我國服務(wù)業(yè)稅收負擔(dān)、稅收結(jié)構(gòu)對增長的影響研究

我國服務(wù)業(yè)稅收負擔(dān)、稅收結(jié)構(gòu)對增長的影響研究

自21世紀(jì)以來，服務(wù)已經(jīng)成為影響一個國家經(jīng)濟增長、吸收就業(yè)、提高國民素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)素質(zhì)量。特別是在戰(zhàn)略調(diào)整的重要歷史時期，有必要促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)中國經(jīng)濟可持續(xù)健康發(fā)展的必然前提。國務(wù)院多次下發(fā)關(guān)于加快發(fā)展服務(wù)業(yè)的意見文件,特別是提出實行“結(jié)構(gòu)性減稅”政策,寄希望于充分發(fā)揮財稅政策的積極作用,通過發(fā)展服務(wù)業(yè),特別是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)來調(diào)整我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。因此,研究現(xiàn)有稅收政策對我國服務(wù)業(yè)增長的影響對我國政府制定服務(wù)業(yè)稅收政策有著十分重要的意義?，F(xiàn)階段,我國服務(wù)業(yè)稅收負擔(dān)是否合適,偏高還是偏低?還有沒有增稅或者減稅的空間?我國服務(wù)業(yè)未來稅制改革的基本方向是什么?為解決這些問題,我們首先需要了解目前我國服務(wù)業(yè)稅收對服務(wù)業(yè)增長的實際影響。關(guān)于服務(wù)業(yè)的已有研究,大多關(guān)注于服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)、發(fā)展趨勢、服務(wù)業(yè)的體制改革或服務(wù)業(yè)的國際貿(mào)易等問題。而從稅收政策的視角分析服務(wù)業(yè)發(fā)展的文獻目前還不是太多,且大多研究也主要是基于描述性的數(shù)據(jù)分析和稅收政策制度分析。目前還很少有文獻基于經(jīng)濟增長的視角,特別是運用計量經(jīng)濟方法來定量研究稅收對服務(wù)業(yè)增長的影響。為此,本文擬對我國服務(wù)業(yè)稅收與服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長的影響進行實證研究。與已有相關(guān)研究相比,本文的貢獻主要體現(xiàn)在:(1)首次采用省際面板數(shù)據(jù),在Barro內(nèi)生經(jīng)濟增長模型的理論基礎(chǔ)上,考慮財政支出的生產(chǎn)性效應(yīng),定量分析稅收負擔(dān)、稅收結(jié)構(gòu)對我國服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長的影響;(2)考慮到我國加入世貿(mào)組織后,服務(wù)業(yè)發(fā)展環(huán)境有了很大變化,本文采用2001—2009年的最新跨省面板數(shù)據(jù),引入地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟開放度、城市化率等重要控制變量,得出的結(jié)論應(yīng)該更貼近于經(jīng)濟實際。一、服務(wù)業(yè)稅收結(jié)構(gòu)—我國服務(wù)業(yè)稅收與服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的現(xiàn)狀及其趨勢2009年,我國服務(wù)業(yè)GDP為147642.1億元1,占國民生產(chǎn)總值的43.35%,服務(wù)業(yè)產(chǎn)出總額是2001年的3.33倍,產(chǎn)出份額比2001年提高2.9%。從2001年到2009年,我國服務(wù)業(yè)產(chǎn)出年均增長(不變價)11.37%,與第二產(chǎn)業(yè)年均增長速度(11.38%)基本持平,高出全國GDP年均增長速度0.89個百分點?？梢钥闯?