稅收收入、政府債務與基礎設施投資關系研究

中國海洋大學管理學院 姜宏青 鄭曉慧

一、引言

從2008年國家推出“四萬億”投資計劃以應對全球金融危機，到2013年精準扶貧戰略下政府加大對中西部地區基礎設施的投資建設以發展區域經濟，再到2018年為實現經濟高質量發展提出的“新基建”戰略，無一不體現出基礎設施投資作為穩定經濟增長的重要抓手已成為我國宏觀經濟調控的主要路徑。尤其是近兩年來，在疫情防控常態化、經濟增速放緩的背景下，我國政府進一步加大了新型基礎設施，新型城鎮化，交通、水利等重大工程（兩新一重）等領域基礎設施的投資力度，使得2020年基礎設施投資規模達到18.83萬億元。為保障政府基礎設施建設所需資金的持續供給，2014年修訂的《預算法》賦予了地方政府舉債權，政府債券尤其是專項債由此成為政府基礎設施投資的主要資金來源。然而，一方面，財政收支審計工作報告結果顯示，2021年多數地方的大額專項債資金均存在閑置或未納入預算、被挪用至償還舊債、超進度撥付、多付、未落實績效管理等問題；另一方面，盡管2015年發布的《政府會計準則——基本準則》將“公共基礎設施”作為政府資產項目進行核算和列報，但政府公共基礎設施資產的資金來源情況尚不能根據政府資產負債表予以對應分析。可見，專門管理財政資金和專門管理公共基礎設施資產都具有一定的片面性，導致現實中財政資金管理的諸多弊端成“頑疾”，因此，應基于資金運動的來龍去脈將兩者結合進行對應性研究，并在此基礎上研究管理方案。基于此，本文采用2012年7月至2021年6月的樣本數據，利用拔靴分樣本滾動窗口檢驗方法，分別檢驗我國稅收收入、政府債務與政府基礎設施投資之間的因果關系，以揭示稅收收入和政府債務資金在政府基礎設施投資上的使用和管理情況。本文的研究貢獻主要體現為：一方面，借助對政府資金來源和資金配置之間關系的剖析，從財務管理的視角豐富了政府資金管理的相關理論研究；另一方面，運用拔靴分樣本滾動窗口因果關系檢驗的方法，回答了稅收收入和政府債務資金在基礎設施投資上的配置和使用是否遵循限制性原則這一研究問題，并為財政資金配置效率和使用效益的提高提供了政策建議。

二、文獻梳理與評述

關于稅收收入對政府固定資產投資的影響，楊曉敏通過格蘭杰因果檢驗發現稅收收入與政府固定資產投資之間存在雙向因果關系。就政府固定資產以及基礎設施投資對稅收收入的影響效應來看，劉建洲等利用寧夏地區的面板數據進行線性回歸分析發現，政府固定資產投資對于稅收收入具有較強的拉動作用，而張曉暉等利用東北三省的面板數據進行雙門檻回歸，發現固定資產投資對經濟增長以及稅收收入具有負向影響。進一步的，初宜紅等利用雙固定效應模型進行實證檢驗發現經濟性基礎設施投資能夠通過推動經濟增長擴大稅收基礎，增加地方政府稅費，且就稅費結構而言，公共基礎設施投資與地方政府稅費的相關度顯著高于政府稅收。

就政府債務對政府基礎設施投資影響的相關研究來看，龍小燕等利用省級面板數據進行實證檢驗，發現專項債券對基礎設施投資的拉動效應高于融資平臺銀行貸款等傳統融資渠道，且在經濟發展水平較低、財力較弱的西部地區，地方政府專項債券的拉動作用更為明顯。反過來，關于政府基礎設施投資對政府債務的影響，吳洵等通過實證檢驗發現政府基礎設施投資對政府債務具有正向影響。然而，李升等運用面板的可行廣義最小二乘法進行檢驗，發現盡管政府通過舉債渠道支持基礎設施的建設將直接擴大當期債務規模，但基礎設施投資對經濟增長的促進作用在一定程度上又能夠減小債務規模、降低債務風險。

