECM）（五）虛擬變量回歸四、結(jié)論一、經(jīng)濟(jì)增長與稅收收入之間的關(guān)系

稅收的作用具體表現(xiàn)為能夠體現(xiàn)公平稅負(fù)，促進(jìn)平等競爭；調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)總量，保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定；體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策，促進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整；合理調(diào)節(jié)分配，促進(jìn)共同富裕；維護(hù)國家權(quán)益，促進(jìn)對外開放等。同時，作為國家財政的主要收入來源，稅收收入既保證了國家經(jīng)濟(jì)的有效運(yùn)轉(zhuǎn)，也是國家進(jìn)行宏觀調(diào)控最有效的政策手段之一，在我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)中發(fā)揮著重要的支柱作用。此外，經(jīng)濟(jì)的快平穩(wěn)增長也離不開稅收的有效調(diào)節(jié)。從1949年至今，中國經(jīng)濟(jì)之所以取得了蓬勃的發(fā)展，得益于大規(guī)模稅收收入的支撐，在各種形式的財政支出循環(huán)中，稅收收入始終在背后支撐著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。改革開放后，隨著經(jīng)濟(jì)增長速度的加快，稅收收入的規(guī)模、增長速度都在迅速的擴(kuò)充，且二者在數(shù)量和增速上都保持著一定的關(guān)聯(lián)性。目前，我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要發(fā)展時期，正確把握經(jīng)濟(jì)增長與稅收之間的關(guān)系，對于深化我國財稅體制改革和促進(jìn)稅收與經(jīng)濟(jì)之間的共同發(fā)展，都具有極為重要的理論研究價值和實(shí)際指導(dǎo)意義。(一)稅收規(guī)模與經(jīng)濟(jì)總量不斷擴(kuò)大

圖1：GDP時序圖二、稅收與經(jīng)濟(jì)增長的描述性分析（二）稅收與GDP增速的波動性強(qiáng)

圖3：GDP、稅收的環(huán)比增速圖（三）稅收占GDP的比重不斷變化

圖4：稅收占GDP圖（四）稅收的GDP彈性不斷變化

我們將數(shù)據(jù)更新至2014年，結(jié)果如下：圖1GDP時序圖圖2：TAX時序圖圖4：稅收占GDP圖圖3：GDP、稅收的環(huán)比增速圖圖5：稅收彈性圖（一）單位根檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性（二）協(xié)整檢驗(yàn)序列之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)序列之間是否存在因果關(guān)系（四）誤差修正模型（ECM）解釋序列短期的波動關(guān)系（五）虛擬變量回歸引入政策因素三、稅收與經(jīng)濟(jì)增長（GDP）的計量分析（一）單位根檢驗(yàn)

從時序圖1、圖2就可以看出稅收和GDP含有明顯指數(shù)曲線趨勢，顯然不是平穩(wěn)的。故不能直接建立稅收與GDP之間的回歸模型。對原數(shù)據(jù)取對數(shù)，得到對數(shù)序列時序圖（見圖6），可以看出對數(shù)序列有線性趨勢，對數(shù)GDP、稅收的一階差分序列（見圖7）不能看出不平穩(wěn)，故采用檢驗(yàn)平穩(wěn)性的常用方法———單位根檢驗(yàn)（UnitRootTest），來檢驗(yàn)它們對數(shù)序列的一階序列是否平穩(wěn)。將數(shù)據(jù)更新至2014年，得出結(jié)果如下，圖形的趨勢與期刊中的基本一致。單位根檢驗(yàn)結(jié)果對數(shù)GDP和稅收的一階差分D（LNGDP，1）D（LNTAX，1）的ADF檢驗(yàn)p值均顯著小于0.05，可認(rèn)為均無單位根，序列平穩(wěn)。AIC、SC均很小，檢驗(yàn)效果顯著。通過上述單位根檢驗(yàn)，可以看出，GDP與稅收收入的對數(shù)值序列不是趨勢平穩(wěn)過程，而兩個變量的一階階差分后是平穩(wěn)的。