我國服務(wù)業(yè)占比雖有所上升,但與第二產(chǎn)業(yè)相比,服務(wù)業(yè)增長并無明顯優(yōu)勢。分析2001—2009年我國服務(wù)業(yè)稅收變化趨勢,我們發(fā)現(xiàn)以下特點:第一,服務(wù)業(yè)稅收完成額增長迅速。2009年,我國服務(wù)業(yè)稅收完成額為29632億元,是2001年的4.62倍,年均增長21.57%,高于同期全國稅收的年均增長率(19.95%);第二,服務(wù)業(yè)稅收占比持續(xù)上升。服務(wù)業(yè)占全國總稅收的占比由2001年的42.97%上升到2009年的46.96%,而同期第二產(chǎn)業(yè)稅收的占比則由2001年的56.93%下降為2009年的52.95%;第三,服務(wù)業(yè)稅收負擔(dān)上升較快。服務(wù)業(yè)宏觀稅負(服務(wù)業(yè)稅收額/服務(wù)業(yè)GDP)從2001年到2009年一直呈現(xiàn)逐步上升趨勢,由2001年的14.44%上升到2009年的20.07%,上升了5.63%。相比而言,全國宏觀稅負由2001年的13.6%上升到2009年的18.5%,上升了4.9%;第二產(chǎn)業(yè)稅負由2001年的17.2%上升到2009年的21.2%,上升了4.0%。全國服務(wù)業(yè)稅負水平高于全國宏觀稅負水平,尤其是上升速度明顯高于第二產(chǎn)業(yè)。由此可見,我國服務(wù)業(yè)存在明顯的增稅趨勢。從服務(wù)業(yè)稅收結(jié)構(gòu)來看,呈現(xiàn)以下特點:第一,我國服務(wù)業(yè)稅收中的主要稅種是企業(yè)所得稅、營業(yè)稅和增值稅。企業(yè)所得稅是服務(wù)業(yè)中收入規(guī)模最大的稅種,2009年,企業(yè)所得稅占總服務(wù)業(yè)稅收的比例為26.94%,其次為營業(yè)稅(23.44%)和增值稅(13.84%)。第二,我國服務(wù)業(yè)稅收的間接稅比重大于直接稅。主要的直接稅種有企業(yè)所得稅和個人所得稅,主要的間接稅種有增值稅和營業(yè)稅。2009年,服務(wù)業(yè)主體稅種中直接稅比例為35.69%,間接稅比例為37.28%。不過,從間接稅和直接稅比例的變化來看,2001—2009年直接稅比例呈明顯上升趨勢,直接稅占比由2001年的31.30%上升到2009年的35.69%,而同期間接稅比例由2001年的46.59%下降為2009年的37.28%。二、模型與數(shù)據(jù)的確認(一)．控制變量基于Barro的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論,本文借鑒Tao&Zou的分析思路,建立如下實證分析模型:git=β0+β1Dkit+β2DLit+β3Taxit+β4Pgdpit+β5Tstruit+β6Fczit+β7Openit+β8Cityit+εi(1)式(1)中:i和t表示第i地區(qū)第t年;g為被解釋變量,表示各地區(qū)服務(wù)業(yè)GDP增長率(%);β0-β8為方程待估計系數(shù)。解釋變量包括三大類:生產(chǎn)要素投入變量、稅收負擔(dān)和稅收結(jié)構(gòu)考察變量、其他重要控制變量。第一類:生產(chǎn)要素投入變量,包括Dk和DL。根據(jù)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù),從宏觀經(jīng)濟的角度看,經(jīng)濟增長主要由生產(chǎn)要素的投入及其產(chǎn)出效率決定的。服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)要素主要包括資本(K)和勞動(L)兩種投入。因此,這兩個變量是首先要考慮納入方程的重要控制變量。Dk表示服務(wù)業(yè)資本存量(k)的增長率(%);DL表示服務(wù)業(yè)勞動投入(L)的增長率(%)。第二類:考察變量,包括Tax和Tstru。Tax為服務(wù)業(yè)稅收負擔(dān),用來衡量一個地區(qū)服務(wù)業(yè)稅收負擔(dān)水平的高低,Tstru為稅收結(jié)構(gòu)變量。這兩個變量是本文著重考察和分析的主要變量。第三類:其他重要控制變量。