財政支出、稅收對經(jīng)濟(jì)增長的互動影響分析——基于狀態(tài)空間模型的變參數(shù)分析（1980～2011）

張林森，彭艷

（池州學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系，池州 247000）

新經(jīng)濟(jì)增長理論的重要課題就是政府財政政策對經(jīng)濟(jì)增長的影響，稅收結(jié)構(gòu)和財政支出結(jié)構(gòu)作為政府財政政策的重要內(nèi)容，很大程度上影響著財政政策對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)程度。稅收既是財政收入的主體，又是國家財政政策中調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的重要手段。改革開放后，我國稅制結(jié)構(gòu)經(jīng)歷了1983 年和1994 年兩次重大變遷。傳統(tǒng)的計劃經(jīng)濟(jì)體制下，簡化的稅制結(jié)構(gòu)和稅收政策所發(fā)揮的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是有限的。1984 年實行的利改稅以及1994 年工商稅制改革，系統(tǒng)地優(yōu)化了我國稅制結(jié)構(gòu)及稅種結(jié)構(gòu)，稅收通過影響資本投資、勞動供給及要素生產(chǎn)率的形式進(jìn)而作用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)。新經(jīng)濟(jì)增長理論和公共財政理論認(rèn)為，財政支出作為財政收入的歸宿，也同樣能夠通過資本投資、勞動供給率等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長期穩(wěn)定的增長。

現(xiàn)階段國內(nèi)外學(xué)者較多的從實證角度研究財政政策對經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)影響及其傳導(dǎo)機(jī)制。詹姆斯·M·布坎南[3]認(rèn)為在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)社會里，政府作為公共經(jīng)濟(jì)活動的中心向社會提供大量的公共產(chǎn)品是否有效，取決于財政支出和稅收兩個方面。公共經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，財政支出是政府履行其職能的有效資本供給，而稅收是政府提供公共產(chǎn)品的資金來源，財政支出直接形成有效需求、促進(jìn)社會的生產(chǎn)率進(jìn)而參與經(jīng)濟(jì)的循環(huán)，財政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)依賴于稅收總量以及稅制結(jié)構(gòu)。劉長生和簡玉峰[5]構(gòu)建了基于財政支出、稅收的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長省級面板數(shù)據(jù)模型，財政支出作為國家公共產(chǎn)品價值的再分配，通過資本、產(chǎn)出等形式使經(jīng)濟(jì)達(dá)到均衡的狀態(tài)，稅率與經(jīng)濟(jì)增長之間存在的這種“倒-U”型關(guān)系，在財政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長中也同樣存在。

1 理論基礎(chǔ)與實證分析

1.1 理論基礎(chǔ)

以新經(jīng)濟(jì)增長理論和宏觀公共財政理論為基礎(chǔ)，基于Barro[1]、Miller 和Russek[2]的研究，并且借鑒國內(nèi)研究的分析方法，將稅收總量與財政支出聯(lián)系起來，從長期經(jīng)濟(jì)增長最優(yōu)化的角度來研究稅收總量與財政支出間的均衡比例。稅收的快速增長使政府擁有較多的公共產(chǎn)品和服務(wù)，國家對這些社會財富進(jìn)行合理支配，通過財政支出的形式引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展。但并不是稅收總量越大，財政支出規(guī)模的不斷擴(kuò)張，經(jīng)濟(jì)增效就越明顯，稅收總量、財政支出與經(jīng)濟(jì)增長滿足倒U 型關(guān)系。本文測量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)為國內(nèi)生產(chǎn)總值。

1.2 實證分析——基于狀態(tài)空間模型的變參數(shù)分析[4]

實證分析中選取了1980～2011 年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局公布的《中國統(tǒng)計年鑒》。

1.2.1 單位根檢驗

用常用的ADF 檢驗法分別對我國1980～2011年的財政支出（G）、稅收收入（T）和GDP 進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，首先觀察其增長趨勢圖[8]。

圖1 1980～1994 年G、T 和GDP 的增長趨勢圖Fig.1 Growth trend graph of G，T and GDP from 1980 to 1994

圖2 1995～2011 年G、T 和GDP 的增長趨勢圖Fig.2 Growth trend graph of G ，T and GDP from 1995 to 2011

