周 勇

[摘要]影響我國稅收水平的經(jīng)濟(jì)因素主要有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、財(cái)政支出規(guī)模和對外開放程度等。通過構(gòu)建稅收水平、農(nóng)業(yè)水平、財(cái)政支出水平以及進(jìn)出口水平四變量的VAR模型，分析稅收水平與其決定因素間的動態(tài)關(guān)系，可以得出如下結(jié)論：我國稅收水平受財(cái)政支出水平的影響較大；我國稅收制度本身的完善對稅收水平的影響是顯著的；隨著我國城市化進(jìn)程的不斷加快和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重不斷下滑。

[關(guān)鍵詞]稅收水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；財(cái)政支出水平；進(jìn)出口水平；VAR；方差分解

[中圖分類號]FS10.42[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1004-9339(2010)03-0095-08

一、問題的提出

稅收水平為稅收總量占經(jīng)濟(jì)總量的比重，在現(xiàn)有文獻(xiàn)中也被稱之為稅收比重、宏觀稅負(fù)、稅收負(fù)擔(dān)水平抑或宏觀稅收負(fù)擔(dān)水平。它是政府與經(jīng)濟(jì)活動主體之間經(jīng)濟(jì)利益關(guān)系的集中體現(xiàn)，既關(guān)系到政府能否有效執(zhí)行其職能，也關(guān)系到經(jīng)濟(jì)活動主體能否有效開展生產(chǎn)經(jīng)營活動。國內(nèi)外學(xué)者就稅收水平問題展開了深入而又系統(tǒng)的研究，對稅收水平的決定因素的研究無論是在理論研究方面還是在經(jīng)驗(yàn)研究上都取得長足的進(jìn)步。在市場經(jīng)濟(jì)條件下，決定稅收水平的因素主要有兩個(gè)：一是生產(chǎn)力發(fā)展水平；二是政府承擔(dān)的政治、經(jīng)濟(jì)和社會職責(zé)范圍大小及其變化。一般而言，納稅人的納稅能力決定了宏觀稅收負(fù)擔(dān)水平的最高限度，而國家財(cái)政對稅收收入量的需求又決定了宏觀稅收負(fù)擔(dān)水平的最低限度。

1.理論上，國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為決定稅收水平的因素主要有四個(gè)方面：政治因素、經(jīng)濟(jì)因素、財(cái)政因素和稅收因素。

(I)政治因素。國際社會歷來存在兩種國家觀，不同國家觀確立了各自的政府經(jīng)濟(jì)職能范圍，而政府為實(shí)現(xiàn)其職能對社會剩余產(chǎn)品的需求量也就不同，反映在稅收方面就是宏觀稅收水平的不同。因此，決定稅收水平的政治因素主要體現(xiàn)在國家觀以及由此所決定的政府職能范圍。

(2)經(jīng)濟(jì)因素。影響稅收水平的經(jīng)濟(jì)因素包括生產(chǎn)力發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人均收入水平等?！皬纳a(chǎn)力發(fā)展水平這一因素看，宏觀稅負(fù)水平的高低與生產(chǎn)力發(fā)展水平正相關(guān)。一個(gè)國家的生產(chǎn)力發(fā)展水平愈高，社會產(chǎn)品就愈豐富，人均的水平就愈高，稅基就愈寬廣，整個(gè)社會對稅收的承受能力就強(qiáng)。因此生產(chǎn)力發(fā)展水平較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家的宏觀稅負(fù)要高于生產(chǎn)力發(fā)展水平相對較低的發(fā)展中國家”。筆者認(rèn)為，人均收入水平對稅收水平的決定作用應(yīng)該是一種綜合的決定作用，既包括直接的決定作用，也包括間接的決定作用。其中，直接決定作用表現(xiàn)為“在人均收入水平比較低的情況下，經(jīng)濟(jì)活動主體的大部分收入只能用于滿足吃穿住行等基本生活需要，無法承受較重的稅收負(fù)擔(dān)，稅收占的比重只能處于較低的水平；在人均收入比較高的情況下，經(jīng)濟(jì)活動主體的收入在滿足基本生活需要后還有較多的剩余，這部分剩余既可以用于滿足經(jīng)濟(jì)活動主體的發(fā)展需要，也可以稅收形式繳納給政府，增加政府的收入，稅收占的比重也因此而相應(yīng)較高”。間接決定作用則表現(xiàn)為“隨著人均收入水平的提高，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的進(jìn)化，政府職能的范圍與規(guī)模會相應(yīng)擴(kuò)大，所需要的支出會相應(yīng)增加，稅收占的比重要適當(dāng)提高”。李文認(rèn)為“經(jīng)濟(jì)性因素是影響宏觀稅收負(fù)擔(dān)水平的根本性因素”。一方面，經(jīng)濟(jì)決定稅收，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，稅源越充足，對稅收的承受能力也就越強(qiáng)；另一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，人們對公共品需求的范圍和水平也就越高，政府為了提供公共品所要籌集的資金也就越多，稅收作為政府收入的最主要形式，其規(guī)模相應(yīng)地也就越大，因而稅收負(fù)擔(dān)水平也就越高。由此可見，從長期來看稅收負(fù)擔(dān)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平應(yīng)該是高度正相關(guān)的。

