一般公共預算非稅收入對經濟增長的效應研究

周美彤

（渤海大學，遼寧 錦州 121000）

一、引言

按照2004年財政部下發的《關于加強政府非稅收入管理的通知》一文中對非稅收入的界定，非稅收入是指除稅收之外，由各級政府、國家機關、事業單位、代行政府職能的社會團體等，依法利用政府權力、國家資源、國有資產等提供特定公共服務（準公共服務）取得并用于滿足社會公共需要（準公共需要）的財政資金。其具體項目包括行政事業性收費、政府性基金收入、罰沒收入、國有資產（資源）有償使用收入等，并根據性質和內容的不同將非稅收入分別納入一般公共預算、政府性基金預算和國有資本經營預算，其中一般公共預算內的非稅收入包括專項收入、行政事業性收入、罰沒收入、國有資本經營收入、國有資產（資源）有償使用收入和其他收入。

作為財政收入的重要來源，非稅收入參與國民經濟的分配和再分配，對經濟增長的貢獻不言而喻。隨著分稅制改革的不斷深入，形成了財力越來越集中于中央，而事權與支出責任轉移到地方的格局，稅收收入已經難以滿足地方財政的需要，非稅收入成為了地方政府籌集資金的主要途徑，非稅收入對經濟增長的貢獻也因此得到了學術界的廣泛關注。從現有的文獻看，主要形成了以下幾種觀點：第一種觀點認為非稅收入對經濟增長的影響為正（王小利，2004；劉寒波等，2008；王喬，2009；劉志雄，2012；白彥鋒等，2013）。這些研究的共同點是建立變量間的VAR模型進行實證分析，而不同之處在于所選擇的變量存在一定差異。第二種觀點認為非稅收入阻礙經濟增長。王玉華、劉貝貝(2008)通過建立稅收、非稅收入、經濟增長之間的VAR模型，利用脈沖響應和方差分解的分析方法，實證求出非稅收入對經濟增長貢獻為負，因此應該嚴格限制非稅收入的增長。第三種觀點認為非稅收入對經濟增長的效應具有區域差異性。楊亞、沈肇章(2017)利用31個省際面板數據，建立固定效應和隨機效應模型，得出結論：經濟發達程度不同的地區，非稅收入對經濟增長的貢獻也不一樣。在經濟不發達的地區，提高非稅收入可以促進區域經濟增長，對經濟欠發達區域的經濟增長效應不顯著，而對經濟發達地區的經濟增長具有不利影響。第四種觀點認為基于對非稅收入結構的分析，認為罰沒收入、政府性基金收入、國有資源有償使用收入對經濟增長作用為正，而行政事業性收費對經濟增長影響不顯著（張亞斌等，2014）。

通過對現有文獻的梳理，可以看出大部分文獻是從總量上對非稅收入的經濟增長效應進行分析，僅有少部分文獻涉及了非稅收入組成結構對經濟增長的貢獻。除少部分研究外，絕大部分的研究都是建立在VAR模型分析的基礎上，區別只在于選擇變量種類和數量上的差異，說明了對這一問題的計量研究方法過于單一。此外，就現有文獻看，更多的文獻是通過建立計量模型進行分析，缺少關于非稅收入與經濟增長關系的理論模型的研究。

為此，為了補充現有文獻研究，文章試圖構建理論模型，證明非稅收入與經濟增長關系呈現倒“U”型，也就是說，非稅收入對經濟增長的貢獻存在最大值，這一最大值點與非稅收入彈性有關。此外，文章利用面板數據的計量模型，實證求出非稅收入總量對經濟增長貢獻的最大值，并從非稅收入的構成出發，求出了非稅收入的各個組成部分對經濟增長的貢獻。與已有文獻相比，文章的突出貢獻在于理論模型的建立和計量分析方法上的創新。

文章余下部分的結構安排如下：第二部分從國內和國外兩個方面對現有文獻進行綜述；第三部分建立理論模型；第四部分對有關變量和數據進行說明；第五部分建立面板數據的固定效應和隨機效應模型進行實證分析；第六部分是研究結論和對策建議。

