本文關(guān)鍵詞：中國稅收收入規(guī)模變化的規(guī)則性、政策態(tài)勢及其穩(wěn)定效應(yīng)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

中國稅收收入規(guī)模變化的規(guī)則性、政策態(tài)勢及其穩(wěn)定效應(yīng)（中）

賈俊雪

　　圖2顯示，樣本期內(nèi)，我國產(chǎn)出缺口呈現(xiàn)出明顯的周期性波動特征：1992年以來伴隨著一輪明顯的經(jīng)濟(jì)過熱，產(chǎn)出缺口由負(fù)值逐步變?yōu)檎担坏?998年亞洲金融危機(jī)的沖擊影響下又變?yōu)樨?fù)值，并一直持續(xù)到2006年底才重又變?yōu)檎担?007年底達(dá)到峰值），2008年以來在世界金融危機(jī)的沖擊影響下又出現(xiàn)大幅下滑。另一方面，1992年特別是1998年以來，伴隨著“積極財(cái)政政策”的實(shí)施，我國政府債務(wù)規(guī)模呈現(xiàn)出快速攀升勢頭，并一直持續(xù)到2004年初。此后，隨著“積極財(cái)政政策”的淡出，政府債務(wù)規(guī)模出現(xiàn)較大幅度的下降。2008年以來，為了應(yīng)對世界金融危機(jī)的不利影響，我國政府再次啟動了“積極財(cái)政政策”，政府債務(wù)規(guī)模隨之出現(xiàn)一輪較明顯的上漲。不過，樣本期內(nèi)我國政府債務(wù)狀況總體較為穩(wěn)健：政府債務(wù)比率的季度均值為50.5%，意味著年度均值為10.8%。

　�。ㄈ┕浪憬Y(jié)果

　　1992年以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)體制特別是財(cái)稅體制改革的逐步深化，我國稅收政策的作用機(jī)制也發(fā)生了明顯改變，意味著稅收政策規(guī)則函數(shù)（5）可能存在結(jié)構(gòu)性斷點(diǎn)問題。事實(shí)上，Chow檢驗(yàn)表明，稅收政策規(guī)則函數(shù)（5）在1998年3季度出現(xiàn)顯著的結(jié)構(gòu)性變化（F統(tǒng)計(jì)量為10.6，在1%的置信水平上拒絕原假設(shè)）。因此，本文將整個(gè)樣本期劃分為兩個(gè)子樣本期（即1992年1季度至1998年2季度以及1998年3季度至2009年4季度）分別估算稅收政策規(guī)則函數(shù)。此外，本文也嘗試在第二個(gè)子樣本期內(nèi)將2008年以來的數(shù)據(jù)剔除掉，給出1998年3季度至2007年4季度間稅收政策規(guī)則函數(shù)的估算，借以考察2008年世界金融危機(jī)對我國稅收政策的影響。表1給出不同時(shí)期稅收政策規(guī)則函數(shù)的迭代GMM估算結(jié)果。圖2給出我國稅收收入比率的現(xiàn)實(shí)變化（即現(xiàn)實(shí)值）與系統(tǒng)性變化（基于兩個(gè)子樣本期的預(yù)測值即稅收收入比率的規(guī)則值）。

　　對于兩個(gè)子樣本期而言，表1中的Hansen過度識別檢驗(yàn)表明，工具變量均是有效的，意味著本文的模型設(shè)定是可取的。結(jié)構(gòu)性參數(shù)的估算結(jié)果表明，我國稅收收入比率與政府債務(wù)和產(chǎn)出缺口之間存在著系統(tǒng)性函數(shù)關(guān)系，體現(xiàn)在參數(shù)ρ、α和β總體具有較好的統(tǒng)計(jì)顯著性。其中，參數(shù)ρ的數(shù)值相對較小（為0.495和0.483），表明我國稅收收入規(guī)模變化的持續(xù)性相對較弱。進(jìn)一步，，由圖3可以看出，稅收收入比率的規(guī)則值與現(xiàn)實(shí)值之間保持了較好的一致性，因而可審慎地認(rèn)為，稅收政策規(guī)則函數(shù)（5）能夠較好地刻畫我國稅收收入規(guī)模的現(xiàn)實(shí)變化。換言之，1992年以來我國稅收收入規(guī)模變化呈現(xiàn)出較好的系統(tǒng)性和政策規(guī)則性。

