稅收、地區(qū)生產總值與物價水平
——基于重慶市1998-2016年的經驗數據

崔 璨

（重慶師范大學，重慶 400030）

稅收扮演著分配財政收入和調控宏觀經濟的角色。政府可以取得多少稅收收入與當地經濟水平和物價水平密不可分。經濟越發(fā)達，稅收收入才有可能增加。否則，稅收將成為無源之水、無本之木，不利于經濟社會可持續(xù)發(fā)展。另外，物價水平直接影響消費，而稅收越高，則可能擠壓消費支出。統(tǒng)計數據顯示，2016年，重慶市稅收收入1438.4億元，增長6.0%；當年實現地區(qū)生產總值17558.76億元，比上年增長10.7%，當年CPI同比漲1.8%。本文以1998年至2016年為研究時間段，采用平穩(wěn)性檢驗，協(xié)整分析、多元回歸等建模方法，結合重慶市經濟的具體情況，對其稅收收入影響因素進行分析。

一、文獻綜述和提出假設

通過Johansen協(xié)整檢驗，Granger Test等計量方法，Oktham M aghyereh &Osama Sweidan研究了實際財政收入、實際財政支出、約旦實際地區(qū)生產總值的關系，認為實際財政收入與實際財政支出之間存在互為因果關系，財政政策具有強烈的產出效應。Garrison and Lee以63個國家1970-1984年的面板數據為樣本，發(fā)現邊際稅率和平均稅率并沒有實質上推動經濟增長。如果考慮人均地區(qū)生產總值水平，稅率與經濟增長的負向關系變?yōu)椴伙@著[3]。Scully同樣通過計量模型對新西蘭戰(zhàn)后稅收與宏觀經濟的關系，發(fā)現平均宏觀稅負每下降1%，那么平均經濟增長率上升0.25%[4]。

王道樹通過指數體系分析法（In-dex Analysis）開展了稅收研究，檢驗了實際經濟增長因素、物價因素、稅制因素等對稅收的絕對影響和相對影響[5]。漆莉莉通過稅收模型分析，認為全國城鄉(xiāng)儲蓄存款年末余額、地區(qū)生產總值、財政支出總量顯著影響稅收收入，認為政府可以采取刺激消費、加強財政收支的管理的方式，以保證稅收收入健康增長的結論[6]。李潔構建了四川省稅收收入預測模型，指出政府可以用稅收政策調節(jié)產業(yè)結構，降低第一產業(yè)在國民經濟中的比重，降低第二產業(yè)實際稅負，加快發(fā)展第三產業(yè)是涵養(yǎng)稅源的途徑之一，可以起到穩(wěn)定經濟的作用[7]。王乃靜等用山東省1978年到2000年22年的時間序列數據對稅收收入對數與地區(qū)生產總值對數進行研究，構筑了山東省稅收的誤差修正模型，得到山東省財政收入對數與地區(qū)生產總值對數之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系的結論[8]。綜合上述文獻，本文對以往研究進行創(chuàng)新，將居民消費價格指數作為解釋變量加入模型，進而提出如下假設：

假設1：地區(qū)生產總值可以顯著增加稅收收入。

假設2：居民消費價格指數可以顯著降低稅收收入。

假設3：地區(qū)生產總值的變化與稅收收入變化的存在格蘭杰因果關系。

假設4：居民消費價格指數的變化與稅收收入變化的存在格蘭杰因果關系。

二、實證分析過程

（一）樣本和數據獲取

本文以1998年至2016年作為樣本區(qū)間。在本文的論述中，重慶市稅收收入總額（Tax）將始終作為被解釋變量，重慶市地區(qū)生產總值（GDP）和重慶市消費者物價指數（CPI）的年度指標作為解釋變量。在正式研究之前，我們先預處理數據。本文的稅收收入綜合了中央和地方稅收收入，但是剔除了海關代征稅與證券交易印花稅。軟件采用SPSS20.0，數據來源W ind數據庫。

（二）時間序列的平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗

對于時間序列，只有具有協(xié)整（cointegration）關系的變量才能進行回歸分析，以避免為回歸。首先對三個時間序列變量（重慶市稅收收入總額重慶市地區(qū)生產總值和消費者物價指數）進行平穩(wěn)性（單位根Unit Root Test）檢驗。在檢驗之前，先要消除周期波動因素的影響，將變量取對數以降低樣本之間的異方差。本文用ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表1所示：

表1 ADF檢驗結果表

由上述檢驗結果可知：時間序列LnGDP、LnCPI和LnTax為1階單整的（經過一次差分變換轉化為平穩(wěn)的序列），即LnGDP~I(1)，LnCPI~I(1) 和LnTax~I(1)。因此，由于三者是同階單整，由Granger協(xié)整定理可知：時間序列LnGDP、LnCPI和LnTax具有協(xié)整關系，也就是說三者在短期變動過程中具備一種長期趨勢上的穩(wěn)定均衡關系。做時間序列分析時，即使單個序列不平穩(wěn)，但是多個序列的線性組合去有可能是平穩(wěn)的，即變量間的協(xié)整關系產生了平穩(wěn)的線性組合。一系列非平穩(wěn)時間序列也有長期穩(wěn)定均衡關系。本文采用Johansen 極大似然法對多變量系統(tǒng)進行協(xié)整檢驗。結果見表2。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗結果