二、文獻綜述

本部分主要圍繞非稅收入對經濟增長的貢獻這一論題，對國內外相關文獻進行闡述和梳理，國外的研究更多地側重于政府收支結構對經濟增長的影響，對非稅收入的經濟增長效應關注較少，而國內學者對這一問題更多地側重于構建VAR模型的計量分析方法，并且研究結論不一致。

1.國外研究

Raimondo(1992)認為政府對公眾征收的費用對經濟效率和經濟增長具有一定影響，因此需要考慮公共物品分配時的公平問題。Hyman(1993)認為政府收費是為了更好地促進地區經濟增長，所以應當適時適當地增加政府購買性支出，也可以適當削減政府經營費用，相對增加財政收入。Kneller(1999)通過研究OECD的20多個國家財政政策對經濟增長的貢獻，認為非稅收入對經濟增長的作用整體上是負向，但是負效應并不明顯。Gemmell(2013)利用23個OECD國家的面板數據模型測度財政分權對經濟增長的效應，證明非稅收入的分權指標能夠增強非稅收入對經濟增長的正向作用效果，這在一定程度上說明了非稅收入對經濟增長的促進作用。

2.國內研究

在國內，已有眾多學者關注非稅收入對經濟增長的貢獻，但是研究結論不盡相同，大部分研究指向非稅收入對經濟增長具有正向效果。王小利(2004)以預算外支出作為非稅收入的替代變量，利用1978—2003年的數據建立預算外收入與GDP之間的VAR模型，研究發現非稅收入對經濟增長具有正向促進作用，并且兩者存在長期均衡關系。劉寒波、李晶、姚興伍(2008)在選取變量時，將非稅收入看作是一般預算內收入和預算外資金之和，構建VAR模型研究非稅收入與經濟增長的關系，從而說明非稅收入對經濟增長作用為正。王喬(2009)建立預算外收入與GDP之間的協整檢驗，證明非稅收入正向作用于經濟增長，經濟增長也會反作用于非稅收入。劉志雄(2012)利用全國31個省際面板數據實證分析非稅收入對經濟增長的促進作用，并且證明西部地區的作用效果要強于東部和中部地區。白彥鋒等(2013)立足于全國、中央、地方三個層面，構建稅收收入、非稅收入和GDP之間VAR模型，研究三者之間的動態關系，他認為，非稅收入對經濟增長不存在擠出效應，非稅收入尚在可控范圍之內，并且非稅收入與稅收收入不存在明顯的替代關系。除此之外，一部分學者通過研究發現非稅收入對經濟增長的作用效果為負，不利于經濟增長。蘇明(2000)認為如果非稅收入大量游離于預算之外，就會造成非稅收入規模過于龐大，增加了地區企業和居民的負擔，這樣將不利于地區經濟增長。李志友(2003)則認為非稅收入的規模過大會擠占地方稅收收入，削弱了中央對地方經濟的調控能力，對地方經濟增長不利。同樣，田志剛(2004)也認為非稅收入制約了地區居民消費需求和企業有效生產，阻礙經濟的健康發展。王玉華、劉貝貝(2008)，李濤等(2011)通過實證分析也得出了非稅收入阻礙經濟增長的結論。

綜上所述，已有文獻從計量分析的角度定量地研究了非稅收入、稅收收入與經濟增長的關系。如果將財政收入看作是非稅收入和稅收收入之和，構建包括消費者、生產者以及政府在內的三部門拉姆齊經濟增長模型，通過漢密爾頓方程和拉格朗日函數證明得出非稅收入對經濟增長具有最優作用效果，并且非稅收入組成部分對經濟增長的貢獻也具有最大值，這一研究結論是對現有文獻研究方法的補充，研究所采用的分析方法對現有文獻在理論研究上進行了完善。