　　由此可見，中國稅收收入規(guī)模的發(fā)展變化并非是一個(gè)罕見而特殊的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，而是呈現(xiàn)出較強(qiáng)的規(guī)律性——其更多地表現(xiàn)為稅收政策對于宏觀經(jīng)濟(jì)走勢和政府債務(wù)狀況變化的一種系統(tǒng)性反應(yīng)。顯然，這對于更好地認(rèn)識和把握中國稅收收入規(guī)模的未來走向具有重要意義。當(dāng)然，也需注意的是，我國稅收收入規(guī)模變化仍存在較明顯的不確定性和隨意性，體現(xiàn)在稅收收入比率的規(guī)則值與現(xiàn)實(shí)值之間還存在一些明顯差異（見圖3）。這可能與本文使用的是季度數(shù)據(jù)有關(guān)，另一方面也表明，進(jìn)一步增強(qiáng)稅收收入規(guī)模變化的系統(tǒng)性和政策規(guī)則性將是今后我國財(cái)稅體制改革和稅收政策體系建設(shè)的一個(gè)核心。

　　四、中國稅收收入規(guī)模變化的政策態(tài)勢

　　由表1看出，我國稅收收入規(guī)模變化在不同時(shí)期呈現(xiàn)出不同的政策態(tài)勢，體現(xiàn)在兩個(gè)子樣本期內(nèi)結(jié)構(gòu)性參數(shù)的估算結(jié)果存在明顯差異：1992年1季度至1998年2季度，參數(shù)。不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，參數(shù)β顯著為負(fù)，表明此間的稅收收入規(guī)模變化呈現(xiàn)出明顯的積極和順周期政策態(tài)勢，這顯然不利于政府債務(wù)的可持續(xù)性和產(chǎn)出穩(wěn)定；1998年3季度以來，我國稅收收入規(guī)模變化則表現(xiàn)為較突出的消極和反周期政策特點(diǎn)，體現(xiàn)在參數(shù)α和β均為正值且具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性，有助于確保政府債務(wù)的可持續(xù)性和產(chǎn)出穩(wěn)定。此外，對比1998年3季度至2009年4季度以及1998年3季度至2007年4季度這兩個(gè)時(shí)期的估算結(jié)果可以看出，2008年世界金融危機(jī)沒有明顯改變1998年以來我國稅收收入規(guī)模變化的基本政策態(tài)勢。這兩個(gè)時(shí)期結(jié)構(gòu)性參數(shù)的估算結(jié)果較為接近。

　　上述結(jié)論與1992年以來我國稅收政策實(shí)踐保持了較好一致性。缺乏彈性的稅制以及始于20世紀(jì)80年代中期的財(cái)政承包制改革導(dǎo)致我國政府特別是中央政府財(cái)力匱乏，極大制約了中央政府有效運(yùn)用稅收政策進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控和政府債務(wù)控制的能力。而且，落后的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和不完善的稅制也導(dǎo)致稅收自動穩(wěn)定器功能較弱。因此，這一時(shí)期的稅收政策呈現(xiàn)出積極和順周期的特點(diǎn)，忽略了政府債務(wù)的可持續(xù)性和產(chǎn)出穩(wěn)定。這也是導(dǎo)致20世紀(jì)90年代初期我國宏觀經(jīng)濟(jì)波動性較大的一個(gè)重要原因。

