中国税收收入规模变化的规则性、政策态势及其稳定效应（中）

  本文关键词：中国税收收入规模变化的规则性、政策态势及其稳定效应，由笔耕文化传播整理发布。

中国税收收入规模变化的规则性、政策态势及其稳定效应（中）

贾俊雪

　　图2显示，样本期内，我国产出缺口呈现出明显的周期性波动特征：1992年以来伴随着一轮明显的经济过热，产出缺口由负值逐步变为正值；但在1998年亚洲金融危机的冲击影响下又变为负值，并一直持续到2006年底才重又变为正值（2007年底达到峰值），2008年以来在世界金融危机的冲击影响下又出现大幅下滑。另一方面，1992年特别是1998年以来，伴随着“积极财政政策”的实施，我国政府债务规模呈现出快速攀升势头，并一直持续到2004年初。此后，随着“积极财政政策”的淡出，政府债务规模出现较大幅度的下降。2008年以来，为了应对世界金融危机的不利影响，我国政府再次启动了“积极财政政策”，政府债务规模随之出现一轮较明显的上涨。不过，样本期内我国政府债务状况总体较为稳健：政府债务比率的季度均值为50.5%，意味着年度均值为10.8%。

　　（三）估算结果

　　1992年以来，伴随着经济体制特别是财税体制改革的逐步深化，我国税收政策的作用机制也发生了明显改变，意味着税收政策规则函数（5）可能存在结构性断点问题。事实上，Chow检验表明，税收政策规则函数（5）在1998年3季度出现显著的结构性变化（F统计量为10.6，在1%的置信水平上拒绝原假设）。因此，本文将整个样本期划分为两个子样本期（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）分别估算税收政策规则函数。此外，本文也尝试在第二个子样本期内将2008年以来的数据剔除掉，给出1998年3季度至2007年4季度间税收政策规则函数的估算，借以考察2008年世界金融危机对我国税收政策的影响。表1给出不同时期税收政策规则函数的迭代GMM估算结果。图2给出我国税收收入比率的现实变化（即现实值）与系统性变化（基于两个子样本期的预测值即税收收入比率的规则值）。

　　对于两个子样本期而言，表1中的Hansen过度识别检验表明，工具变量均是有效的，意味着本文的模型设定是可取的。结构性参数的估算结果表明，我国税收收入比率与政府债务和产出缺口之间存在着系统性函数关系，体现在参数ρ、α和β总体具有较好的统计显著性。其中，参数ρ的数值相对较小（为0.495和0.483），表明我国税收收入规模变化的持续性相对较弱。进一步，，由图3可以看出，税收收入比率的规则值与现实值之间保持了较好的一致性，因而可审慎地认为，税收政策规则函数（5）能够较好地刻画我国税收收入规模的现实变化。换言之，1992年以来我国税收收入规模变化呈现出较好的系统性和政策规则性。

　　由此可见，中国税收收入规模的发展变化并非是一个罕见而特殊的经济现象，而是呈现出较强的规律性——其更多地表现为税收政策对于宏观经济走势和政府债务状况变化的一种系统性反应。显然，这对于更好地认识和把握中国税收收入规模的未来走向具有重要意义。当然，也需注意的是，我国税收收入规模变化仍存在较明显的不确定性和随意性，体现在税收收入比率的规则值与现实值之间还存在一些明显差异（见图3）。这可能与本文使用的是季度数据有关，另一方面也表明，进一步增强税收收入规模变化的系统性和政策规则性将是今后我国财税体制改革和税收政策体系建设的一个核心。

　　四、中国税收收入规模变化的政策态势

　　由表1看出，我国税收收入规模变化在不同时期呈现出不同的政策态势，体现在两个子样本期内结构性参数的估算结果存在明显差异：1992年1季度至1998年2季度，参数。不具有统计显著性，参数β显著为负，表明此间的税收收入规模变化呈现出明显的积极和顺周期政策态势，这显然不利于政府债务的可持续性和产出稳定；1998年3季度以来，我国税收收入规模变化则表现为较突出的消极和反周期政策特点，体现在参数α和β均为正值且具有很好的统计显著性，有助于确保政府债务的可持续性和产出稳定。此外，对比1998年3季度至2009年4季度以及1998年3季度至2007年4季度这两个时期的估算结果可以看出，2008年世界金融危机没有明显改变1998年以来我国税收收入规模变化的基本政策态势。这两个时期结构性参数的估算结果较为接近。

　　上述结论与1992年以来我国税收政策实践保持了较好一致性。缺乏弹性的税制以及始于20世纪80年代中期的财政承包制改革导致我国政府特别是中央政府财力匮乏，极大制约了中央政府有效运用税收政策进行宏观经济调控和政府债务控制的能力。而且，落后的经济结构和不完善的税制也导致税收自动稳定器功能较弱。因此，这一时期的税收政策呈现出积极和顺周期的特点，忽略了政府债务的可持续性和产出稳定。这也是导致20世纪90年代初期我国宏观经济波动性较大的一个重要原因。