根據(jù)已有關(guān)于經(jīng)濟增長和服務(wù)業(yè)增長的文獻研究結(jié)果,本文還引入如下重要控制變量:Open為地區(qū)經(jīng)濟開放度(%);City為地區(qū)城市化率(%);Pgdp為地區(qū)人均GDP,中國服務(wù)業(yè)的發(fā)展經(jīng)驗表明,地區(qū)差異、制度環(huán)境和經(jīng)濟環(huán)境是影響服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的重要因素。由于中國東、中、西部的差異主要體現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展水平不同,所以,將“人均GDP”引入模型,既表示了地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平,也同時作為各省市的區(qū)位優(yōu)勢變量。還有一個重要變量是財政支出變量,Barro(1990)內(nèi)生經(jīng)濟增長模型和已有研究都表明,如果不考慮財政支出(稅收是財政收入的主要來源)對經(jīng)濟增長的生產(chǎn)性效應(yīng),而只考慮征稅對經(jīng)濟增長的影響,則稅收的作用肯定是負向的,而如果考慮財政支出的正向作用,則稅收對經(jīng)濟增長的影響則取決于征稅的負向作用和財政支出的正向作用的綜合效應(yīng)。因此,本文實證方程特地引入財政支出變量(Fcz)?？紤]到稅收和財政支出對服務(wù)業(yè)增長存在滯后影響,本文選取這兩個變量的當(dāng)期和滯后一期變量作為解釋變量。(二)模型數(shù)據(jù)來源本文的實證分析基于2001—2009年的跨省面板數(shù)據(jù),由于西藏各年份的數(shù)據(jù)缺失較多,因此,本文最后選取全國除西藏外的30個省(包括直轄市)2001—2009年的數(shù)據(jù)為研究樣本。經(jīng)濟數(shù)據(jù)主要來源于全國及各省市統(tǒng)計年鑒、《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料》。各變量定義及數(shù)據(jù)來源簡要說明如下:(1)g為服務(wù)業(yè)GDP增長速度(%)。以1995年為基期。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于各年《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫,該年鑒同時給出了以上一年價格計算的第三產(chǎn)業(yè)增長速度,通過換算可以得到以1995年價格計算的增長速度,進而計算出1995年的可比價格下的各年服務(wù)業(yè)增加值和服務(wù)業(yè)增長速度。(2)Dk為服務(wù)業(yè)資本存量增長率(%)。以1995年為基期。本文在徐現(xiàn)祥、何楓等人研究的基礎(chǔ)上,采用永續(xù)盤存法對2001—2009年我國30個省市自治區(qū)服務(wù)業(yè)的固定資本存量進行估計,然后計算出每年的資本存量K的增長率。限于文章篇幅,在此不詳述,具體估算方法可參見陳金保。(3)DL為人力資本投入增長率(%)。理論上講,人力資本投入應(yīng)該考慮從業(yè)人員的數(shù)量、從業(yè)人員的素質(zhì)結(jié)構(gòu)和從業(yè)人員的工作時間。由于相關(guān)數(shù)據(jù)缺乏可得性,本文僅考慮各省市服務(wù)業(yè)年均從業(yè)人員總數(shù)和文化素質(zhì)結(jié)構(gòu)。計算式為:L=h*M,其中h為服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量,M為根據(jù)從業(yè)人員的受教育程度而計算出來的勞動力價值權(quán)重。M=ΣRi*Edui,其中Ri為第i層次教育程度從業(yè)人員所占比重,Edui為舒爾茨的不同層次勞動者的勞動力折算系數(shù),即文盲、小學(xué)、初中、高中、大學(xué)?？啤⒋髮W(xué)本科、研究生及以上等不同勞動者的勞動力折算系數(shù)分別為1.0、1.6、2.28、2.92、3.45、3.98、4.50。第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》,從業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。