本文關鍵詞：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，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（中）

賈俊雪

　　圖2顯示，樣本期內，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)濟過熱，產(chǎn)出缺口由負值逐步變?yōu)檎�值；但�?998年亞洲金融危機的沖擊影響下又變?yōu)樨撝担�并一直持續(xù)到2006年底才重又變?yōu)檎�值�?007年底達到峰值），2008年以來在世界金融危機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“積極財政政策”的實施，我國政府債務規(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“積極財政政策”的淡出，政府債務規(guī)模出現(xiàn)較大幅度的下降。2008年以來，為了應對世界金融危機的不利影響，我國政府再次啟動了“積極財政政策”，政府債務規(guī)模隨之出現(xiàn)一輪較明顯的上漲。不過，樣本期內我國政府債務狀況總體較為穩(wěn)�。赫�府債務比率的季度均值為50.5%，意味著年度均值為10.8%。

　　（三）估算結果

　　1992年以來，伴隨著經(jīng)濟體制特別是財稅體制改革的逐步深化，我國稅收政策的作用機制也發(fā)生了明顯改變，意味著稅收政策規(guī)則函數(shù)（5）可能存在結構性斷點問題。事實上，Chow檢驗表明，稅收政策規(guī)則函數(shù)（5）在1998年3季度出現(xiàn)顯著的結構性變化（F統(tǒng)計量為10.6，在1%的置信水平上拒絕原假設）。因此，本文將整個樣本期劃分為兩個子樣本期（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子樣本期內將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年世界金融危機對我國稅收政策的影響。表1給出不同時期稅收政策規(guī)則函數(shù)的迭代GMM估算結果。圖2給出我國稅收收入比率的現(xiàn)實變化（即現(xiàn)實值）與系統(tǒng)性變化（基于兩個子樣本期的預測值即稅收收入比率的規(guī)則值）。

　　對于兩個子樣本期而言，表1中的Hansen過度識別檢驗表明，工具變量均是有效的，意味著本文的模型設定是可取的。結構性參數(shù)的估算結果表明，我國稅收收入比率與政府債務和產(chǎn)出缺口之間存在著系統(tǒng)性函數(shù)關系，體現(xiàn)在參數(shù)ρ、α和β總體具有較好的統(tǒng)計顯著性。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。進一步，，由圖3可以看出，稅收收入比率的規(guī)則值與現(xiàn)實值之間保持了較好的一致性，因而可審慎地認為，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)展變化并非是一個罕見而特殊的經(jīng)濟現(xiàn)象，而是呈現(xiàn)出較強的規(guī)律性——其更多地表現(xiàn)為稅收政策對于宏觀經(jīng)濟走勢和政府債務狀況變化的一種系統(tǒng)性反應。顯然，這對于更好地認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，另一方面也表明，進一步增強稅收收入規(guī)模變化的系統(tǒng)性和政策規(guī)則性將是今后我國財稅體制改革和稅收政策體系建設的一個核心。

　　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)模變化在不同時期呈現(xiàn)出不同的政策態(tài)勢，體現(xiàn)在兩個子樣本期內結構性參數(shù)的估算結果存在明顯差異：1992年1季度至1998年2季度，參數(shù)。不具有統(tǒng)計顯著性，參數(shù)β顯著為負，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，體現(xiàn)在參數(shù)α和β均為正值且具有很好的統(tǒng)計顯著性，有助于確保政府債務的可持續(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季度這兩個時期的估算結果可以看出，2008年世界金融危機沒有明顯改變1998年以來我國稅收收入規(guī)模變化的基本政策態(tài)勢。這兩個時期結構性參數(shù)的估算結果較為接近。

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

　　1994年分稅制改革通過財權大幅集中確立了中央財政在整個財政分配中的主導地位，極大增強了中央政府運用稅收政策有效調控經(jīng)濟和控制政府債務規(guī)模的能力。同時，隨著我國經(jīng)濟結構和稅制的逐步優(yōu)化，稅收自動穩(wěn)定器功能也得到增強。更為重要的是，1998年，為了有效應對亞洲金融危機的不利影響，我國首次實施了以大幅增加公共投資為核心特點的反周期財政政策——“積極財政政策”，導致政府債務規(guī)�？焖僭黾�。經(jīng)濟的持續(xù)低迷和政府債務規(guī)模的急劇攀升，都迫切要求中央政府轉變政策理念，積極運用稅收政策以更好實現(xiàn)產(chǎn)出穩(wěn)定特別是確保政府債務的可持續(xù)性。正是在此背景下，伴隨著結構性減稅，一輪由中央政府主導的自上而下的稅收征管強化“運動”拉開了序幕，并日益成為我國稅收經(jīng)濟生活中的一種常態(tài)（金人慶，2002；高培勇，2006）。這一特點在2008年世界金融危機期間也得到了鮮明體現(xiàn)：4萬億投資計劃的推出導致我國財政赤字和政府債務規(guī)模大幅攀升，為了確保較穩(wěn)健的政府債務和財政狀況，在實施增值稅轉型、提高出口退稅率等一系列減稅政策以刺激經(jīng)濟的同時，財稅當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年下半年實施的以財政穩(wěn)固（fiscal consolidation）為核心特點的“穩(wěn)健財政政策”（郭慶旺、賈俊雪，2006）期間，隨著財政赤字和政府債務規(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“積極財政政策”帶來財稅政策理念的轉變，促使我國政府開始積極運用稅收政策以熨平經(jīng)濟波動、確保政府債務穩(wěn)定。這為20世紀90年代中期以來我國宏觀經(jīng)濟日趨穩(wěn)定，特別是較穩(wěn)健的政府債務狀況奠定了良好政策基礎。