圖1和圖2 顯示時間序列的原始數(shù)據(jù)非平穩(wěn)，之后我們對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)也不平穩(wěn)，在這種情況下，采用對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)降階。其檢驗結(jié)果如下表：

表1 G 、T 與GDP 取對數(shù)后單位根檢驗的結(jié)果Table 1 Unit root test results of LN（G）、LN（T）and LN（GDP）

從上表的結(jié)果表明對原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后仍然檢驗其非平穩(wěn)，所以對LN（T）和LN（G）進(jìn)行一階差分，顯示結(jié)果如下：檢驗結(jié)果表明，LN（GDP）、LN（G）和LN（T）一階差分呈現(xiàn)平穩(wěn)性。可以認(rèn)為LN（G）、LN（T）和LN（GDP）都是一階單整的，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗的條件，以下將檢驗他們之間是否具有協(xié)整性。

表2 LN（G）、LN（T）與LN（GDP）差分序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果Table 2 Unit Root test results of D［LN（G）］，D［LN（T）］and D［LN（GDP）］

1.2.2 Johansen 協(xié)整檢驗

選擇JJ 檢驗法對建立的向量自回歸模型中非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行長期均衡狀態(tài)的描述。通常在進(jìn)行檢驗前用AIC、SC 統(tǒng)計量準(zhǔn)則來確定模型的滯后階數(shù)，由表3 可以得出最優(yōu)滯后期為2，即模型中解釋變量對被解釋變量在第2 期的時候最具有解釋力[9]。

表3 VAR 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇準(zhǔn)則Table 3 Lag order selection criteria of VAR

不考慮其他因素，運用跡檢驗和最大特征根兩 種檢驗方法對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，可得表4。

表4 Johansen 協(xié)整檢驗結(jié)果Table 4 Johansen cointegration test result

表4 的檢驗結(jié)果表明，跡檢驗和最大特征根檢驗在5%的顯著性水平上拒絕了沒有一個協(xié)整向量的原假設(shè)，所以變量之間有一個協(xié)整關(guān)系，說明LN（GDP）、LN（G）、LN（T）在樣本區(qū)間內(nèi)具有很強(qiáng)的長期均衡關(guān)系，因此以GDP、G、T 為可觀測向量建立的量測方程不存在“虛假回歸”的問題。

1.2.3 狀態(tài)空間模型（SSM）的提出與估計

為了揭示各因素變動對經(jīng)濟(jì)隨時間變化的動態(tài)影響，建立狀態(tài)空間的變參數(shù)估計模型來檢驗各變量之間的動態(tài)影響彈性與效力，通過對模型中互動關(guān)系的分析，可以看出某一個變量是被另一個變量的哪一期影響、影響程度大小及影響的正負(fù)方向[6]。

一般對財政政策與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究都引入動態(tài)系統(tǒng)的狀態(tài)空間模型，假定模型中的參數(shù)在可研究的期間內(nèi)不是一成不變的，是隨時間的變動而動態(tài)變化的。在實際預(yù)測中，可以將不可觀測的變量并入可觀測模型每隔一段時間估計一次參數(shù)，同時利用卡爾曼濾波遞推計算系統(tǒng)狀態(tài)，使系統(tǒng)的參數(shù)不斷的更新，正因為如此，變參數(shù)的狀態(tài)空間模型中被日益廣泛的應(yīng)用。通常我們在如下的狀態(tài)空間模型框架內(nèi)進(jìn)行[7]：

模型中GDP 為模型中的被解釋變量，G、T 是可觀測的時變參數(shù)的解釋變量矩陣，c 為常數(shù)項，α、βt是不可觀測的時變參數(shù)，體現(xiàn)了解釋變量對因變量影響關(guān)系的改變。ut、ξt和ηt為相互獨立的隨機(jī)擾動項，且遵循如下正態(tài)分布：u：N（0，σ12），ξ：N（0，σ22），ηt：N（0，σ32）。