結果顯示，跡統(tǒng)計量值為40.19847，大于5% 顯著水平的臨界值，而其他假設條件下的跡統(tǒng)計量都小于5% 水平的臨界值，拒絕不存在協(xié)整方程的原假設，所以接受變量間存在一個協(xié)整關系的備擇假設。

（三）多元回歸的分析

為了避免數據的劇烈波動并消除時間序列中存在的異方差現象，本文建立稅收收入與重慶市地區(qū)生產總值和居民消費價格指數的對數模型，兩邊取對數得：并得到如下方程：

由回歸結果中可以看出，重慶市稅收彈性為0.99（R方），說明總體上該市的稅收收入能與地區(qū)生產總值保持同步增長。在地區(qū)生產總值不斷增長，經濟不斷發(fā)展的情況下，政府收入雖能有近似同步增加，但必須指出的是政府難以充分發(fā)揮財政稅收活動對宏觀經濟調控的能力，減少經濟發(fā)展過程中的波動性。另一方面也說明在重慶市企業(yè)等經濟主體對稅收負擔變動的敏感較低。另外一方面，因為稅收收入對物價指數的彈性為-0.37473，居民物價水平的變動對稅收收入會產生一定程度負面影響。假設1和2得證。

（四）時間序列的格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整檢驗結果說明財政收入長期增長與地區(qū)生產總值和居民物價指數存在長期均衡關系，但是他們之間是否構成因果關系還需要進一步檢驗。筆者采用格蘭杰因果關系檢驗（Granger Causality Test）[11]。滯后階數選為2階。檢驗結果見下表：

表3 稅收收入與地區(qū)生產總值、居民消費價格指數的格蘭杰檢驗結果

注：顯著性水平取5%。

從檢驗結果可知，第一，在滯后2階的情況下，地區(qū)生產總值是引起稅收收入變化的Granger原因，但稅收收入不是地區(qū)生產總值的Granger原因。上述結論說明該市的地區(qū)生產總值變化對稅收收入變化只具有單向的因果關系，用箭頭圖可以表示為：地區(qū)生產總值的變化?稅收收入的變化，但是，稅收收入的變化地區(qū)生產總值的變化。

第二，在滯后2階的情況下，地區(qū)生產總值是引起居民消費價格指數變化的Granger原因，但居民消費價格指數不是地區(qū)生產總值的Granger原因。上述結論說明該市的地區(qū)生產總值變化對稅收收入變化只具有單向的因果關系，用箭頭圖可以表示為：地區(qū)生產總值的變化?居民消費價格指數的變化，但是，居民消費價格指數的變化地區(qū)生產總值的變化。

第三，在滯后2階的情況下，地區(qū)生產總值變化不是引起居民消費價格指數變化的Granger原因，但居民消費價格指數變化也不是地區(qū)生產總值變化的Granger原因。上述結論說明該市的地區(qū)生產總值變化對稅收收入變化不具有的因果關系，用箭頭圖可以表示為：居民消費價格指數的變化稅收收入的變化，并且，稅收收入的變化居民消費價格指數的變化。

三、討論

格調整來調節(jié)經濟經濟，其成效未必可觀。當然，這可能是重慶市的稅收收入對財政支持的依賴大于對經濟發(fā)展的依賴[11]，另外一種可能性就是選取的時間區(qū)間過長，改革開放以來稅制變動太大，造成了稅收變動對地區(qū)生產總值變動影響不顯著[12]。

根據實證分析結果，地區(qū)生產總值的增長對稅收收入的增長具有顯著正向影響，這證實了經濟決定稅收水平的說法，發(fā)展經濟，涵養(yǎng)稅源，才能實現稅收收入的可持續(xù)增長；居民消費價格指數對對稅收收入的增長具有顯著的負向影響，說明居民消費價格指數水平持續(xù)增長造成了一定程度上的通貨膨脹，進而再次原材料價格和生活成本的提高，這會影響企業(yè)利潤和居民消費的增長，抑制通貨膨脹依然是未來的經濟工作重點。

格蘭杰因果檢驗證實了回歸分析中的觀點——地區(qū)生產總值的增長對稅收收入的增長具有顯著正向影響，但是格蘭杰因果檢驗未證實居民消費價格指數對稅收收入的增長具有顯著的負向影響。另外，這個結果說明稅收收入和消費價格對經濟不存在顯著的反作用，也就是說在重慶市如果計劃利用稅收政策的變動和價

參考文獻：

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