三、理論模型的建立

借鑒龔六堂、鄒恒甫(2002)、殷德生(2004)的建模方法，構建政府部門、代表性廠商、代表性消費者三部門最優化模型，以便求出使人均產出增長率最大化的非稅收入占財政收入的比重。

具體推導過程如下：

1.政府行為

假設Sg=πY，Sg1=π1Sg，Sg2=π2Sg，其中，π為財政收入占國內生產總值的比重，π1，π2分別為政府稅收收入、非稅收入占財政收入的比重。S=Sg1+Sg2，Sg1為稅收收入；Sg2為非稅收入；S為財政收入。

2.代表性廠商行為

假設Cobb—Douglas生產函數：

其中，Sp為私人儲蓄，Sg1為稅收收入；Sg2為非稅收入；S為政府財政收入，Sg為政府公共儲蓄，S=Sg1+Sg2=Sg；b，f分別為稅收收入占總財政收入的彈性和非稅收入占總財政收入的彈性。

假設0＜a＜1，0＜b＜1，0＜f＜1，a+b+f=1，式(1)為生產規模報酬不變的生產函數，即若t=1/S則式(1)為Y/S=(Sp/S)a(Sg1/S)b(Sg2/S)f。

3.代表性消費者行為

4.非稅收入的規模對經濟增長的影響

求解上述問題的最大化的解，構建漢密爾頓方程：

式(1)的一階條件為：

由于人均產出增長率公式為：

求R(t)函數關于Sg2/S的最大值。其中：

對R(t)求導數：

5.使經濟增長最大化的非稅收入最優結構

一般公共預算內非稅收入由專項收入、行政事業性收入、罰沒收入、國有資本經營收入、國有資產（資源）有償使用收入以及其他收入組成。設專項收入為χ1，行政事業性收入為χ2，罰沒收入為χ3，國有資本經營收入為χ4，國有資產（資源）有償使用收入為χ5，其他收入為χ6，則Sg2=χ1+χ2+χ3+χ4+χ5+χ6。

并且Sg2=χ1+χ2+χ3+χ4+χ5+χ6，建立拉格朗日生產函數，求使產量最大化的非稅收入的最優結構。

將式(6)～(11)計算并帶入Sg2=χ1+χ2+χ3+χ4+χ5+χ6，則整理得：

四、主要變量的解釋說明與數據選取

1.非稅收入、稅收與GDP

如圖1所示，根據歷年《中國統計年鑒》，文章選取1978—2017年的數據，可以看出GDP與稅收收入呈現同方向增長，從而說明GDP與稅收收入具有正向相關關系，而非稅收入與GDP呈現非線性關系，類似于一種倒“U”型的關系，GDP在某一點之前與非稅收入呈現正相關關系，到達該點之后非稅收入與GDP則呈現負向相關關系。

圖1 1978—2017年稅收、非稅收入與GDP的關系

2.政府非稅收入的主要形式

非稅收入是政府財政收入的重要補充形式，根據2013年以后的《中國統計年鑒》中財政一般公共預算收入表所列，非稅收入主要包括以下六種收入形式，如表1所示。

表1 2014—2018年一般公共預算內非稅收入各分項收入情況（單位：億元）

從表1可以看出，國有資產（資源）有償使用收入和專項收入在政府非稅收入中占主體地位，并呈現出逐年遞增的趨勢，行政事業性收入在非稅收入中的比例逐年下降。罰沒收入、國有資本經營收入、其他收入波動幅度保持相對穩定，這說明，隨著非稅收入改革的不斷深入和非稅收入結構的不斷優化，非稅收入的整體格局正逐步表現出良性的發展態勢，各項收入保持平穩并表現出規范化的特征。

從圖2可以看出，2014—2018年各類非稅收入數量有升有降，并且變化幅度比較明顯。其中，呈現明顯遞增趨勢的有：專項收入，從2014年的3711.35億元上升至2018年的7523.38億元，增長率達到102%；罰沒收入，從2014年的1721.82億元增加至2018年的2659.18億元，增長幅度為54.4%。國有資產（資源）有償使用收入從2014年的4366.77億元增長至7075.98億元，增長率為62%。

