上海市稅收超GDP增長的研究

摘要：分稅制改革以來，我國出現(xiàn)了稅收收入超GDP增長的現(xiàn)象，稅收增長率遠超生產(chǎn)總值增長率，且稅收收入彈性一直保持在較高水平。本文在產(chǎn)業(yè)結構視角下，以上海市為例，用VAR模型研究三大產(chǎn)業(yè)對稅收收入的影響程度，發(fā)現(xiàn)GDP增長是稅收收入增長的主要原因，且三大產(chǎn)業(yè)中對稅收收入影響程度最大的為第三產(chǎn)業(yè)，其次是第二產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)影響程度不大。這對我國推進產(chǎn)業(yè)結構升級和新的稅制改革具有比較重要的解釋意義。

關鍵詞：稅收收入；生產(chǎn)總值；VAR模型

一、上海市稅收超GDP增長現(xiàn)象的概述

1994年我國進行了稅制改革，此后伴隨著經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，我國稅收收入也保持著高速增長，稅收收入彈性從1995年的0.87到達2011年的1.45，17年的彈性均值高達1.25，出現(xiàn)了稅收超國內生產(chǎn)總值增長的現(xiàn)象。上海作為全國經(jīng)濟中心，每年納稅數(shù)額巨大，從1994年到2011年稅收收入占GDP比重不斷上升，且稅收收入增長率大于生產(chǎn)總值增長率，稅收收入彈性基本大于1，呈現(xiàn)上升趨勢。

對這一現(xiàn)象的解釋，國內學者多將其歸納為制度、經(jīng)濟、政治等因素。本文將從產(chǎn)業(yè)結構視角下，采用VAR模型進行實證研究。

二、文獻綜述

長期以來，我國稅收超國內生產(chǎn)總值增長現(xiàn)象引起了國內學者的廣泛興趣，并從各自角度對這一現(xiàn)象進行了解釋。陳東等（2013）從稅收征管角度，建立隨機生產(chǎn)前沿模型，認為稅收超長增長的根源主要來自技術進步，且東部沿海地區(qū)明顯高于中西部內陸地區(qū)。安體富（2002）從經(jīng)濟、政策、管理和稅款虛收四個方面分析了近幾年來我國稅收的超長增長和減稅問題。烏蘭（2010）認為我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化促進了稅收的增長，從分稅種角度看，工商業(yè)增加值，企業(yè)效益等因素也促進了稅收收入的增長。谷寒梅（2008）對稅收增長因素進行分析，并對協(xié)調稅收增長和GDP增長提出了相關的政策建議。羅春華等（2010）用兩種方法測算了稅收征管因素對稅收超GDP增長的貢獻率，認為符合實際的稅收征管對稅收增長的年均貢獻率應該居于4.1%和4.4%之間。古麗娜爾 （2010）認為稅收超GDP增長的原因有經(jīng)濟快速增長，產(chǎn)業(yè)結構調整，稅收結構優(yōu)化及稅收征管水平提高。陳修玲（2010）運用因素分析法對稅收增長的經(jīng)濟因素和宏觀稅負因素進行了實證分析，認為現(xiàn)階段我國稅收超GDP增長的速度是合理的，但長期下去是有害的。

本文研究上海市稅收超GDP增長現(xiàn)象，不同于國內大部分學者的研究，將在產(chǎn)業(yè)結構視角下進行研究。

三、實證檢驗

我國1994年實行了稅制改革，因此本文選取上海市1994年至2011年稅收收入、GDP、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)值進行研究。根據(jù)2012年上海統(tǒng)計年鑒，上海市GDP每年高速增長，稅收收入也逐年增高，且稅收收入占GDP的比重也越來越高。同時，上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值均逐年增高，且第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重較小，并逐年降低，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重較大，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重逐年增大。因此，在本部分實證檢驗中，首先檢驗上海市生產(chǎn)總值是否為稅收收入增長的主要原因，接著檢驗三大產(chǎn)業(yè)中哪幾個產(chǎn)業(yè)對稅收收入的變動程度影響較大。