(4)Tax為稅收負擔(dān)水平(%)。宏觀稅收負擔(dān)水平一般有大、中、小三種口徑。本文采用小口徑稅負概念,即服務(wù)業(yè)稅收負擔(dān)=服務(wù)業(yè)稅收額/服務(wù)業(yè)GDP。(5)Tstru為稅收結(jié)構(gòu)。稅收結(jié)構(gòu)是指構(gòu)成稅制的各稅種在社會再生產(chǎn)中的分布狀況及相互之間的比重關(guān)系。本文主要考察直接稅和間接稅的變動對服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長的影響,所以這里以各地區(qū)服務(wù)業(yè)“直接稅/間接稅”的比值(%)作為服務(wù)業(yè)稅收結(jié)構(gòu)變量。(6)Pgdp為人均GDP(千元/人)。以1995年為基期。人均GDP=各省市國民生產(chǎn)總值/各省市總?cè)丝跀?shù)。本文以人均GDP的自然對數(shù)ln(Pgdp)作為估計方程的解釋變量。(7)Fcz為財政支出(%)。本文以地區(qū)財政支出占地區(qū)GDP的比例來表示地方財政支出的強度。(8)Open為地區(qū)經(jīng)濟開放度(%)。本文采用地區(qū)進出口總額占地區(qū)GDP的比例來表示地區(qū)經(jīng)濟的對外開放度。(9)城市化率(%)。城市化率=城鎮(zhèn)常住人口/各省市總?cè)丝凇Ｈ?、稅收影響對服?wù)業(yè)的影響主要表現(xiàn)為稅收負擔(dān)重于增長的增長要進行面板數(shù)據(jù)的回歸分析,首先要選擇合適的面板數(shù)據(jù)模型的類型,即選擇混合模型、固定效應(yīng)模型,還是隨機效應(yīng)模型。本文利用Eviews6.0,根據(jù)多余的固定效應(yīng)檢驗(RedundantFixedEffectsTest),即似然比檢驗(LR)和相關(guān)隨機效應(yīng)Hausman檢驗(CorrelatedRandomEffect-Hausman)來決定使用面板數(shù)據(jù)模型的類型。檢驗結(jié)果表明,在置信度為5%的前提下,檢驗結(jié)果均拒絕接受原假設(shè),而接受備擇假設(shè),即采用個體固定效應(yīng)模型是合適的2。本文利用Eviews6.0對式(1)進行估計,表1給出了變截距個體固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果。為了考察估計結(jié)果的穩(wěn)定性和分析不同變量引入后對估計結(jié)果的影響,本文分以下步驟進行估計:(1)首先將方程的最重要解釋變量Dk、DL、Tax和Pgdp引入,估計結(jié)果見模型1;(2)在模型1的基礎(chǔ)上,再引入稅收結(jié)構(gòu)變量Tstru,估計結(jié)果見模型2;(3)在模型2的基礎(chǔ)上,再引入財政支出變量Fcz,估計結(jié)果見模型3;(4)最后引入Open、City控制變量,估計結(jié)果見模型4。另外,我國東、中、西部服務(wù)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展很不平衡。例如,2009年,服務(wù)業(yè)人均GDP最高的北京為人均5.23萬元,而甘肅服務(wù)業(yè)人均GDP只有0.52萬元?？紤]到服務(wù)業(yè)發(fā)展水平差異懸殊的不同地區(qū)本身可征稅能力,或稱為稅收可負擔(dān)能力就不同,為進一步準(zhǔn)確檢驗稅收變量對服務(wù)業(yè)增長的影響,本文以2005年各省市服務(wù)業(yè)人均GDP為依據(jù),將全國30個省市樣本劃分為兩組,15個服務(wù)業(yè)人均GDP比較高的省市稱為服務(wù)業(yè)經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)(下面簡稱發(fā)達地區(qū)),另外15個省市稱為服務(wù)業(yè)經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)(下面簡稱欠發(fā)達地區(qū)),然后對這兩組樣本分別進行面板數(shù)據(jù)估計,估計結(jié)果見模型5(發(fā)達地區(qū))和模型6(欠發(fā)達地區(qū))。