　　1994年分稅制改革通過財(cái)權(quán)大幅集中確立了中央財(cái)政在整個(gè)財(cái)政分配中的主導(dǎo)地位，極大增強(qiáng)了中央政府運(yùn)用稅收政策有效調(diào)控經(jīng)濟(jì)和控制政府債務(wù)規(guī)模的能力。同時(shí)，隨著我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和稅制的逐步優(yōu)化，稅收自動穩(wěn)定器功能也得到增強(qiáng)。更為重要的是，1998年，為了有效應(yīng)對亞洲金融危機(jī)的不利影響，我國首次實(shí)施了以大幅增加公共投資為核心特點(diǎn)的反周期財(cái)政政策——“積極財(cái)政政策”，導(dǎo)致政府債務(wù)規(guī)�？焖僭黾印＝�(jīng)濟(jì)的持續(xù)低迷和政府債務(wù)規(guī)模的急劇攀升，都迫切要求中央政府轉(zhuǎn)變政策理念，積極運(yùn)用稅收政策以更好實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出穩(wěn)定特別是確保政府債務(wù)的可持續(xù)性。正是在此背景下，伴隨著結(jié)構(gòu)性減稅，一輪由中央政府主導(dǎo)的自上而下的稅收征管強(qiáng)化“運(yùn)動”拉開了序幕，并日益成為我國稅收經(jīng)濟(jì)生活中的一種常態(tài)（金人慶，2002；高培勇，2006）。這一特點(diǎn)在2008年世界金融危機(jī)期間也得到了鮮明體現(xiàn)：4萬億投資計(jì)劃的推出導(dǎo)致我國財(cái)政赤字和政府債務(wù)規(guī)模大幅攀升，為了確保較穩(wěn)健的政府債務(wù)和財(cái)政狀況，在實(shí)施增值稅轉(zhuǎn)型、提高出口退稅率等一系列減稅政策以刺激經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，財(cái)稅當(dāng)局大幅提升了稅收征管力度，使得我國稅收收入規(guī)模只是在2008年出現(xiàn)了明顯下降，并沒有改變1996年以來持續(xù)增加的態(tài)勢。與此形成對照的是，在2003年下半年實(shí)施的以財(cái)政穩(wěn)固（fiscal consolidation）為核心特點(diǎn)的“穩(wěn)健財(cái)政政策”（郭慶旺、賈俊雪，2006）期間，隨著財(cái)政赤字和政府債務(wù)規(guī)模的削減，我國稅收收入規(guī)模出現(xiàn)了一輪較明顯的下降（見圖3）。由此可見，正是1998年“積極財(cái)政政策”帶來財(cái)稅政策理念的轉(zhuǎn)變，促使我國政府開始積極運(yùn)用稅收政策以熨平經(jīng)濟(jì)波動、確保政府債務(wù)穩(wěn)定。這為20世紀(jì)90年代中期以來我國宏觀經(jīng)濟(jì)日趨穩(wěn)定，特別是較穩(wěn)健的政府債務(wù)狀況奠定了良好政策基礎(chǔ)。

　　特別需要注意的是，國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為，1998年和2008年的兩次“積極財(cái)政政策”期間，我國主要采取的是大幅增加公共投資的做法，沒有實(shí)施全面減稅政策且顯著加強(qiáng)了稅收征管。因此，這兩個(gè)時(shí)期的稅收政策總體上是順周期的，不符合凱恩斯主義強(qiáng)調(diào)的“逆風(fēng)向而動”的特點(diǎn)。不過，這顯然忽視了財(cái)稅當(dāng)局另外一個(gè)重要政策動機(jī)（即確保政府債務(wù)可持續(xù)性）帶來的深刻影響。事實(shí)上，這兩個(gè)時(shí)期的稅收政策呈現(xiàn)出較強(qiáng)的反周期性，稅收收入規(guī)模的持續(xù)攀升更多地是財(cái)稅當(dāng)局對于“積極財(cái)政政策”引發(fā)的政府債務(wù)規(guī)模急劇增加的一種系統(tǒng)性和內(nèi)生性反應(yīng)，有效遏制了政府債務(wù)和財(cái)政狀況的持續(xù)惡化，為“積極財(cái)政政策”的順利實(shí)施奠定了良好財(cái)力基礎(chǔ)。

　　上述分析表明，中國稅收收入規(guī)模變化蘊(yùn)涵著深刻的政策含義：20世紀(jì)90年代中期以來的稅收收入持續(xù)高速增長很大程度上是稅收政策態(tài)勢轉(zhuǎn)變，即更加積極地追求產(chǎn)出穩(wěn)定特別是政府債務(wù)可持續(xù)性的結(jié)果，較好地符合了我國宏觀經(jīng)濟(jì)和政府債務(wù)穩(wěn)定的內(nèi)在要求。同時(shí)也意味著，我們在認(rèn)識和理解我國稅收收入規(guī)模變化時(shí)應(yīng)充分考慮到財(cái)稅當(dāng)局雙重政策目標(biāo)（即確保政府債務(wù)可持續(xù)性和產(chǎn)出穩(wěn)定）帶來的深刻影響。

　　五、中國稅收收入規(guī)模變化規(guī)則性的穩(wěn)定效應(yīng)

　　前文分析表明，我國稅收收入規(guī)模變化體現(xiàn)出較好的政策規(guī)則性。那么，這種政策規(guī)則性是否有助于增強(qiáng)稅收政策的有效性，更好地促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定？顯然，澄清這一問題有助于更好地認(rèn)識政策規(guī)則的重要性，為今后我國稅收政策的科學(xué)制定和實(shí)施提供良好的理論依據(jù)。因此，本節(jié)利用MSVAR模型借助反事實(shí)分析考察我國稅收收入規(guī)模變化的政策規(guī)則性（即稅收政策規(guī)則）對宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響。

