我國五大稅種與實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證分析

◆陳寶熙 ◆許錦鋒

一、引言

我國將實(shí)體經(jīng)濟(jì)作為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略關(guān)鍵，并出臺了一系列的稅收政策以促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。然而，我國的實(shí)體經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀仍不容樂觀，還存在不少制約實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的問題。在這形勢下，研究主要稅種與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，分析它們?nèi)绾斡绊憣?shí)體經(jīng)濟(jì)，就有著重大的現(xiàn)實(shí)意義。

在做實(shí)證之前，有必要對實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)行定義。現(xiàn)在國內(nèi)外學(xué)術(shù)界對實(shí)體經(jīng)濟(jì)都沒有一個統(tǒng)一的定義，各個學(xué)者在對實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證研究時使用的指標(biāo)也不相同。劉金全（2004）用M2 代表虛擬經(jīng)濟(jì)，GDP 代表實(shí)體經(jīng)濟(jì)。曹源芳（2008）以上證綜合指數(shù)作為虛擬經(jīng)濟(jì)變量，我國工業(yè)增加值作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量。羅能生和羅富政（2012）以金融業(yè)及房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為虛擬經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)，GDP 減去虛擬經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)。而更多的學(xué)者在做實(shí)證時則將實(shí)體經(jīng)濟(jì)等同于包括金融在內(nèi)的GDP，將虛擬經(jīng)濟(jì)等同于資本市場總額或貨幣供應(yīng)量或證券綜合指數(shù)。

實(shí)體經(jīng)濟(jì)是真正創(chuàng)造財富的經(jīng)濟(jì)形式，其涵蓋行業(yè)比虛擬經(jīng)濟(jì)要大得多，因此從實(shí)證角度出發(fā)，必須先定義虛擬經(jīng)濟(jì)，繼而反向界定實(shí)體經(jīng)濟(jì)范疇。最早提出虛擬資本這一概念的是馬克思。馬克思在《資本論》中，最早把實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)劃分開來，并描述了實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行過程。從馬克思的定義出發(fā)，不能單純地劃分哪些行業(yè)屬于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，哪些不屬于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，而是要看其對應(yīng)的具體經(jīng)濟(jì)行為是否屬于實(shí)體經(jīng)濟(jì)過程。也就是看，這一經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增值是否創(chuàng)造了價值，是否屬于實(shí)體增值。所謂實(shí)體增值，是指商品或者服務(wù)在流通過程中因?qū)嶋H需要產(chǎn)生的內(nèi)在增值；與之相對的虛擬增值則是指以商品為載體進(jìn)行的純資本流通，從而導(dǎo)致商品市場價格大幅上揚(yáng)的“增值”，其實(shí)質(zhì)就是資本的自我增值。

二、樣本選取、變量說明和數(shù)據(jù)來源

由于我國很多稅種都是自1994 年稅制改革后才開始征收的，所以樣本選取從1995 年到2013年19 年間的數(shù)據(jù)，分別包括實(shí)體經(jīng)濟(jì)（RGDP）、企業(yè)所得稅（EIT）、個人所得稅(PIT)、增值稅（VAT）、營業(yè)稅(YYT)和消費(fèi)稅(XFT)的數(shù)據(jù)。其中，實(shí)體經(jīng)濟(jì)由國內(nèi)生產(chǎn)總值減去金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的增加值，金融業(yè)是典型的虛擬經(jīng)濟(jì)，而房地產(chǎn)業(yè)既有實(shí)體經(jīng)濟(jì)成分，又有虛擬經(jīng)濟(jì)成分，但《中國統(tǒng)計年鑒》中的房地產(chǎn)業(yè)增加值不包括建筑施工活動，也不計算建筑施工創(chuàng)造的增加值，剩下的就是純粹的虛擬經(jīng)濟(jì)成分。而一些年份對農(nóng)產(chǎn)品等實(shí)體物質(zhì)進(jìn)行的炒作也算是虛擬經(jīng)濟(jì)的一部分，但是由于數(shù)據(jù)無法獲取，且相對而言數(shù)額較小，可以忽略不計。