從各變量的估計系數(shù)、顯著性,以及整體估計方程的R2、F值和D.W.值來看,模型1～模型4的估計結(jié)果比較良好,也說明本文選取的自變量是恰當(dāng)?shù)?選取的變量能較好地解釋我國服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟增長。通過綜合比較分析,本文認為模型4的估計效果更為合理一些?；诒?的估計結(jié)果,我們看出:(1)模型1到模型4中,資本投入和勞動投入變量的系數(shù)(β1和β2)為正,但都沒有通過顯著性檢驗。即實證分析結(jié)果不能證明我國服務(wù)業(yè)資本積累和勞動投入的增長是服務(wù)業(yè)增長的重要預(yù)測變量。進一步分析發(fā)現(xiàn),從2001—2009年,我國服務(wù)業(yè)資本積累的邊際報酬遞減應(yīng)該是導(dǎo)致這一結(jié)果的主要原因。2001年,全國服務(wù)業(yè)資本存量平均產(chǎn)出(服務(wù)業(yè)產(chǎn)出GDP/服務(wù)業(yè)資本存量)為0.27,2009年下降為0.23。從分地區(qū)的勞動投入估計結(jié)果看,發(fā)達地區(qū)勞動投入的增長促進了服務(wù)業(yè)的增長,但欠發(fā)達地區(qū)的結(jié)果卻恰恰相反,說明欠發(fā)達地區(qū)服務(wù)業(yè)勞動投入存在冗余現(xiàn)象。(2)β3和β5是我們關(guān)注的重點。模型4中,β31=-0.251,β32=-0.180,并且系數(shù)都通過1%的顯著性檢驗,表示當(dāng)期和滯后一期的稅收負擔(dān)水平對服務(wù)業(yè)增長都存在顯著的負作用,即稅收負擔(dān)提高1%,服務(wù)業(yè)增長將降低0.43%,即落實減稅政策對促進我國服務(wù)業(yè)增長是有益的,這也和主流研究觀點一致。模型4～模型6中β5的系數(shù)都為正,而且都通過了顯著性檢驗,表示不管在發(fā)達地區(qū)還是在欠發(fā)達地區(qū),提高服務(wù)業(yè)直接稅的比例對促進服務(wù)業(yè)GDP增長都有顯著的正向作用。但是,從分地區(qū)的估計結(jié)果看,稅收負擔(dān)的這種負作用存在明顯的地區(qū)差異,對發(fā)達地區(qū)而言,稅收負擔(dān)的負作用依然顯著,但是對于欠發(fā)達地區(qū)而言,這種負作用不再顯著。這可能有兩方面的原因:一是欠發(fā)達地區(qū)服務(wù)業(yè)稅負比較低(平均稅負為13.05%),稅收負擔(dān)確實不是服務(wù)業(yè)發(fā)展的重要影響變量;二是對于欠發(fā)達地區(qū),征稅而帶來的財政支出的生產(chǎn)性效應(yīng)明顯,抵消了部分征稅對經(jīng)濟增長的負作用,由此導(dǎo)致征稅對服務(wù)業(yè)增長的綜合負效應(yīng)不顯著。(3)模型4估計結(jié)果表明滯后一期的財政支出對服務(wù)業(yè)增長有顯著的正向作用。而且比較模型3和模型4,我們還發(fā)現(xiàn),如果不考慮財政支出對服務(wù)業(yè)增長的正向作用,稅收負擔(dān)對服務(wù)業(yè)增長的負作用將顯著增大。巴羅模型認為政府支出具有生產(chǎn)性,政府通過政府購買對私人部門提供的公共產(chǎn)品和服務(wù)會對私人部門的生產(chǎn)能力產(chǎn)生直接的生產(chǎn)性影響,從而促進經(jīng)濟增長。我們的實證分析發(fā)現(xiàn),對于發(fā)達地區(qū),政府財政支出對服務(wù)業(yè)增長的正向促進作用不明顯,而對于欠發(fā)達地區(qū),這種正向作用非常顯著。在欠發(fā)達地區(qū),公共基礎(chǔ)設(shè)施和教育、醫(yī)療等公共服務(wù)產(chǎn)品比較缺乏,通過提高政府財政支出改善公共服務(wù)能有效促進服務(wù)業(yè)發(fā)展。因此,結(jié)合前面分析,我們可以推論,對于欠發(fā)達地區(qū),如果能有效發(fā)揮財政支出的生產(chǎn)性作用,適當(dāng)提高稅負籌集更多財政收入以改善公共服務(wù)業(yè),將能更好地促進服務(wù)業(yè)的增長。(4)模型的估計結(jié)果也表明人均國