（一）上海市生產(chǎn)總值對稅收收入影響的OLS模型分析

上海市生產(chǎn)總值為上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和，因此本文選取生產(chǎn)總值作為解釋變量，稅收收入作為被解釋變量，分析兩者之間關系。建立普通最小二乘法模型，得到如下結果

ln（tax）=-4.40+1.26×ln（gdp）（1）

t=（-26.87） （68.00）

R2=99.66% F=4623.69

其中，tax為上海市稅收收入，gdp為上海市生產(chǎn)總值。從公式（1）中可以看出，在5%顯著性水平下，常數(shù)項和上海市生產(chǎn)總值前的系數(shù)即稅收收入彈性是顯著的；方程擬合優(yōu)度高；整體是顯著的。采用序列相關LM檢驗，發(fā)現(xiàn)方程不存在序列相關性。再采用White異方差檢驗，發(fā)現(xiàn)方程不存在異方差。方程只有一個解釋變量，不存在多重共線性問題。

根據(jù)回歸結果，上海市生產(chǎn)總值對稅收收入影響顯著，稅收收入彈性為1.26，即生產(chǎn)總值增加1%，稅收收入就會增加1.26%，說明稅收收入的確超過生產(chǎn)總值增長。同時，上海市生產(chǎn)總值對稅收收入的解釋程度高達99.66%，因此本文接下來進一步分析三大產(chǎn)業(yè)分別對稅收收入的影響程度。

（二）上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對稅收收入影響的VAR模型分析

為進一步研究上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值對稅收收入的影響，本文將選取第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值及稅收收入數(shù)據(jù)，建立VAR（2）模型，進行實證研究。

記gdp_1、gdp_2、gdp_3分別為上海市第一、二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，tax為上海市稅收收入。為消除可能存在的異方差，并便于對最后結果進行解釋，對上述變量采取對數(shù)形式，分別記為ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、ln（gdp_3）、ln（tax）。VAR理論要求模型中每一個變量都是平穩(wěn)的，下面將采用ADF方法檢驗上述序列的平穩(wěn)性，具體結果如表1。

從表1中可以看出，在10%顯著性水平下，變量ln（gdp_1）平穩(wěn)，變量ln（gdp_2）平穩(wěn)，變量ln（gdp_3）二階平穩(wěn)，變量ln（tax）一階平穩(wěn)。因此本文將使用ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、Δ2ln（gdp_3）、Δln（tax）這四個變量來建立VAR模型。由于稅收主要來自于第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)，因此模型中按照變量重要程度重新排序為：Δln（tax）、Δ2ln（gdp_3）、ln（gdp_2）、ln（gdp_1）。根據(jù)滯后長度標準檢驗，本文將建立VAR（2）模型。具體結果如公式（2）：

Δ

ln（tax）

Δ

ln（gdp_3）

ln（

gdp_2）

ln（

gdp_1）=2.57

1.28

1.27

l0.21+-0.53 -0.48 1.08 0.13

-0.14 -1.00 0.55 -0.76

-0.09 0.54 0.71 -2.15

0.145 -0.39 0.47 1.45Δ

ln（tax）

Δ

ln（gdp_3）

ln（

gdp_2）

ln（

gdp_1）+-0.39 -1.30 -0.55 -1.64

-0.10 -0.60 -0.24 -0.10

0.06 0.11 0.58 1.40

l-0.11 -0.68 -0.35 -0.72Δ

ln（tax）

Δ

ln（gdp_3）

ln（

gdp_2）

ln（

gdp_1）+ε1t

ε2t

ε3t

ε4t（2）

經(jīng)檢驗上述模型中大部分系數(shù)的t統(tǒng)計量在10%顯著性水平下顯著。

再檢驗模型平穩(wěn)性，采用AR根方法，即如果模型中所有根模的倒數(shù)小于1，落于單位圓內，說明模型穩(wěn)定。單位根圖形檢驗結果如圖1。

從圖1中看出所有單位根都落于單位圓內，說明本文建立的VAR（2）模型平穩(wěn)，四個變量間存在長期穩(wěn)定關系，能夠進行下一步分析。接下來將對模型進行格蘭杰因果檢驗及脈沖響應函數(shù)分析和方差分解分析。

1.格蘭杰因果檢驗

基于上述VAR（2）模型，對上海市稅收收入、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動進行Granger因果檢驗，結果如表2所示。