建立（1）（2）的狀態(tài)空間模型后，采用卡爾曼濾波算法，利用eviews6.0 進(jìn)行估計，狀態(tài)空間模型語句如下：

模型估計的變參數(shù)的估計值如表5 所示：

表5 變參數(shù)的估計值Table 5 Estimated value of the variable parameters

為了便于判斷變參數(shù)隨時間變化的變動趨勢，可將表5 的數(shù)據(jù)繪制成圖。

由圖3 可以看出，外界沖擊或制度變遷對財政支出、稅收增長和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系的影響是持久而深遠(yuǎn)的。財政支出對經(jīng)濟(jì)的彈性系數(shù)在0.20 到0.30 之間，總體上來講波動的空間不是很大，尤其是1994 年到2000 年之間呈現(xiàn)跨越式的發(fā)展，達(dá)到了樣本區(qū)間的較高水平，是因為財政支出很大程度上依賴于稅收總量及稅制結(jié)構(gòu)，1994 年分稅制改革不僅系統(tǒng)地優(yōu)化了我國稅制結(jié)構(gòu)及稅種結(jié)構(gòu)，稅收總量的增加使得我國財政支出的規(guī)模不斷的擴(kuò)大。但是在2000 年以后財政支出的彈性略有下降，且在以后可預(yù)測的各期呈現(xiàn)平滑下降的趨勢，這應(yīng)該與我國最近時期以來較高的通貨膨脹率有一定的關(guān)系。從總體上來看，財政支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率大致保持在相對穩(wěn)定的水平。而稅收的增長對我國經(jīng)濟(jì)的作用比較突出，從圖3 中我們可以看到稅收對經(jīng)濟(jì)的彈性一直保持在0.45 的水平之上，而且在有限的研究期間內(nèi)一直處于上升的態(tài)勢。由此我們可知，稅收對經(jīng)濟(jì)所發(fā)揮的彈性作用遠(yuǎn)高于財政支出對經(jīng)濟(jì)的拉動作用，這與國內(nèi)大部分學(xué)者的研究成果的結(jié)論是一致的。

圖3 財政支出與稅收對經(jīng)濟(jì)增長的影響彈性變化趨勢Fig.3 Elasticity trend of public expenditure and tax's effects on economic growth

2 結(jié)論與建議

1980～2011 年，我國的宏觀稅負(fù)（表示為稅收收入占GDP 的比重）與財政支出之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。稅收作為財政收入的主體，它的快速增長使政府擁有較多的公共產(chǎn)品和服務(wù)，這樣政府就可以以各種形式集中起來的社會財富進(jìn)行國家的宏觀調(diào)控，通過財政支出的形式引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展。但并不是稅收總量越多、財政支出不斷擴(kuò)張，經(jīng)濟(jì)增效就越明顯，三者之間滿足倒U 型關(guān)系，所以應(yīng)協(xié)調(diào)宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長，確定一個最優(yōu)點。

從長期上來看，要想提高經(jīng)濟(jì)的質(zhì)量，就要保證宏觀稅負(fù)的平穩(wěn)有序的增長，合理地規(guī)劃各產(chǎn)業(yè)在GDP 的比重，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，把經(jīng)濟(jì)的重心更多地向具有市場競爭力傾斜；在擴(kuò)大財政支出的同時應(yīng)進(jìn)一步改革和完善經(jīng)濟(jì)體制，合理的進(jìn)行財政分配。由狀態(tài)空間模型結(jié)果可知財政支出對經(jīng)濟(jì)的彈性效應(yīng)并沒有稅收對經(jīng)濟(jì)的拉動那么明顯，而且在1994 年稅制改革前后我國的財政支出彈性波動比較明顯，所以我們應(yīng)確保稅收增長與財政支出規(guī)模的擴(kuò)大的良性循環(huán)，加強(qiáng)稅收征管，改革稅源專業(yè)化，盡量減少稅收的流失；同時規(guī)范財政支出范圍，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，使政府在履行其職責(zé)分配社會公共產(chǎn)品時達(dá)到最優(yōu)的資源配置效果。

［1］ Barro R J. Government spending in a simple model of endogenous growth ［J］. Journal of Political Economy，1990，98：103-125.

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［3］ 詹姆斯·M·布坎南.民主過程中的財政［M］.唐壽寧，譯.上海：上海三聯(lián)書店，1992.

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