圖2 2014—2018年非稅收入各項目數量情況

呈現遞減趨勢的有：行政事業性收入，從2014年的5206億元下降到2018年的3925.45億元。行政事業性收入減少的原因在于為了給民營企業和中小微企業減負，促進其發展，中國政府積極推行減稅降費政策，從近幾年行政事業性收入的大幅減少可以看出這項政策收效顯著。

3.數據的選取和變量的說明

文章將中國30個省份（不包括西藏和港澳臺地區）的非稅收入作為研究對象，考慮到2007年之后非稅收入在衡量口徑上的變化，因此選取2007—2017年的地方省份的相關數據進行面板數據模型的回歸分析。為了消除面板數據模型可能帶來的異方差和非線性等問題，借鑒楊亞、沈肇章(2017)處理方法，對所有變量進行對數化的處理。所有數據來源于2008—2018年的《中國財政年鑒》和《中國統計年鑒》。

文章選用各省份的實際GDP來衡量經濟增長。解釋變量為各省份的一般公共預算內的非稅收入總量，記為FTAX，其中非稅收入的結構包括六項收入，分別為專項收入(ZINCOME)、行政事業性收入(XINCOME)、罰沒收入(FINCOME)、國有資本經營收入(GINCOME1)、國有資產（資源）有償使用收入(GINCOME2)、其他收入(QINCOME)，其他的控制變量包括固定資本投資總額CAP、稅收收入TAX。

對所有變量取對數后的統計量描述如表2所示。

表2 各主要變量的描述性統計

五、實證分析

1.計量模型的構建

文章旨在通過省級面板數據研究非稅收入對經濟增長的倒“U”型效應，選擇省級面板數據進行分析的好處在于通過樣本數量的增多，可以增強分析的準確性，增加了自由度。計量模型設定如下：

二次項模型是研究非線性關系最優的方法，引入非稅收入的二次項，建立非稅收入與經濟增長的二次函數，如果二次項系數回歸結果為負，這說明非稅收入與經濟增長為倒“U”型的非線性關系。

根據Cobb—Douglas生產函數：GDP=CAPαTAXβFTAXγ，對這個生產函數求對數，函數變為：LGDP=αLCAP+βLTAX+γLFTAX，這個函數計量模型的形式即為模型2，這個模型2是對非稅收入總量進行分析。

模型3加入非稅收入結構中的六個收入項目，分析非稅收入構成對經濟增長的貢獻度。

2.面板數據的檢驗

（1）單位根檢驗

由于時間序列數據的非平穩性可能會造成虛假回歸的問題，因此在進行模型回歸之前，需要對面板數據進行單位根檢驗，為了增強檢驗結果的準確率，使計量分析更加穩健，采用LLC和ADF-Fisher這兩種面板單位根檢驗方法。檢驗結果如表3所示。

表3 面板單位根檢驗結果

由表3可以得到，在10%的顯著性水平下，各統計變量拒絕存在單位根的原假設，這說明面板數據是平穩的，可以進行協整檢驗。

（2）協整檢驗

通過面板數據的單位根檢驗，該序列的數據是平穩的，滿足協整關系檢驗的基本條件，因此進行協整檢驗，以確定時間序列是否存在長期均衡的協整關系。檢驗結果如表4所示。

表4 面板數據的協整檢驗結果

依據表4所示，Kao檢驗的P值接近零值，拒絕不存在協整關系的原假設，說明各變量之間存在長期均衡的協整關系。在Pedroni檢驗，由于樣本量的時間跨度為2007—2017年(T=11)，所以Panel PP-Statistic和Group PP-Statistic統計量的檢驗效果最好，Panel v-Statistic和Group rho-Statistic的檢驗效果最差。在10%的顯著性水平下，Panel PP-Statistic、Panel ADFStatistic、Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic都拒絕了不存在協整關系的原假設，通過以上兩種協整關系的檢驗方法，說明選取的變量之間存在長期均衡的協整關系。