結果表明：在10%顯著性水平下，稅收方程中，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動不是稅收變動的Granger原因，第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動是稅收變動的Granger原因，三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動聯(lián)合起來是稅收變動的Granger原因；第三產(chǎn)業(yè)方程中，稅收波動不是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因，第二產(chǎn)業(yè)和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動是第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因，但三者的聯(lián)合波動是其變動的Granger原因；第二產(chǎn)業(yè)方程中，稅收、第三產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)及三者聯(lián)合波動均不是第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因；第一產(chǎn)業(yè)方程中，稅收及第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值波動都不是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值及三者的聯(lián)合波動是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動的Granger原因。

2. 脈沖響應函數(shù)分析

在第0期分別給一個正沖擊，變量的波動情況如圖2。

從圖2（a）中可以看出：在本期給變量Δ2ln（gdp_3）一個正向沖擊后，Δln（tax）在前9期內正向波動，在第4期達到最高點，從第13期開始小幅負向波動，29期后趨于穩(wěn)定。說明第三產(chǎn)業(yè)在前期對稅收收入有促進作用，后期對稅收收入有小幅度阻礙，但總體會促進稅收收入增長。

從圖2（b）中可以看出：在本期給變量ln（gdp_2）一個正向沖擊后，Δln（tax）在前3期內正向波動，第2期達到最高點，第4期到第5期負向波動，第4期達到最低點，此后一直正負波動，到30期趨向平穩(wěn)。說明第二產(chǎn)業(yè)沖擊對稅收收入的作用是交替進行的。

從圖2（c）中可以看出：在本期給變量ln（gdp_1）一個正向沖擊后，Δln（tax）在前9期內一直負向波動，在第3期達到最低點，后期有小幅度正向波動，第25期開始趨向平穩(wěn)。說明第一產(chǎn)業(yè)的沖擊對稅收收入并沒有促進作用。

3.方差分解分析

為了進一步分析每一個產(chǎn)業(yè)結構沖擊對稅收收入變化的貢獻度，本文接下來將進行方差分解分析，具體結果如下。

結果表明：第二產(chǎn)業(yè)對稅收收入的貢獻率最大，約在40%左右，在第15時期達到最大，為45.58%，隨后有減小趨勢；第三產(chǎn)業(yè)對稅收收入的貢獻率次之，約為20%，并且貢獻率一直在增大；第一產(chǎn)業(yè)對稅收收入的貢獻率最低，一直維持在6%左右。

四、結論和政策建議

本文利用1994～2011年上海市稅收收入、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)時間序列數(shù)據(jù)建立了VAR（2）模型，從產(chǎn)業(yè)結構角度闡明了上海市稅收收入超過生產(chǎn)總值增長的現(xiàn)象，結果發(fā)現(xiàn)：上海市稅收收入增長的主要來源是生產(chǎn)總值的增長，且稅收收入的彈性較大，為1.26，超過1，確實出現(xiàn)了稅收收入超過生產(chǎn)總值增長的現(xiàn)象；來自第三產(chǎn)業(yè)的沖擊在前期會給稅收收入帶來同向較大的影響，后期有小幅度負向影響，總體影響為正向影響，來自第二產(chǎn)業(yè)的沖擊會給稅收收入帶來正負交替的影響，來自第三產(chǎn)業(yè)的沖擊對稅收收入主要帶來負向影響；在對稅收收入的貢獻程度中，第二產(chǎn)業(yè)的貢獻程度最大，呈現(xiàn)拋物線狀態(tài)，第一產(chǎn)業(yè)貢獻度次之，但呈現(xiàn)遞增狀態(tài)，第一產(chǎn)業(yè)的貢獻度最低，為6%左右。因此，上海市在面對稅收收入超生產(chǎn)總值增長這一現(xiàn)象時，要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構升級來促進經(jīng)濟增長，從而使稅收進一步增長。特別是第三產(chǎn)業(yè)的技術創(chuàng)新，如金融業(yè)可以創(chuàng)新產(chǎn)品種類，同時要保持第二產(chǎn)業(yè)穩(wěn)定增長，實現(xiàn)從粗放型生產(chǎn)向集約型生產(chǎn)轉變。

參考文獻：

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*本文為上海市教委重點學科建設項目——經(jīng)濟系統(tǒng)運行與調控（J50504）子課題成果。

（作者單位：上海理工大學管理學院）