將數(shù)據(jù)更新到2014年得出的結(jié)果，LNGDP,LNTAX一階差分的APF檢驗(yàn)p值小于0.05。拒絕原假設(shè)，不存在單位根，可見GDP和稅收收入的原序列是不平穩(wěn)的，一階差分后是平穩(wěn)的。（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系定義如下：時間序列xt、yt是協(xié)整的，如果：（1）xt、yt是一階單整I（1）的，即他們本身非平穩(wěn)，但一階差分平穩(wěn)；（2）存在a≠0，使得yt-axt=εt是I（0）的，即殘差序列平穩(wěn)。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的目的是研究向量單位根過程的分量之間是否存在著一種長期穩(wěn)定、均衡的關(guān)系。它的基本思路是：如果兩個或兩個以上的時間序列是非平穩(wěn)的，但他們某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性，那么，這些變量之間就存在著長期穩(wěn)定性，即協(xié)整關(guān)系。如果某些變量間存在協(xié)整關(guān)系就可以建立動態(tài)回歸模型。

但DW值過小，顯示殘差序列存在高度正自相關(guān)關(guān)系，做相關(guān)圖和計算Q統(tǒng)計量，進(jìn)一步證實(shí)存在一階正自相關(guān)。因此，需要對式（1）進(jìn)行修正，修正模型如下：

可決系數(shù)提高了，F(xiàn)統(tǒng)計量也增大了，說明擬合效果變得更好了。

DW值為1.71，LM檢驗(yàn)（表2）顯示殘差序列不存在自相關(guān)，White檢驗(yàn)（表3）顯示不存在異方差。整體效果變好了，仍然說明稅收與GDP間大致存在同比例變動關(guān)系，與一般的經(jīng)濟(jì)增長理論一致。但協(xié)整只能說明它們存在長期穩(wěn)定關(guān)系，是否真的構(gòu)成因果關(guān)系，還需要用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷。將數(shù)據(jù)更新到2014年，