（3）LR檢驗

面板數據模型主要有三種形式：混合效應模型、固定效應模型和隨機效應模型，因此在進行面板數據的模型之前需要首先確定模型的選擇形式，在原假設為固定效應假設前提下選取LR檢驗確定面板數據是否采用混合效應模型，如果拒絕原假設說明模型應該選取混合效應模型進行回歸分析。模型1的LR檢驗結果見表5。

表5 LR檢驗

從表5可以看出，在5%顯著性水平下，拒絕個體固定效應模型的假設，模型1應該選擇混合效應模型進行分析。

（4）Hausman檢驗

在拒絕了混合效應模型的情況下，在隨機效應模型下，利用Hausman檢驗來驗證模型是否應該采用隨機效應模型或者是固定效應模型，如果在5%的顯著性水平下，拒絕采用隨機效應的原假設，則說明模型2和模型3應該采取固定效應形式。Hausman檢驗結果整理如表6所示：

表6 Hausman檢驗

從表6中得到，在隨機效應下，進行Hausman檢驗的P值為1，說明模型不能拒絕采用隨機效應形式的原假設，所以面板數據模型應該采用隨機效應模型。

3.模型的回歸與結果分析

根據模型1：

其中：GDPi為30個省份（不包括港澳臺和西藏）的實際國內生產總值，TAXi為30個省份的稅收收入，FTAXi為30個省份的一般公共預算內的非稅收入總額，FTAXi2為引入的二次項，通過二次項前面的系數符號來判斷回歸模型所表示的二次函數是否呈現倒“U”型，如果系數為負，即為倒“U”型的函數，這也意味著非稅收入與經濟增長具有倒“U”型的非線性關系，非稅收入存在最大值點，也就是最優的非稅收入。∏μi表示除非稅收入外對經濟增長具有貢獻的其他變量，包括稅收收入、固定資產投資等，所有變量均采取對數化處理、選擇混合效應模型進行分析，運用Eviews6.0進行數據的回歸分析，得到的回歸結果如表7所示。

從表7中可以看到，R2統計量和調整的R2統計量的值為0.91，接近于1，說明方程擬合得很好，F統計量的值為827.2927，遠大于臨界值，Pro(F-statistic)接近于0，這些說明方程很好地通過了顯著性檢驗，解釋變量和控制變量的概率都小于0.5，說明在5%的顯著水平下，通過了系數的顯著性檢驗，據此分析，所建立的混合效應模型很好地擬合了非稅收入對經濟增長的影響，回歸方程整理如下：

表7 混合效應模型回歸結果

根據上述的回歸模型，二次項LFTAX2的系數為-0.0232，說明二次函數的二階導數為負，因此函數有最大值，因此函數圖像為倒“U”型，這也說明了非稅收入對經濟增長具有倒“U”型的非線性效應，非稅收入在最大值點時，對應的經濟增長量最大，這就是最優的非稅收入。

根據模型2：

對式(14)左右兩邊取對數，函數變為：lnY=alnSp+blnSg1+flnSg2

其中，Sp為固定資產投資額，Sg1為稅收收入，Sg2為非稅收入，該生產函數的計量經濟模型的形式就是模型2，根據理論模型，最優的非稅收入占財政收入的比重即為：選取2007—2017年30個省份的相關數據進行面板數據模型回歸，由于Hausman檢驗結果，采取隨機效應模型對模型2進行分析，回歸結果如表8所示。

表8 隨機效應模型回歸結果

根據變截距隨機效應模型的結果，模型2的回歸方程整理為式(15)：

根據模型3：

以上都是針對非稅收入總量對經濟增長貢獻的分析，模型3側重于從非稅收入的結構對經濟增長的作用，依然根據柯布-道格拉斯生產函數：

將該生產函數兩邊取對數，

式(17)的計量模型形式如模型3所示，利用隨機效應模型對模型3進行回歸分析，結構見表9。

表9 非稅收入按內部結構進行隨機效應回歸結構

根據表9，R2和調整的R2統計量的值為0.95，接近于1，說明模型3的擬合效果很好，F統計量的值為616.7228遠大于臨界值，對應的P值接近0，說明方程通過了顯著性檢驗，建立的隨機效應模型很好地反映了一般公共預算下的非稅收入內部各組成收入對經濟增長的影響機制，回歸方程整理如下：