(3)財(cái)政因素。許善達(dá)認(rèn)為，在政府實(shí)現(xiàn)其職能所需的社會剩余產(chǎn)品總量不變的前提下，財(cái)政收入渠道越多，宏觀稅收負(fù)擔(dān)率就越低；財(cái)政收入渠道越少，宏觀稅收負(fù)擔(dān)率也就越高。安體富、岳樹民從非稅收入角度分析了財(cái)政因素對宏觀稅收負(fù)擔(dān)水平的影響：一定時(shí)期內(nèi)可供分配使用的是一個(gè)定量，在滿足政府一定支出需要的情況下，如果通過非稅形式取得的收入規(guī)模大，那么稅收收入規(guī)模必然減小。在較高的財(cái)政支出效率下，同樣的資金規(guī)?？梢詽M足更多的支出需要，稅收負(fù)擔(dān)就相應(yīng)下降。就我國宏觀稅負(fù)的變化來說，政策性因素的影響是一個(gè)主要原因。同時(shí)，我國當(dāng)前的收費(fèi)對象本身就是稅基的組成部分，收費(fèi)過多侵蝕了稅基，形成所謂的“費(fèi)擠稅”，從而使我國的稅收收入占的比重下降。

(4)稅收因素。稅收政策的變化、稅收制度的變化、征管水平的高低都可能使稅基的寬窄發(fā)生相應(yīng)變化，進(jìn)而使宏觀稅收負(fù)擔(dān)發(fā)生變化。張倫俊在假定理論稅負(fù)既定的情況下認(rèn)為：征管水平高，就會有較高的宏觀稅負(fù)；征管水平低，宏觀稅負(fù)也隨之下降。

2.從經(jīng)驗(yàn)研究的角度看，國內(nèi)外學(xué)者緣于影響稅收水平的一些因素，例如政府職能、國家觀念及征管技術(shù)等通常無法量化，一般選用人均收入水平、相關(guān)產(chǎn)業(yè)比重及外債規(guī)模等指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證研究。

(1)人均收入水平。馬斯格雷夫?qū)⑷司杖胱鳛榻忉屪兞?，宏觀稅負(fù)作為被解釋變量，通過線性回歸得出結(jié)論：人均收入低于300美元的國家，兩者呈正相關(guān)關(guān)系但不顯著；人均收入在低于600美元的國家，兩者呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系；在人均收入高于600美元的情況下，兩者呈現(xiàn)擬合系數(shù)極低的負(fù)相關(guān)關(guān)系?？傮w趨勢為稅收水平隨人均收入水平的變化而變化，人均收入水平越低，稅收水平就越低；人均收入水平越高，則稅收水平就相對較高。但稅收水平對人均收入水平的這種反映并不是一種連續(xù)的趨勢，在不同的收入檔次，稅收水平的變化不同。低收入國家兩者之間的關(guān)系呈現(xiàn)一種不明顯的相關(guān)性，而高收入國家則呈現(xiàn)一定程度上的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(2)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。馬斯格雷夫認(rèn)為進(jìn)口份額不是決定稅收水平的重要因素，在其收集的46個(gè)國家樣本資料中顯示“宏觀稅負(fù)與農(nóng)業(yè)占的比重呈現(xiàn)高度顯著負(fù)相關(guān)”。張德志認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改變是宏觀稅負(fù)水平提高最主要的因素。

(3)外債規(guī)模。許善達(dá)利用外債占的比重與宏觀稅負(fù)進(jìn)行回歸分析時(shí)，發(fā)現(xiàn)兩者呈現(xiàn)并不顯著的正相關(guān)關(guān)系，并認(rèn)為主要是受外債自身的特點(diǎn)所決定。