　　1994年分税制改革通过财权大幅集中确立了中央财政在整个财政分配中的主导地位，极大增强了中央政府运用税收政策有效调控经济和控制政府债务规模的能力。同时，随着我国经济结构和税制的逐步优化，税收自动稳定器功能也得到增强。更为重要的是，1998年，为了有效应对亚洲金融危机的不利影响，我国首次实施了以大幅增加公共投资为核心特点的反周期财政政策——“积极财政政策”，导致政府债务规模快速增加。经济的持续低迷和政府债务规模的急剧攀升，都迫切要求中央政府转变政策理念，积极运用税收政策以更好实现产出稳定特别是确保政府债务的可持续性。正是在此背景下，伴随着结构性减税，一轮由中央政府主导的自上而下的税收征管强化“运动”拉开了序幕，并日益成为我国税收经济生活中的一种常态（金人庆，2002；高培勇，2006）。这一特点在2008年世界金融危机期间也得到了鲜明体现：4万亿投资计划的推出导致我国财政赤字和政府债务规模大幅攀升，为了确保较稳健的政府债务和财政状况，在实施增值税转型、提高出口退税率等一系列减税政策以刺激经济的同时，财税当局大幅提升了税收征管力度，使得我国税收收入规模只是在2008年出现了明显下降，并没有改变1996年以来持续增加的态势。与此形成对照的是，在2003年下半年实施的以财政稳固（fiscal consolidation）为核心特点的“稳健财政政策”（郭庆旺、贾俊雪，2006）期间，随着财政赤字和政府债务规模的削减，我国税收收入规模出现了一轮较明显的下降（见图3）。由此可见，正是1998年“积极财政政策”带来财税政策理念的转变，促使我国政府开始积极运用税收政策以熨平经济波动、确保政府债务稳定。这为20世纪90年代中期以来我国宏观经济日趋稳定，特别是较稳健的政府债务状况奠定了良好政策基础。

　　特别需要注意的是，国内学者普遍认为，1998年和2008年的两次“积极财政政策”期间，我国主要采取的是大幅增加公共投资的做法，没有实施全面减税政策且显著加强了税收征管。因此，这两个时期的税收政策总体上是顺周期的，不符合凯恩斯主义强调的“逆风向而动”的特点。不过，这显然忽视了财税当局另外一个重要政策动机（即确保政府债务可持续性）带来的深刻影响。事实上，这两个时期的税收政策呈现出较强的反周期性，税收收入规模的持续攀升更多地是财税当局对于“积极财政政策”引发的政府债务规模急剧增加的一种系统性和内生性反应，有效遏制了政府债务和财政状况的持续恶化，为“积极财政政策”的顺利实施奠定了良好财力基础。

　　上述分析表明，中国税收收入规模变化蕴涵着深刻的政策含义：20世纪90年代中期以来的税收收入持续高速增长很大程度上是税收政策态势转变，即更加积极地追求产出稳定特别是政府债务可持续性的结果，较好地符合了我国宏观经济和政府债务稳定的内在要求。同时也意味着，我们在认识和理解我国税收收入规模变化时应充分考虑到财税当局双重政策目标（即确保政府债务可持续性和产出稳定）带来的深刻影响。

　　五、中国税收收入规模变化规则性的稳定效应

　　前文分析表明，我国税收收入规模变化体现出较好的政策规则性。那么，这种政策规则性是否有助于增强税收政策的有效性，更好地促进宏观经济稳定？显然，澄清这一问题有助于更好地认识政策规则的重要性，为今后我国税收政策的科学制定和实施提供良好的理论依据。因此，本节利用MSVAR模型借助反事实分析考察我国税收收入规模变化的政策规则性（即税收政策规则）对宏观经济稳定的影响。

　　（一）MSVAR模型

　　借鉴Favero&Monacelli（2003）的做法，本文构建一个包含税收政策规则的宏观经济向量自回归模型，在模型中考虑各种宏观经济冲击但略去外生的税收政策冲击，即假定在应对各种宏观经济冲击时，政策当局始终严格遵循上节给出的政策规则来制定和实施税收政策；据此，给出主要宏观经济变量（包括产出缺口和通货膨胀率）的模型拟合值与1步预测值，通过比较模型拟合值、1步预测值与现实值的波动性来考察税收收入规模变化的规则性（即税收政策规则）对我国宏观经济稳定的影响。考虑到1992年以来我国宏观经济可能存在显著的结构性变化，这会导致一般的线性向量自回归模型产生系统性偏误，因此本文采用MSVAR模型。

　　MSVAR模型将马可夫域变与向量自回归模型有机地结合起来，可以很好地刻画经济变量的非线性动态特征，以及变量间的非线性影响，因此近年来广泛应用于经济周期波动及相关研究中（Krolzig，1998）。特别地，本文构建如下形式的MSVAR模型：