　　（一）MSVAR模型

　　借鑒Favero&Monacelli（2003）的做法，本文構(gòu)建一個(gè)包含稅收政策規(guī)則的宏觀經(jīng)濟(jì)向量自回歸模型，在模型中考慮各種宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊但略去外生的稅收政策沖擊，即假定在應(yīng)對各種宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊時(shí)，政策當(dāng)局始終嚴(yán)格遵循上節(jié)給出的政策規(guī)則來制定和實(shí)施稅收政策；據(jù)此，給出主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量（包括產(chǎn)出缺口和通貨膨脹率）的模型擬合值與1步預(yù)測值，通過比較模型擬合值、1步預(yù)測值與現(xiàn)實(shí)值的波動性來考察稅收收入規(guī)模變化的規(guī)則性（即稅收政策規(guī)則）對我國宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響。考慮到1992年以來我國宏觀經(jīng)濟(jì)可能存在顯著的結(jié)構(gòu)性變化，這會導(dǎo)致一般的線性向量自回歸模型產(chǎn)生系統(tǒng)性偏誤，因此本文采用MSVAR模型。

　　MSVAR模型將馬可夫域變與向量自回歸模型有機(jī)地結(jié)合起來，可以很好地刻畫經(jīng)濟(jì)變量的非線性動態(tài)特征，以及變量間的非線性影響，因此近年來廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)周期波動及相關(guān)研究中（Krolzig，1998）。特別地，本文構(gòu)建如下形式的MSVAR模型：

　　（二）結(jié)果分析

　　本文使用的通貨膨脹率數(shù)據(jù)是依據(jù)環(huán)比消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）測算的。目前，我國公開的統(tǒng)計(jì)資料僅有2001年以來的月度環(huán)比CPI數(shù)據(jù)，而此前只有同比CPI數(shù)據(jù)。為此，本文利用2001年以來的月度環(huán)比CPI和之前的同比CPI得到以1991年為基期的月度環(huán)比CPI時(shí)序數(shù)據(jù)，在利用X-12消除季節(jié)因素后依據(jù)3個(gè)月累積變化給出季度通貨膨脹率的測算。借助MSVAROX軟件，給出MSVAR模型（6）和（7）的最大似然估算。依據(jù)AIC等信息指數(shù)，本文確定包含zt和tax（rule）t的最大滯后階數(shù)分別為4和5，即有m＝4和n＝5。表3給出了具體估算結(jié)果，圖4給出了通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的現(xiàn)實(shí)值以及模型擬合值和1步預(yù)測值，圖5給出了狀態(tài)1和2的轉(zhuǎn)換概率。

　　由表3中的Ljung-Box Q檢驗(yàn)可知，通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的標(biāo)準(zhǔn)殘差與標(biāo)準(zhǔn)殘差平方序列均不存在顯著的序列相關(guān)性，表明模型設(shè)定較合理。進(jìn)一步，由圖5可以看出，MSVAR模型（6）和（7）較好地識別出1992年以來我國宏觀經(jīng)濟(jì)的狀態(tài)變化：狀態(tài)2（即高通脹和高產(chǎn)出缺口）主要集中在1994年、2000年、2004年左右以及2006年初至2008年初等時(shí)期，平均持續(xù)時(shí)間為2.67個(gè)季度，而狀態(tài)1的平均持續(xù)時(shí)間為5.17個(gè)季度（狀態(tài)轉(zhuǎn)換概率：p00＝0.807和p11＝0.626）。這表明，1992年以來我國宏觀經(jīng)濟(jì)總體呈現(xiàn)出頻繁變動的特點(diǎn)。