通過梳理文獻發現，從研究視角來看，現有學者多基于宏觀經濟視角，聚焦于研究政府基礎設施投資對于我國經濟增長和稅收收入的拉動作用或對政府債務風險的引致效應，而并未從政府基礎設施投資的資金來源或資金使用和管理的微觀視角展開研究；從實證方法的選擇和利用上來看，現有研究數據的時間跨度較短，且只研究了其中一變量對另一變量的單向影響。基于此，本文從管理學視角出發，基于政府主體的財務管理活動及其資金運動特征，利用拔靴分樣本滾動窗口因果關系檢驗方法，分別驗證稅收收入、政府債務與政府基礎設施投資之間的長期相互因果關系及其短期關系波動，旨在分析用于基礎設施建設投資的稅收收入和政府債務資金配置的合理性以及使用的有效性等管理情況。

三、理論基礎與假說提出

（一）稅收收入與政府基礎設施投資

根據稅收職能理論，作為人們換取公共服務而支付的價格，稅收最基本、首要的職能及其產生和存在的根本目的在于為提供滿足人們共同需要的公共產品以及公共安全、法律秩序等公共服務融資，因此，稅收收入應當首先用于兜底性、均等性公共產品和服務的供給及其供給質量和水平的提升以保障和改善民生，在此基礎上再用于基礎設施等的建設投資以謀求經濟發展。從實際情況來看，稅收分權的財稅體制使得地方政府的公共財政預算收入只能勉強維持政府部門及相關行政事業單位的工資發放和基本功能運轉，而難以支持其他建設和民生支出，且即使公共財政預算收入有所增加，地方政府也可能會在滿足國防、行政管理費等剛性支出的前提下，選擇將更多的財政支出安排至社會保障等方面，而用于政府基礎設施投資建設的收入規模的變化并不明顯。因此，本文提出假設1。

H1：稅收收入對政府基礎設施投資具有正向影響，但其影響效應較弱。

政府基礎設施投資能夠通過直接和間接等多種方式影響稅收收入。首先，政府基礎設施在投資建設階段會直接增加房產稅和契約等各項稅收收入。其次，部分基礎設施如道路等屬于準公共產品，地方政府可以通過收費的方式來彌補這部分基礎設施的投資成本，進而促使稅收收入增加。最后，政府基礎設施投資可以通過經濟增長的拉動效應對稅收收入產生間接影響。一方面，根據投資乘數理論，政府基礎設施投資作為我國公共投資的重要組成部分具有“乘數效應”，在投資過程中能夠直接推動我國經濟增長，擴大稅源，進而增加地方政府稅收收入；另一方面，根據新結構經濟學理論，政府因勢利導地投資以協調和完善企業產業升級所需的交通、電力等基礎設施，有利于促進經濟體的產業升級和技術創新，進而間接推動經濟增長的動力轉換和效率提升，帶動稅收收入的增加。因此，本文提出假設2。

H2：政府基礎設施投資對稅收收入具有正向影響。

（二）政府債務與政府基礎設施投資

國際政府舉債的黃金法則指出，滿足政府支出需要的資金是通過舉債還是征稅的方式籌措，應當按照收益原則來確定，如果政府籌集資金用于消費性支出，使當代人受益，就應當采取征稅的方式籌集；而如果政府籌集資金用于投資性支出，使后代人受益，那么則應當通過舉債的方式籌措，并由后代人承擔償還責任。因此，公債理論中有關債務資金的黃金法則的論述界定了政府舉債的理由以及債務資金的使用方式，將債務資金的用途嚴格限制在資本性支出的范疇之內。新《預算法》第三十五條中也規定，地方政府舉借的債務應當有償還計劃和穩定的償還資金來源，且只能用于公益性資本性支出，不得用于經常性支出。由此使得政府債務主要投向了交通、運輸等各項基礎設施建設領域。因此本文提出假設3。

H3：政府債務對政府基礎設施投資具有正向影響。

基礎設施屬于政府為彌補市場失靈而提供的公共產品之一。根據公共產品理論，由于基礎設施建成后通常能夠在很長時期內為社會公眾提供公共福利，因此其建設成本應當分攤到獲得收益的各個年份中，由稅收收入和債務資金共同承擔。結合我國財政體制來看，在財政激勵和以GDP為考核標準的官員激勵的雙重推動下，地方政府具有較強的投資沖動。然而，1994年分稅制改革的實施使得地方政府事權有所增加，但地方財政收入占全國財政收入的比重不斷下降，公共財政預算收入難以滿足地方政府基礎設施的投融資需求。面對較大的資金缺口，地方政府往往利用債務資金予以彌補，政府債務由此成為地方政府基礎設施建設的主要資金來源。因此，本文提出假設4。