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

　　上述分析表明，中國稅收收入規(guī)模變化蘊涵著深刻的政策含義：20世紀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)勢轉變，即更加積極地追求產(chǎn)出穩(wěn)定特別是政府債務可持續(xù)性的結果，較好地符合了我國宏觀經(jīng)濟和政府債務穩(wěn)定的內在要求。同時也意味著，我們在認識和理解我國稅收收入規(guī)模變化時應充分考慮到財稅當局雙重政策目標（即確保政府債務可持續(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

　　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稅收政策的有效性，更好地促進宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定？顯然，澄清這一問題有助于更好地認識政策規(guī)則的重要性，為今后我國稅收政策的科學制定和實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)濟穩(wěn)定的影響。

　　（一）MSVAR模型

　　借鑒Favero&Monacelli（2003）的做法，本文構建一個包含稅收政策規(guī)則的宏觀經(jīng)濟向量自回歸模型，在模型中考慮各種宏觀經(jīng)濟沖擊但略去外生的稅收政策沖擊，即假定在應對各種宏觀經(jīng)濟沖擊時，政策當局始終嚴格遵循上節(jié)給出的政策規(guī)則來制定和實施稅收政策；據(jù)此，給出主要宏觀經(jīng)濟變量（包括產(chǎn)出缺口和通貨膨脹率）的模型擬合值與1步預測值，通過比較模型擬合值、1步預測值與現(xiàn)實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)濟穩(wěn)定的影響�？紤]到1992年以來我國宏觀經(jīng)濟可能存在顯著的結構性變化，這會導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地結合起來，可以很好地刻畫經(jīng)濟變量的非線性動態(tài)特征，以及變量間的非線性影響，因此近年來廣泛應用于經(jīng)濟周期波動及相關研究中（Krolzig，1998）。特別地，本文構建如下形式的MSVAR模型：

　�。ǘ�）結果分析

　　本文使用的通貨膨脹率數(shù)據(jù)是依據(jù)環(huán)比消費價格指數(shù)（CPI）測算的。目前，我國公開的統(tǒng)計資料僅有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時序數(shù)據(jù)，在利用X-12消除季節(jié)因素后依據(jù)3個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給出了具體估算結果，圖4給出了通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的現(xiàn)實值以及模型擬合值和1步預測值，圖5給出了狀態(tài)1和2的轉換概率。

　　由表3中的Ljung-Box Q檢驗可知，通貨膨脹率和產(chǎn)出缺口的標準殘差與標準殘差平方序列均不存在顯著的序列相關性，表明模型設定較合理。進一步，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年初等時期，平均持續(xù)時間為2.67個季度，而狀態(tài)1的平均持續(xù)時間為5.17個季度（狀態(tài)轉換概率：p00＝0.807和p11＝0.626）。這表明，1992年以來我國宏觀經(jīng)濟總體呈現(xiàn)出頻繁變動的特點。

　　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步預測值較現(xiàn)實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步預測值的標準差均明顯小于現(xiàn)實值的標準差，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）有助于增強稅收政策的有效性，更好地促進宏觀經(jīng)濟（包括產(chǎn)出和價格）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?shù)亩愂照�策對宏觀經(jīng)濟穩(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：有助于增強稅收政策的透明性，進而有利于微觀經(jīng)濟主體形成良好、穩(wěn)定的政策預期，因而有利于更好地實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定。

　　六、稅收政策與貨幣政策的協(xié)調性

　　宏觀調控是一項復雜的系統(tǒng)工程，需要多種宏觀經(jīng)濟政策的協(xié)調配合。FTPL理論指出，宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定需要貨幣政策和財政政策（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期均衡的穩(wěn)定性和唯一性，產(chǎn)出和價格水平才能唯一確定下來（Leeper，1991；Sims，1994；Woodbrd，2001）。因此，本節(jié)進一步考察稅收政策與貨幣政策的協(xié)調性，以期對我國稅收收入規(guī)模變化進行更加全面的政策評價。

　　具體而言，本節(jié)通過估算一個簡單的貨幣政策規(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”，認為貨幣政策的主要目標在于確保產(chǎn)出和價格穩(wěn)定，因而將貨幣政策工具（即短期名義利率）設定為通貨膨脹缺口（即現(xiàn)實通貨膨脹與目標通貨膨脹的偏離程度）和產(chǎn)出缺口的函數(shù)。Clarida et al.（1998，2000）進一步指出，貨幣當局更多地是基于對未來經(jīng)濟形勢的預判進行政策調整，一個前瞻型規(guī)則可以更好地刻畫貨幣當局的政策行為。近年來，許多學者對我國貨幣政策規(guī)則進行了較深入研究，如謝平、羅雄（2002）和張屹山、張代強（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，構建如下形式的前瞻型貨幣政策規(guī)則函數(shù)：

　　Chow檢驗表明，貨幣政策規(guī)則函數(shù)（8）在1998年1季度出現(xiàn)了顯著的結構性變化（F統(tǒng)計量為4.78，在1%的置信水平上拒絕原假設）。因此，本文將整個樣本期劃分為兩個子樣本期（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給出不同時期貨幣政策規(guī)則函數(shù)的迭代GMM估算結果，采取的工具變量包括滯后的利率、通貨膨脹率、產(chǎn)出缺口和實際產(chǎn)出增長率。

責任編輯：何容

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