本文從1995 年至2012 年的數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》，其中《中國統(tǒng)計年鑒》2001 年以前的企業(yè)所得稅只包括國有及集體企業(yè)所得稅，2001 年以后的企業(yè)所得稅還包括其他所有制企業(yè)部分，因此這部分的數(shù)據(jù)要通過國家稅務(wù)總局稅收收入統(tǒng)計的數(shù)據(jù)予以更替，以維持?jǐn)?shù)據(jù)口徑前后的統(tǒng)一。2013 年的稅收數(shù)據(jù)來自財政部網(wǎng)站的財政數(shù)據(jù)，國內(nèi)生產(chǎn)總值、金融業(yè)增加值、房地產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)則來自國家統(tǒng)計局的《2013 年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。另外，文章采用的統(tǒng)計分析軟件為Eviews6.0。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計分析

圖1 1995-2013 年各項(xiàng)指標(biāo)增長率

從圖1 可以看出從1995 年到2013 年實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長率曲線是一個比較平穩(wěn)的曲線，增值稅增長率、營業(yè)稅增長率和消費(fèi)稅增長率整體而言，與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長率曲線非常貼近，其中增值稅和營業(yè)稅的增長率上升或者下降的年份與實(shí)體經(jīng)濟(jì)完全一致，增長速度也十分接近，這與流轉(zhuǎn)稅在我國稅制結(jié)構(gòu)中的主體地位十分吻合。消費(fèi)稅增長率在2009 年突然提高，這主要是由于2009 年實(shí)行了燃油費(fèi)改稅。企業(yè)所得稅和個人所得稅的增長率曲線一開始波動較大，后來逐漸趨于平穩(wěn)并貼近實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長率曲線，其中由于2011 年基于結(jié)構(gòu)性減稅實(shí)行了個人所得稅改革，個人所得稅收入在2011 年出現(xiàn)負(fù)增長。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了減少模型變量間的波動性，消除異方差，以及得出變量增長率之間的關(guān)系，對所有變量取自然對數(shù)形式。由于變量樣本是時間序列數(shù)據(jù)，為了避免變量之間出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，必須對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文首先通過AIC 準(zhǔn)則確認(rèn)各變量的滯后階數(shù)，再采用ADF 方法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示：

表1 各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

對各變量進(jìn)行二階差分后，在10%的顯著性水平上所有變量均通過單位根檢驗(yàn)。可見Lnrgdp與LNEIT、LNPIT、LNVAT、LNYYT、LNXFT 均是二階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

（三）方程的回歸估計與協(xié)整檢驗(yàn)

利用OLS 法（最小二乘法）建立線性回歸模型，由于所求得的回歸方程的DW 值都小于dL=1.08（N=19，K=2，取顯著性水平α 為5%時），說明回歸模型存在一階正自相關(guān)。為修正自相關(guān)性，在模型中加入AR（1），采用OLS 回歸方法估計，結(jié)果如下：

調(diào)整后的模型DW 值都在區(qū)間[dU，4-dL]內(nèi)，說明調(diào)整后的模型不存在一階正相關(guān)。

下面對調(diào)整后的回歸方程的殘差序列的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，進(jìn)而判斷因變量與自變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示：

表2 回歸方程殘差的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

由表2 的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在1%的顯著性水平下T 統(tǒng)計值小于給定的標(biāo)準(zhǔn)值，接受不存在單位根的結(jié)論。因此可以確定回歸方程式1、式2、式3、式4、式5 的殘差是平穩(wěn)序列，說明這五個稅種收入與實(shí)體經(jīng)濟(jì)存在長期均衡關(guān)系。

（四）Grange 因果檢驗(yàn)

Granger 因果檢驗(yàn)是用于分析兩個變量之間Granger 因果關(guān)系的一種常用方法。在前文實(shí)證研究中可以得出，RGDP、EIT、PIT、VAT、YYT 和XFT 在二階差分下是平穩(wěn)序列，且調(diào)整后的回歸模型的殘差RESID 通過了ADF 檢驗(yàn)，是平穩(wěn)序列，滿足Granger 因果檢驗(yàn)的前提條件，在取1 到4 階滯后的情況下，得到表3 所示結(jié)果。