H4：政府基礎設施投資對政府債務具有正向影響。

四、模型構建與數據選取

（一）實證模型構建

本文采用拔靴因果關系檢驗的方法分別檢驗稅收收入、政府債務與政府基礎設施投資之間的相互影響關系。其中，為了提高檢驗結果的準確性，本文使用基于殘差拔靴技術（RB）方法修正的LR統計量進行檢驗。

1.拔靴全樣本因果關系檢驗

為研究稅收收入（政府債務）與政府基礎設施投資之間的因果互動關系，首先構建如下雙變量VAR（p）模型：

其中，ε（ε，ε"是一個符合均值為零、方差為σ的白噪聲矩陣，p為由施瓦茨信息準則（SCI）確定的最佳滯后期，如果將變量y分為兩個分向量y（I，Z"，那么模型1就可以表示成：

根據模型2，增加約束條件φ0（k=1，2，…，p），就可以檢驗政府基礎設施投資不是稅收收入（政府債務）的格蘭杰原因的原假設，若原假設被拒絕，就證明政府基礎設施投資對稅收收入（政府債務）具有顯著的影響；同樣的，通過施加約束條件φ0（k=1，2，…，p），也可以檢驗稅收收入（政府債務）不是政府基礎設施投資的格蘭杰原因這一原假設，若原假設被拒絕，則說明稅收收入（政府債務）對政府基礎設施投資的影響效果顯著。

2.參數穩定性檢驗

全樣本格蘭杰因果關系檢驗一般假設VAR模型中的參數不存在結構性變動，然而，在實際情況下，在全樣本時間區間內時間序列存在結構性變動的現象普遍存在，這可能會導致全樣本因果關系檢驗的結果存在偏差。因此，本文除檢驗全樣本因果關系外，同時還采用Sup-F、Mean-F和Exp-F三個統計量對參數穩定性進行檢驗。這些統計量利用LR統計序列得出，從而能夠解決可能存在的未知時點上的單結構突變問題，但鑒于這三個統計量均不服從標準漸進分布，因此其臨界值和概率值均是由對從常參數VAR模型中產生的10 000個樣本進行蒙特卡洛模擬求均值而構成的漸進分布中獲得。此外，由于Sup-F、Mean-F和Exp-F三個統計量還必須對檢驗樣本兩邊各修整15%的區間，因此，真正進行參數穩定性檢驗的樣本區間為（0.15，0.85）。

3.分樣本滾動窗口檢驗

為了克服參數不穩定性，同時避免先驗偏差，本文基于修正的拔靴估計，利用拔靴分樣本滾動窗口因果關系檢驗的方法進行檢驗。其具體步驟為：在長度為T的時間序列中設定長度為l的分樣本，并設定每個分樣本的末端為τ=l，l+1，…，T，由此形成T-l個分樣本，同時對每一個分樣本進行基于RB的修正LR因果關系檢驗，并得到其相應的因果關系檢驗的實證結果。由此，稅收收入（政府債務）與政府基礎設施投資之間因果關系中可能存在的時變特征及其影響強度能夠被直觀地識別。其中，政府基礎設施投資對稅收收入（政府債務）的影響程度如模型3所示：