建立如下模型：LNTAX=C+βLNGDP+μtC為常數(shù)項(xiàng)，μt為隨機(jī)擾動項(xiàng)（1）回歸結(jié)果如下：LNTAX=-2.6703+1.0753*LNGDP+μt（0.312371）（0.031755）（-8.55）（33.86）R2=0.97F=1146.76DW=0.31P=0.000對1978年到2014年的GDP和稅收收入回歸殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn),結(jié)果如下：檢驗(yàn)回歸的殘差是否有單位根，T=-0.8493，t值大于DF檢驗(yàn)在1%level下的臨界值-3.6999，接受原假設(shè)，存在單位根，即殘差序列不平穩(wěn)。對數(shù)GDP、TAX序列不存在協(xié)整關(guān)系，表明對數(shù)GDP與對數(shù)TAX的序列不存在長期穩(wěn)定關(guān)系。（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)Granger在1969年對變量之間的因果關(guān)系作了如下定義：如果Y變量發(fā)生變化的原因是x，那么x對于預(yù)測Y是有幫助的，也就是說：在Y過去值的回歸中增加x的過去值作為獨(dú)立的解釋變量，能顯著增加回歸的解釋能力，這種情況下，把x稱作Y的原因；當(dāng)添加x的滯后變量不能增加回歸模型的解釋能力或者這種解釋能力不明顯，則x不能稱作Y的原因。在判別一個變量的變化是否是引起另一個變量變化的原因時，通常所采用的方法是Granger提出的因果檢驗(yàn)。由于因果關(guān)系檢驗(yàn)對滯后階非常敏感，在實(shí)際檢驗(yàn)中，我們對所有滯后情況都進(jìn)行檢驗(yàn)。對數(shù)GDP與稅收均為一階單整，因而可檢驗(yàn)兩者之間是否存在因果關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表4，選取顯著性水平為10%，當(dāng)Lag=2和3時，可以拒絕零假設(shè)LNGDPdoesnotGrangerCauseLNTAX，即可認(rèn)為LNGDP是LNTAX的Granger原因。由此可以構(gòu)建LNTAX關(guān)于LNGDP的計量模型。（四）誤差修正模型（ECM）協(xié)整模型反映了序列間的長期均衡關(guān)系，誤差修正模型（ECM）則可以解釋序列短期的波動關(guān)系。一系列部分短期調(diào)整可以修正長期均衡的偏離，所以協(xié)整項(xiàng)也被稱為誤差修正項(xiàng)。誤差修正模型的優(yōu)點(diǎn)在于：使用一階差分項(xiàng)消除了變量可能存在的趨勢因素和可能存在的多重共線性問題，從而避免了虛假回歸問題并保證變量水平值的信息不會被忽視；同時，誤差修正項(xiàng)本身具有非常平穩(wěn)的性質(zhì)，可以用經(jīng)典的回歸方法對誤差修正模型進(jìn)行估計，包括在模型中差分項(xiàng)可以使用t檢驗(yàn)與F檢驗(yàn)來進(jìn)行選取。先考慮一階自回歸分布滯后模型，記為ADL（1,1）：yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+εt（3）估計后得到：LNTAX=-0.491+0.839*LNTAX（-1）+1.367*LNGDP-1.191*LNGDP（-1）+εtt=（7.57）（1.59）（-1.37）R2=0.98F=557.15DW=1.71P=0.0000擬合整體效果比較好，LNTAX(-1)、LNGDP、LNGDP(-1)增加一單位，分別使LNTAX增加0.839單位、1.367單位和減少1.191單位。說明過去的稅收變動和現(xiàn)在的GDP變動對現(xiàn)在稅收變動有正向影響，而過去的GDP變動對現(xiàn)在的稅收變動有負(fù)的影響。建立對數(shù)稅收序列與對數(shù)GDP序列之間的誤差修正模型（ECM），可表示為:△LNTAXt＝β1△LNGDPt+β2ECMt-1+εt（4）估計得到ECM模型結(jié)果為：△LNTAXt＝-0.034+1.424△LNGDPt-0.164ECMt-1+εtR2=0.16F=2.6DW=1.69P=0.09ECMt-1的系數(shù)反映了對偏離長期均衡的一個調(diào)整力度。從上面的系數(shù)估計值可以看出，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)的調(diào)整力度是（-0.164）。但由于R2=0.16，F(xiàn)=2.6，比較小，整體效果不好。（五）虛擬變量回歸上面分析沒有考慮到實(shí)際的政策因素影響，我們知道1978年改革開放，不是一蹴而就的，而是經(jīng)過了漸進(jìn)式改革逐步建立起市場經(jīng)濟(jì)體制的。1978~1994是一個不斷探索，逐步改革時期，稅制也經(jīng)過不斷改善完善；1994~2001年稅收征管體制不斷完善，征管力度加強(qiáng)；2001~2007年是經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展、稅收征管體制穩(wěn)定時期，2008年爆發(fā)金融危機(jī)，但對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響還不突出。這三個不同階段的政策對稅收和GDP影響不同，因此考慮引入兩個虛擬變量M、N來反映不同階段情況。根據(jù)政策性因素引入虛擬變量M、N，得到對數(shù)稅收與對數(shù)GDP的虛擬變量模型如下：LNTAX=-2.37-5.03*M-2.39*N+1.05*LNGDP+0.47*LNGDP*M+0.22*LNGDP*N+μt（5）R2=0.98DW=0.97F=252.38P=0.0000AIC=-0.87SC=-0.60序列存在自相關(guān)，進(jìn)行修正得到：LNTAX=-1.15-3.67*M-4.04*N+0.91*LNGDP+0.36*LNGDP*M+0.40*LNGDP*N+μtμt=0.69μt-1+εtR2=0.99DW=1.73F=281.54P=0.0000AIC=-1.21SC=-0.89模型效果顯著。殘差檢驗(yàn)，Q統(tǒng)計量均顯著大于0.05，自相關(guān)圖也表明不存在自相關(guān)，ARCHLM檢驗(yàn)（見表5）顯示，滯后1-6階，P值均大于0.05，不能拒絕原假設(shè)，即不存在異方差。通過上面的分析我們不難看出，經(jīng)濟(jì)政策包括稅收體制改革對于稅收有積極的促進(jìn)作用。1994年，我國進(jìn)行稅制改革后，我國稅收征管能力得到了大幅度的提升，績效明顯。在模型中，1994、2002年分別引入虛擬變量M、N后，擬合效果非常顯著，從另一個角度也印證了這種虛擬變量的引入使模型更加準(zhǔn)確?？梢钥闯鯣DP增加1%，稅收在2002~2009階段增加的最多，為1.31%；而在1978~1993階段增加的最少，為0.9