　　而且，模型（6）和（7）對產(chǎn)出缺口特別是通貨膨脹率的動態(tài)變化路徑也具有較好的解釋力，體現(xiàn)在模型擬合效果較好（通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的擬合殘差平方和分別為6.88和8.92，明顯小于不含稅收政策規(guī)則情況下的擬合殘差平方和）。這表明，我國稅收收入規(guī)模的系統(tǒng)性變化（稅收政策規(guī)則）對產(chǎn)出缺口特別是通貨膨脹率的動態(tài)變化具有重要影響。事實(shí)上，由圖4可以清晰地看到，模型給出的通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的擬合值特別是1步預(yù)測值較現(xiàn)實(shí)值而言明顯具有較小的波動性：通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口1步預(yù)測值的標(biāo)準(zhǔn)差均明顯小于現(xiàn)實(shí)值的標(biāo)準(zhǔn)差，其中以1998年3季度以來表現(xiàn)得尤為突出（見表4）。因此，稅收收入規(guī)模的系統(tǒng)性變化（即政策規(guī)則性）有助于增強(qiáng)稅收政策的有效性，更好地促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)（包括產(chǎn)出和價(jià)格）穩(wěn)定。特別值得指出的是，1992-1998年間我國稅收政策表現(xiàn)為積極的和順周期態(tài)勢，明顯不利于產(chǎn)出穩(wěn)定。但即便是在這種情況下，增強(qiáng)稅收收入規(guī)模變化的規(guī)則性，減少政策行為的隨意性和不確定性，仍可在一定程度上緩解不當(dāng)?shù)亩愂照邔暧^經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定造成的不利影響。這也凸顯出稅收政策規(guī)則的重要性：有助于增強(qiáng)稅收政策的透明性，進(jìn)而有利于微觀經(jīng)濟(jì)主體形成良好、穩(wěn)定的政策預(yù)期，因而有利于更好地實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。

　　六、稅收政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)性

　　宏觀調(diào)控是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，需要多種宏觀經(jīng)濟(jì)政策的協(xié)調(diào)配合。FTPL理論指出，宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定需要貨幣政策和財(cái)政政策（往往特指稅收政策）的有效配合：只有在積極的（或消極的）貨幣政策與消極的（或積極的）稅收政策組合下，才能有效確保理性預(yù)期均衡的穩(wěn)定性和唯一性，產(chǎn)出和價(jià)格水平才能唯一確定下來（Leeper，1991；Sims，1994；Woodbrd，2001）。因此，本節(jié)進(jìn)一步考察稅收政策與貨幣政策的協(xié)調(diào)性，以期對我國稅收收入規(guī)模變化進(jìn)行更加全面的政策評價(jià)。

　　具體而言，本節(jié)通過估算一個(gè)簡單的貨幣政策規(guī)則函數(shù)，識別1992年以來我國貨幣政策態(tài)勢變化，據(jù)此考察稅收政策與貨幣政策之間的協(xié)調(diào)性。貨幣政策規(guī)則的研究由來已久。Taylor（1993）提出著名的“泰勒規(guī)則”，認(rèn)為貨幣政策的主要目標(biāo)在于確保產(chǎn)出和價(jià)格穩(wěn)定，因而將貨幣政策工具（即短期名義利率）設(shè)定為通貨膨脹缺口（即現(xiàn)實(shí)通貨膨脹與目標(biāo)通貨膨脹的偏離程度）和產(chǎn)出缺口的函數(shù)。Clarida et al.（1998，2000）進(jìn)一步指出，貨幣當(dāng)局更多地是基于對未來經(jīng)濟(jì)形勢的預(yù)判進(jìn)行政策調(diào)整，一個(gè)前瞻型規(guī)則可以更好地刻畫貨幣當(dāng)局的政策行為。近年來，許多學(xué)者對我國貨幣政策規(guī)則進(jìn)行了較深入研究，如謝平、羅雄（2002）和張屹山、張代強(qiáng)（2007）等。遵循這些研究的普遍做法，本文以7日平均銀行間拆借利率作為貨幣政策工具，構(gòu)建如下形式的前瞻型貨幣政策規(guī)則函數(shù)：

　　Chow檢驗(yàn)表明，貨幣政策規(guī)則函數(shù)（8）在1998年1季度出現(xiàn)了顯著的結(jié)構(gòu)性變化（F統(tǒng)計(jì)量為4.78，在1%的置信水平上拒絕原假設(shè)）。因此，本文將整個(gè)樣本期劃分為兩個(gè)子樣本期（即1992年1季度至1997年4季度和1998年1季度至2009年4季度）分別估算貨幣政策規(guī)則函數(shù)。同樣，為了考察2008年世界金融危機(jī)對我國貨幣政策的影響，本文也給出1998年1季度至2007年4季度間貨幣政策規(guī)則函數(shù)的估算。表5給出不同時(shí)期貨幣政策規(guī)則函數(shù)的迭代GMM估算結(jié)果，采取的工具變量包括滯后的利率、通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口和實(shí)際產(chǎn)出增長率。

責(zé)任編輯：何容

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