根據回歸方程，專項收入、罰沒收入、國有資產（資源）有償使用收入對經濟增長的作用呈現正向關系，并且罰沒收入對經濟增長的影響最大，罰沒收入占非稅收入的比重可表示為此時罰沒收入對經濟增長的貢獻最大，國有資產資源占比達到16.14%時，經濟增長效應最大，專項收入占比達到19.65%時，對經濟增長的貢獻最大；行政事業性收費、國有資本經營收入對經濟增長的影響為負向，因此減少行政事業性收費和國有資本經營收入對經濟增長具有重要意義。

得到上述結論的原因主要有以下幾點：首先，在中國現行經濟條件和政治環境下，罰沒收入的征收旨在維護正常的市場秩序和經濟規章制度，確保市場經濟得以良性運行，是非稅收入中最直接、最有效的一種手段。罰沒收入的存在，很好地糾正了市場失靈所帶來的負面外部效應，有效抑制了公共產品使用中的免費搭車行為和不正當行為，進一步優化了社會的資源配置，從而促進了經濟增長；其次，中國政府對國有資產（資源）具有所有權，該類非稅收入對經濟增長的貢獻不言而喻且與國有資產億元所有量和開發利用率有關系，國有資產（資源）越豐富的地區，國有資源資產有償使用收入對經濟增長的貢獻越大，這與地區的要素稟賦優勢密切相關。隨著中國市場經濟的深入發展和生態環保意識的增強，中國政府提高了保護國有資產（資源）的意識，使得國有資產資源的有償使用收入更加合理規范，促進了中國經濟的高質量發展；最后，各種名目繁多的行政事業性收費不利于企業的發展，特別是中小微企業，國家出臺了一系列的減稅降費舉措，給中小微企業減負，因此應該盡可能地較少非稅收入中行政事業性收入，行政事業性收入偏高將不利于中國的經濟增長。

六、主要結論和啟示

文章通過建立加入政府部分的拉姆齊模型進行理論分析，并通過對2007—2017年全國30個省份（不包括西藏和港澳臺）面板數據進行隨機效應、固定效應和混合效應回歸分析得到以下結論：

第一，從非稅收入總量來看，非稅收入對經濟增長呈現倒“U”型的效應。當非稅收入占財政收入比重達到13.29%時，非稅收入對經濟增長的貢獻最大，在非稅收入占比小于13.29%時，非稅收入能夠促進經濟增長，占比超過13.29%時，非稅收入將阻礙經濟增長。

第二，從非稅收入的結構來看，一般公共預算下的非稅收入中的專項收入、罰沒收入、國有資產（資源）有償使用收入對經濟增長的效應為正向，而行政事業性收費、國有資本經營收入對經濟增長的作用為負向。當專項收入占非稅收入的比重為19.65%，罰沒收入占比為58.15%，國有資產（資源）有償使用收入占比為16.14%，行政事業性收入占比為1.1%，國有資本經營收入占比為1.56%時，專項收入、罰沒收入、國有資產（資源）有償使用收入、行政事業性收入、國有資本經營收入對經濟增長的貢獻最大，小于臨界值時，該項非稅收入能夠促進經濟增長，大于臨界值則阻礙經濟增長。

根據上述結論，地方政府要理性對待非稅收入，優化非稅收入的結構，在經濟不發達地區要適當提高非稅收入的規模，發揮非稅收入對經濟增長的正向作用。在經濟發展的初期，地方政府要適當擴大非稅收入的規模，隨著經濟進一步發展，應該適時調整非稅收入規模，加強非稅收入的管理，避免非稅收入對經濟產生抑制作用。