（二）變量選取與數據來源

首先，關于政府基礎設施投資（GII），其一，參考世界銀行對基礎設施范圍的劃分，依據《中國統計年鑒》中的國民經濟行業分類標準，本文以“交通運輸、倉儲和郵政業”“水利、環境和公共設施管理業”“電力、燃氣及水的生產和供應業”三行業固定資產投資額的合計值度量基礎設施投資；其二，由于政府對基礎設施投資的數據并未公布，且政府構成我國基礎設施建設投資的中堅力量，因此本文以全國基礎設施建設投資完成額（不含農戶）度量政府基礎設施投資。其次，作為最重要的、高效率、安全可持續的基礎設施投資建設資金來源，稅收收入和政府債務資金在政府基礎設施投資上的使用方式同時受到相關法律政策的嚴格規范，因此，為驗證政府基礎設施投資過程中財政資金使用的合理性和有效性，本文選取政府基礎設施投資資金來源中的稅收收入（TI）和政府債務（GD）展開實證研究。其中，在數據選擇方面，本文利用政府在全國范圍內的稅收收入規模測度稅收收入，且鑒于政府債務主要來源于政府債券發行，因此本文以中央政府債券（國債）以及地方政府債券發行額的合計值度量政府債務。最后，為了應對2008年所實施的“四萬億”投資政策效果逐漸消退所引起的經濟增速放緩，2012年我國政府又一次加大了基礎設施的投資力度，政府基礎設施投資規模隨之出現大幅度增長。因此，本文將樣本數據時間窗口設定為2012年7月到2021年6月，以上數據全部來自于Wind數據庫。

五、實證過程和結果分析

（一）單位根及全樣本因果關系檢驗

為了研究TI、GD分別與GII之間的關系，本文首先對這三個時間序列進行了單位根檢驗，PP檢驗的結果均小于0.1，說明TI、GD、GII的序列均能夠在90%的置信水平拒絕原假設，即三個序列均不存在單位根，為零階單整序列。

在已知三組時間序列均為零階單整序列的基礎上，建立TI（GD）和GII的雙變量VAR模型。依據施瓦茨信息準則（SIC），確定滯后階數為2。使用基于拔靴技術的修正LR因果關系檢驗方法，全樣本因果關系檢驗的結果如表1所示。

表1 TI、GD與GII的拔靴全樣本格蘭杰因果關系檢驗

由表1可知，在TI與GII的因果關系檢驗中，LR統計量和P值在1%的置信水平能夠拒絕TI不是GII的格蘭杰原因以及GII不是TI的格蘭杰原因的原假設，也就是說稅收收入和政府基礎設施投資之間存在雙向因果關系；而在GD與GII的全樣本因果關系檢驗中，由拔靴P值可以得出，政府債務是政府基礎設施的格蘭杰原因，但政府基礎設施投資不是政府債務的格蘭杰原因。然而，由于在實際情況下，參數不存在結構性變動這一假設條件往往難以成立，導致全樣本因果關系檢驗的結果可能不準確，因此，同時需要對參數穩定性及結構性變動情況進行檢驗。

（二）參數穩定性檢驗及結構性變動檢驗

本文使用Sup-F、Mean-F和Exp-F統計量來檢驗以上模型中的TI、GD、GII的穩定性，并使用Lc檢驗方法檢測VAR系統中的參數穩定性，具體的檢驗結果如表2所示。

表2 TI、GD與GII的參數穩定性檢驗

從表2可以看出，在90%的置信水平兩組數據均無法拒絕參數不穩定的假設，即兩組變量的關系均存在結構性變化，且構建的VAR系統整體不穩定。因此，拔靴全樣本因果關系檢驗的結果可能存在偏差，無法準確刻畫TI、GD分別與GII在完整時間序列上的因果關系，有必要進一步進行分樣本因果關系檢驗。

（三）拔靴分樣本滾動窗口因果關系檢驗

基于參數不穩定的前提，本文繼續采用拔靴分樣本滾動窗口因果關系檢驗的方法來檢驗TI、GD分別與GII在2012年7月至2021年6月的因果關系、正負相關性以及影響幅度。TI與GII以及GD與GII的拔靴分樣本因果關系檢驗結果分別如圖1和圖2所示。

如圖1所示，圖1（a.1）中P值小于0.1的時間區間即陰影部分表示拒絕TI不是GII的格蘭杰原因的原假設，即TI是GII的格蘭杰原因，圖1（a.2）表示TI對GII影響系數的均值和上下限，影響系數的均值大于0表示TI對GII存在正向影響，小于0則證明存在負向影響，如果影響系數的上下限與平均值都高（低）于零刻度線，則表明其具有非常顯著的正（負）向因果關系。因此，結合圖1（a.1）和（a.2）可知，稅收收入僅在2020年3月和10月對政府基礎設施投資產生微弱的正向影響，而在大部分時間區間內對于政府基礎設施投資的影響并不明顯。基于財政統計數據發現，2014—2020年我國一般公共預算支出中基礎設施投資建設支出年均占比約為27.57%，基礎設施投資建設支出在稅收收入的使用構成中所占比重較低可能使得近幾年來稅收收入并未對政府基礎設施投資產生顯著的影響。可見，我國稅收收入的使用沒有偏離籌資預期，可能受資金不足的影響，稅收收入對政府基礎設施投資的拉動效應較弱，從而驗證了H1。