表3 Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在10%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著。

四、實(shí)證分析的結(jié)論與啟示

從調(diào)整后的回歸模型，可以得出企業(yè)所得稅收入增加1%時，實(shí)體經(jīng)濟(jì)總量增加0.113899%；個人所得稅收入增加1%時，實(shí)體經(jīng)濟(jì)總量增加0.727112%；增值稅收入增加1%時，實(shí)體經(jīng)濟(jì)總量增加0.635711%；消費(fèi)稅收入增加1%時，實(shí)體經(jīng)濟(jì)總量減少0.008897%；營業(yè)稅收入增加1%時，實(shí)體經(jīng)濟(jì)總量增加0.764757%。在所得稅方面，個人所得稅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響比企業(yè)所得稅大，因此應(yīng)該更加注重個人所得稅的完善。在流轉(zhuǎn)稅方面，營業(yè)稅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響最大，其次為增值稅，而消費(fèi)稅的影響為負(fù)。營業(yè)稅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響比增值稅大的原因，可能在于虛擬經(jīng)濟(jì)組成成分的金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)大多繳納營業(yè)稅，營業(yè)稅通過影響虛擬經(jīng)濟(jì)，加大了自身對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。消費(fèi)稅的影響為負(fù)，但其回歸系數(shù)很小，對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響不大明顯，這說明目前我國消費(fèi)稅不夠完善，一方面是消費(fèi)稅稅收收入太少，無法對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重大影響；另一方面則是消費(fèi)稅的征稅范圍太過狹窄，沒有從調(diào)節(jié)收入分配和促進(jìn)資源配置方面來促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

根據(jù)Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果，企業(yè)所得稅和實(shí)體經(jīng)濟(jì)互為因果，且企業(yè)所得稅可以對后三年的實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著影響，實(shí)體經(jīng)濟(jì)可以對后四年的企業(yè)所得稅收入產(chǎn)生顯著影響。可見，企業(yè)所得稅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響是一個長達(dá)3 年的過程，我們在制定企業(yè)所得稅稅收政策的時候，不能只考慮當(dāng)前的情況，還要考慮政策的長期影響。個人所得稅是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的Granger 原因，且對第三年和第四年的實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著影響，這說明個人所得稅的稅收政策調(diào)整在短期內(nèi)影響不大，主要是對長期的影響，因此，個人所得稅的完善要注重對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的長期效應(yīng)。增值稅和實(shí)體經(jīng)濟(jì)互為因果，且增值稅在長期內(nèi)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著影響，這與增值稅為我國第一大稅種相符合，所以要注重增值稅調(diào)整對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的短期和長期的影響。營業(yè)稅和實(shí)體經(jīng)濟(jì)互為因果，其中營業(yè)稅對第一年的實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響不顯著，對第二年和第三年的實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響非常顯著，第四年影響相對降低。可見，營業(yè)稅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響存在滯后性。因此，在制定相關(guān)營業(yè)稅稅收政策時，要有先見性，提前注意到營業(yè)稅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的制約問題。消費(fèi)稅和營業(yè)稅的情況類似，但影響的顯著性較營業(yè)稅低。同時，針對實(shí)體經(jīng)濟(jì)問題進(jìn)行臨時性的稅收政策調(diào)整，應(yīng)主要是能夠?qū)?shí)體經(jīng)濟(jì)下一年產(chǎn)生顯著影響的企業(yè)所得稅和增值稅的稅收政策調(diào)整。

[1]廣東省地方稅收研究會課題組.扶持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的稅收政策研究[J].廣東經(jīng)濟(jì),2012,(8).

[2]劉金全.虛擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間關(guān)聯(lián)性的計量檢驗(yàn)[J].中國社會科學(xué),2004,(4).

[3]曹源芳.我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)的背離關(guān)系：基于1998—2008 年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較,2008,(6).

[4]羅能生,羅富政.改革開放以來我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)演變趨勢及其影響因素研究[J].中國軟科學(xué), 2012,(11).

[5]成思危.虛擬經(jīng)濟(jì)與金融危機(jī)[J].管理科學(xué)學(xué)報,1999,(1).