　　（二）结果分析

　　本文使用的通货膨胀率数据是依据环比消费价格指数（CPI）测算的。目前，我国公开的统计资料仅有2001年以来的月度环比CPI数据，而此前只有同比CPI数据。为此，本文利用2001年以来的月度环比CPI和之前的同比CPI得到以1991年为基期的月度环比CPI时序数据，在利用X-12消除季节因素后依据3个月累积变化给出季度通货膨胀率的测算。借助MSVAROX软件，给出MSVAR模型（6）和（7）的最大似然估算。依据AIC等信息指数，本文确定包含zt和tax（rule）t的最大滞后阶数分别为4和5，即有m＝4和n＝5。表3给出了具体估算结果，图4给出了通货膨胀率和产出缺口的现实值以及模型拟合值和1步预测值，图5给出了状态1和2的转换概率。

　　由表3中的Ljung-Box Q检验可知，通货膨胀率和产出缺口的标准残差与标准残差平方序列均不存在显著的序列相关性，表明模型设定较合理。进一步，由图5可以看出，MSVAR模型（6）和（7）较好地识别出1992年以来我国宏观经济的状态变化：状态2（即高通胀和高产出缺口）主要集中在1994年、2000年、2004年左右以及2006年初至2008年初等时期，平均持续时间为2.67个季度，而状态1的平均持续时间为5.17个季度（状态转换概率：p00＝0.807和p11＝0.626）。这表明，1992年以来我国宏观经济总体呈现出频繁变动的特点。

　　而且，模型（6）和（7）对产出缺口特别是通货膨胀率的动态变化路径也具有较好的解释力，体现在模型拟合效果较好（通货膨胀率和产出缺口的拟合残差平方和分别为6.88和8.92，明显小于不含税收政策规则情况下的拟合残差平方和）。这表明，我国税收收入规模的系统性变化（税收政策规则）对产出缺口特别是通货膨胀率的动态变化具有重要影响。事实上，由图4可以清晰地看到，模型给出的通货膨胀率和产出缺口的拟合值特别是1步预测值较现实值而言明显具有较小的波动性：通货膨胀率和产出缺口1步预测值的标准差均明显小于现实值的标准差，其中以1998年3季度以来表现得尤为突出（见表4）。因此，税收收入规模的系统性变化（即政策规则性）有助于增强税收政策的有效性，更好地促进宏观经济（包括产出和价格）稳定。特别值得指出的是，1992-1998年间我国税收政策表现为积极的和顺周期态势，明显不利于产出稳定。但即便是在这种情况下，增强税收收入规模变化的规则性，减少政策行为的随意性和不确定性，仍可在一定程度上缓解不当的税收政策对宏观经济稳定造成的不利影响。这也凸显出税收政策规则的重要性：有助于增强税收政策的透明性，进而有利于微观经济主体形成良好、稳定的政策预期，因而有利于更好地实现宏观经济稳定。

　　六、税收政策与货币政策的协调性

　　宏观调控是一项复杂的系统工程，需要多种宏观经济政策的协调配合。FTPL理论指出，宏观经济稳定需要货币政策和财政政策（往往特指税收政策）的有效配合：只有在积极的（或消极的）货币政策与消极的（或积极的）税收政策组合下，才能有效确保理性预期均衡的稳定性和唯一性，产出和价格水平才能唯一确定下来（Leeper，1991；Sims，1994；Woodbrd，2001）。因此，本节进一步考察税收政策与货币政策的协调性，以期对我国税收收入规模变化进行更加全面的政策评价。

　　具体而言，本节通过估算一个简单的货币政策规则函数，识别1992年以来我国货币政策态势变化，据此考察税收政策与货币政策之间的协调性。货币政策规则的研究由来已久。Taylor（1993）提出著名的“泰勒规则”，认为货币政策的主要目标在于确保产出和价格稳定，因而将货币政策工具（即短期名义利率）设定为通货膨胀缺口（即现实通货膨胀与目标通货膨胀的偏离程度）和产出缺口的函数。Clarida et al.（1998，2000）进一步指出，货币当局更多地是基于对未来经济形势的预判进行政策调整，一个前瞻型规则可以更好地刻画货币当局的政策行为。近年来，许多学者对我国货币政策规则进行了较深入研究，如谢平、罗雄（2002）和张屹山、张代强（2007）等。遵循这些研究的普遍做法，本文以7日平均银行间拆借利率作为货币政策工具，构建如下形式的前瞻型货币政策规则函数：

　　Chow检验表明，货币政策规则函数（8）在1998年1季度出现了显著的结构性变化（F统计量为4.78，在1%的置信水平上拒绝原假设）。因此，本文将整个样本期划分为两个子样本期（即1992年1季度至1997年4季度和1998年1季度至2009年4季度）分别估算货币政策规则函数。同样，为了考察2008年世界金融危机对我国货币政策的影响，本文也给出1998年1季度至2007年4季度间货币政策规则函数的估算。表5给出不同时期货币政策规则函数的迭代GMM估算结果，采取的工具变量包括滞后的利率、通货膨胀率、产出缺口和实际产出增长率。

责任编辑：何容

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