同理，圖1（b.1）給出了GII是TI的單向格蘭杰原因的時間區間，圖1（b.2）描述了GII對TI的影響方向與幅度。由圖可以看出，政府基礎設施投資對稅收收入在2014年12月至2015年2月、2015年4月至2017年1月、2017年7月至2017年8月、2017年10月多個時間段內都存在顯著的正向影響。其中，2014年國內外經濟形勢復雜嚴峻、全球經濟復蘇艱難曲折，為穩定經濟發展，我國加大了農業、水利、交通等多個領域的基礎設施的投資力度，使得2014年至2017年政府基礎設施投資規模年均增長18.76%，且由于基礎設施投資對于經濟增長的拉動作用具有滯后期，因此2014年12月至2017年10月政府基礎設施投資對稅收收入呈現出顯著的正向影響，驗證了H2。然而，與部分學者的研究結論相同，2017年10月以來政府基礎設施投資對稅收收入的正向影響并不明顯，這可能是由于2017年5月以來，為規范地方政府舉債行為，我國陸續實施了“圍剿”違法擔保、整改地方政府融資平臺、打擊PPP變相舉債行為等一系列措施，地方政府基礎設施投資的融資方式由此受到約束，政府基礎設施投資增速不斷降低，因而弱化了政府基礎設施投資對稅收收入的正向影響。

圖1 TI與GII的拔靴分樣本滾動窗口因果檢驗結果

圖2 GD與GII的拔靴分樣本滾動窗口因果檢驗結果

如圖2（a.1）所示，P值小于0.1的部分即陰影部分表示GD是GII的單向格蘭杰原因的時間區間，圖2（a.2）描述了GD對GII的影響系數。結合兩圖可以看出，政府債務在2014年7月至2016年1月、2016年3月至2019年1月以及2020年12月對政府基礎設施投資存在顯著的正向影響。按照法規政策規定，地方政府舉借的債務資金只能用于基礎設施建設等領域，因而使得2014年7月以來政府債務對政府基礎設施投資產生正向影響，驗證了本文的H3。然而，2019年新發行的專項債中投向土地儲備以及棚改等項目的比重達到65%，同時，2020年，《國務院政府工作報告》中“兩新一重”戰略的提出使得此后專項債重點投向了國家重大戰略項目以及新型基礎設施、新型城鎮化等建設領域，而投資于交通、水利等傳統基礎設施建設的比重較低，從而可能導致2019年2月以來政府債務對政府基礎設施投資的影響效應并不顯著。

圖2（b.1）中的陰影部分表示GII是GD的單向格蘭杰原因的時間區間，圖2（b.2）的影響系數描述了GII對GD的影響幅度與正負性。由圖可以看出，不同于H4，政府基礎設施投資在2014年12月、2017年3月至2017年9月、2017年12月至2018年2月對政府債務產生了顯著的負向影響，而在其余時間區間內并未對政府債務產生明顯的影響。首先，2014年《關于加強地方政府性債務管理的意見》（國發〔2014〕43號）中確立了地方政府債務的限額管理制度，因此，隨著政府基礎設施投資規模的不斷擴大，當政府債券的發行規模達到限額后，地方政府可能會采用土地抵押、PPP項目等方式變相籌集資建設資金，地方政府隱性債務風險隨之增加，而政府確定性負債的規模變化不明顯，因而可能使得2014年7月至2017年2月政府基礎設施投資對政府債務的影響并不顯著。其次，隨著地方政府對土地供給以及房地產企業對于土地需求的增加，2017年國有土地使用權出讓收入增長38.98%，成為政府基礎設施投資建設的重要資源來源，全國政府債券發行額由此減少27.92%，從而可能致使2017年3月至2018年2月政府基礎設施投資對政府債務呈現出負向影響。最后，2018年3月以來基礎設施投資增速不斷下降，因而可能導致政府基礎設施投資對政府債務的影響并不明顯。此外，從數據本身來看，由于政府基礎設施投資變量選取的數據中包括政府利用除舉債之外的其他融資方式建設的基礎設施，因而也難以對政府債務產生顯著的影響。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文以2012年7月到2021年6月稅收收入、政府債務以及政府基礎設施投資的數據為研究樣本，運用拔靴分樣本滾動窗口因果關系檢驗的方法分別對稅收收入、政府債務與政府基礎設施投資之間的關系進行了實證檢驗，并對其之間的互動影響關系進行了動態分析。基于實證結果，本文得出如下三點重要結論：第一，稅收收入對政府基礎設施投資的影響并不明顯，說明我國稅收收入的使用基本符合籌資預期。第二，政府債務對政府基礎設施投資的正向影響具有時變性，說明我國政府債務資金的配置和使用方式有待優化和改進。第三，在部分時間區間內，政府基礎設施投資規模的擴大有利于帶動稅收收入的增加，但其具有時變特征，反映出用于政府基礎設施投資的債務資金等的使用效率不高，需要進一步加強對財政資金配置和使用的管理。

然而，本文在數據選擇方面存在一定的局限性。本文政府基礎設施投資變量選用的數據是全國基礎設施建設投資完成額（不含農戶），即不僅包括政府對基礎設施的投資規模，還包括國有企業等對基礎設施的投資，其中，政府基礎設施投資涵蓋了政府利用稅收收入、政府債務、土地出讓金、PPP項目以及投融資平臺等多種融資渠道建設的基礎設施，用替代性的數據表示政府利用稅收收入或債務資金建設的基礎設施可能存在一定的誤差性，但其并不影響文章整體研究結論的準確性。同時，這種誤差性和研究局限反過來也正構成本文的研究理由和研究意義之一：盡管目前利用政府資產負債表實現了政府基礎設施投資規模增減變動情況的全面反映，但其中只列示了政府公共基礎設施投資的總括數據，難以準確反映政府利用不同來源的資金分別投資建設的公共基礎設施資產的規模。政府公共基礎設施與其他資產項目相比具有規模大、周期長、涉及資金多樣等特點，公共基礎設施資產與其資金來源之間的關系能否得到清晰反映，影響著政府資金的使用效益以及政府提供公共服務的效能，因此，現行政府公共基礎設施信息的分類方式也亟須優化，同時應基于財政資金運動的來龍去脈加強對政府公共基礎設施等資產的管理。

（二）政策建議

結合研究結論和研究局限，本文從政府公共基礎設施資產及其資金來源的對應關系管理的視角提出以下三點政策建議：第一，應進一步加強對政府資金配置和使用的規范和管理，以政府財政資金管理目標的多元化引導各類資金的限制性配置和使用。一方面，稅收收入應主要用于保障政府部門的正常運轉以及國防、法律等基本公共產品和服務的提供；另一方面，政府為滿足基礎設施建設等資本性支出的資金應主要通過舉債的方式籌集，且所籌集的債務資金應遵循“黃金法則”，嚴格用于公共基礎設施等資產的投資和建設，而不得挪用于其他消費領域。第二，應完善政府公共基礎設施資產信息的分類體系。盡管政府會計信息有利于為地方政府債務等財政資金的投入、使用和結果的評價提供支撐，但其相關性仍有待提升，例如我國目前的會計核算體系尚未能提供政府公共基礎設施資產資金來源的信息。因此，應當對政府公共基礎設施資產信息進行重分類，并在將政府公共基礎設施資產按照不同資金來源進行分類的基礎上，將政府負債和利用債務資金投資形成的公共基礎設施資產項目在政府資產負債表中對應列示，以利用二者之間對應性的增減變動情況反映和分析政府債務資金的來源和占用情況，進而對債務資金的籌集和配置進行管理。第三，加強對政府資產和財政資金的同步管理，并結合財政資金運動的來龍去脈評價政府資產的使用效益和管理效率。就政府公共基礎設施資產而言，應當從資金來源的專屬性、資金配置的適當性以及資金使用的有效性等方面評價其使用和管理情況，以此從根本上提高財政資金的配置效率和使用效益，真正實現政府管理能力及服務效能的提升。●