從以上的文獻(xiàn)資料中可以看出，理論上稅收水平變化的決定因素主要有政治因素、經(jīng)濟(jì)因素、財(cái)政因素和稅收因素。但因?yàn)槔碚摲治鲋猩婕暗降乃袥Q定因素?zé)o法全部通過指標(biāo)或現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行反應(yīng)，所以在經(jīng)驗(yàn)分析中，分析影響稅收水平的因素主要是采用GDP、財(cái)政支出規(guī)模、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值及進(jìn)出口規(guī)模等宏觀指標(biāo)；另外，檢驗(yàn)方法相對比較簡單，實(shí)證分析結(jié)論是否具有較強(qiáng)說服力還有待論證，尤其研究農(nóng)業(yè)水平、財(cái)政支出水平以及進(jìn)出口水平對稅收水平的動態(tài)影響的文獻(xiàn)基本上是缺失的。筆者借鑒現(xiàn)有研究成果及研究思路，通過構(gòu)建非限制性向量自回歸模型VAR來考察稅收水平與其決定因素之間的動態(tài)關(guān)系，并進(jìn)一步研究稅收水平的各個(gè)決定因素對稅收水平的影響程度和對稅收水平變動所作的貢獻(xiàn)大小。

二、數(shù)據(jù)來源與VAR模型的設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來源和處理

為了增加實(shí)證檢驗(yàn)的可信度和處于數(shù)據(jù)選取連續(xù)性和權(quán)威性考慮，變量稅收收入、GDP、財(cái)政支出、進(jìn)

出口總額和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)均來自《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及1999～2008年各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。出于研究需要，對所收集的原始數(shù)據(jù)做如下處理：稅收水平TR=當(dāng)期稅收收入／當(dāng)期GDP，財(cái)政支出水平FE=當(dāng)期財(cái)政支出／當(dāng)期GDP，農(nóng)業(yè)水平AG=當(dāng)期農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值／當(dāng)期GDP，進(jìn)出口水平AE=當(dāng)期進(jìn)出口總值／當(dāng)期GDP。本文的研究對象也相應(yīng)地變?yōu)闀r(shí)間序列TR、FE、AG和AE。

2.單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)的根本目的在于檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。通常情況下，單位根檢驗(yàn)的方法通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件如Eviews6.0做相關(guān)數(shù)列的散點(diǎn)圖或進(jìn)行ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)檢驗(yàn)來實(shí)現(xiàn)。前者可以在計(jì)量統(tǒng)計(jì)軟件里直接觀察到，而ADF檢驗(yàn)需要相關(guān)的假設(shè)檢驗(yàn)過程。其原假設(shè)H₀：存在一個(gè)單位根；備擇假設(shè)H₁：不存在單位根，即序列為平穩(wěn)序列。從本文所采用的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的散點(diǎn)圖中可以明確看出，四個(gè)變量的時(shí)間序列都具有明顯的非平穩(wěn)性特征，因此，需要用ADF檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證這一結(jié)論。

表1的結(jié)果表明，變量序列TR、FE、AG、AE和在10％的顯著性水平下均接受原假設(shè)H₀，即各時(shí)間序列均存在一個(gè)單位根，屬于非平穩(wěn)序列。但上述變量序列的一階差分DTR、DFE、DAG、DAE在1％的顯著性水平均拒絕原假設(shè)H₀，接受備擇假設(shè)H₁，具有平穩(wěn)性特征，說明時(shí)間序列TR、FE、AG和AE均屬于一階單整序列。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

通過單位根檢驗(yàn)，可以明確的是TR、FE、AG和AE均屬于一階單整序列，根據(jù)協(xié)整理念，這四個(gè)時(shí)間序列盡管各序列本身呈現(xiàn)非平穩(wěn)性特征，但序列之間的線性組合可能有不隨時(shí)間變化的性質(zhì)或具有平穩(wěn)性特征，即長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由于EG兩步法主要是針對單方程協(xié)整檢驗(yàn)而言的，所以對類似于VAR模型的多方程協(xié)整檢驗(yàn)來說，一般采用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)。最大特征值檢驗(yàn)和特征根跡檢驗(yàn)(trace檢驗(yàn))是Johanson檢驗(yàn)的兩個(gè)具體檢驗(yàn)方法。本文使用最大特征值檢驗(yàn)，并利用軟件Eviews6.0來實(shí)現(xiàn)具體的檢驗(yàn)過程。

表2的檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5％的顯著性水平下檢驗(yàn)結(jié)果明確拒絕了“0個(gè)協(xié)整向量”的原假設(shè)。根據(jù)概率P值的大小，可以證實(shí)本文所設(shè)計(jì)的模型具有一個(gè)協(xié)整向量。同時(shí)，這也說明TR、FE、AG和AE四者之間存在著協(xié)整關(guān)系，即四個(gè)單獨(dú)的變量序列TR、FE、AG和AE各自是一個(gè)非平穩(wěn)性序列，但序列間的線性組合卻是一個(gè)穩(wěn)定的，存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這個(gè)結(jié)果為本文建立向量誤差修正模型奠定了理論前提。

4.非限制性向量自回歸模型(Unrestricted-VAR)的設(shè)定及其參數(shù)估計(jì)

VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量視為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型擴(kuò)展至多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型。本文利用AIC信息準(zhǔn)則將VAR模型的滯后階數(shù)確定為2，將序列TR、FE、AG和AE的非限制性VAR的模型形式設(shè)為：

方程右邊的變量為內(nèi)生變量TR、FE、AG和AE的滯后值，所以不存在同期相關(guān)問題，利用OLS估計(jì)的模型實(shí)質(zhì)上是有效的模型。出于研究的目的，本文僅寫出有關(guān)稅收水平TR的估計(jì)結(jié)果：

TR=-0.06+0.56TR(-1)-0.04TR(-2)+0.67FE(-1)-0.41FE(-2)-0.35AG(-1)+0.55AG(-2)+0.11AE(-1)+0.02AE(-2)

TR的估計(jì)結(jié)果解釋了TR與TR(-1)、TR(-2)、FE(-1)、FE(-2)、AG(-1)、AG(-2)、AE(-1)、AE(-2)之間的相關(guān)關(guān)系。變量系數(shù)表示變量之間的相對變化關(guān)系。其中，C_1.11=0.56，表示在其他因素不變的情況下，滯后1期的稅收水平每提高一個(gè)單位，則當(dāng)前稅收水平增加0.56個(gè)單位；C_2.11=-0.04，表示在其他因素不變的條件下，滯后2期的稅收水平每提高一個(gè)單位，則當(dāng)期稅收水平會下降0.04個(gè)單位；財(cái)政支出水平FE滯后1期的系數(shù)C_1.12=0.67，表示在其他因素不變的情況下，F(xiàn)E(-1)每提高一個(gè)單位，則當(dāng)期稅收水平會提高0.67個(gè)單位。以此類推，財(cái)政支出水平滯后2期的系數(shù)-0.41表示在其他因素不變的情況下，滯后2期的財(cái)政支出水平每提高一個(gè)單位，則使當(dāng)期稅收水平下降0.41個(gè)單位；農(nóng)業(yè)水平滯后1期值A(chǔ)G(-1)的系數(shù)為-0.35，表示在其他因素不變的條件下，AG(-1)每提高一個(gè)單位，則使當(dāng)期稅收水平下降0.35個(gè)單位；農(nóng)業(yè)水平滯后2期值A(chǔ)G(-2)的系數(shù)0.55表示在其他因素不變的情況下，AG(-2)的農(nóng)業(yè)水平每提高一個(gè)單位，會使當(dāng)期的稅收水平提高0.55個(gè)單位；進(jìn)出口水平滯后1期值A(chǔ)E(-1)的系數(shù)為0.11，表示在其他因素不變時(shí)，AE(-1)每提高一個(gè)單位，會使當(dāng)期的稅收水平提高0.11個(gè)百分點(diǎn)；AE(-2)的系數(shù)為0.02，表示在其他因素不變時(shí)，AE(-2)每提高一個(gè)單位，會使當(dāng)期稅收水平提高0.02個(gè)單位。

同時(shí)，為了檢驗(yàn)已構(gòu)造的VAR模型的穩(wěn)定性，我們可以對AR特征多項(xiàng)式根進(jìn)行檢驗(yàn)，并使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件如Eviews6.0軟件計(jì)算出根模倒數(shù)的大小。如果被估計(jì)的VAR模型所有根模的倒數(shù)均小于1，即位于單位圓內(nèi)，則模型是穩(wěn)定的；反之模型不穩(wěn)定。從單位根的圖形中可以看出，本文所建立的VAR模型是穩(wěn)定的。

5.向量誤差修正模型(VEC)

以上協(xié)整檢驗(yàn)表明，向量TR、FE、AG和AE之間被證實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)向量誤差修正模型VEC的建模理念，可以構(gòu)造VEC模型。本文將TR作為因變量，將FE、AG和AE作為自變量，利用Eviews6.0估計(jì)的協(xié)整方程為：ECM_-1=TR(-1)-0.99-3.68*FE(-1)+5.10*AG(-1)+1.13*AE(-1)

同時(shí)也可以得到標(biāo)準(zhǔn)的VAR模型的向量誤差修正模型VAC。出于研究需要，這里從標(biāo)準(zhǔn)的VAC模型中分離出TR一階差分DTR的誤差修正模型：

DTR=-0.02ECM_-1-0.06DTR(-1)-0.14DTR(-2)+0.25DFE(-1)+0.23DFE(-2)+0.18DAG(-1)+0.20DAG(-2)+0.003DAE(-1)-0.04DAE(-2)+0.008

誤差修正項(xiàng)系數(shù)-O.02在5％的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說明當(dāng)TR(-1)、FE(-1)、AG(-1)和AE(-1)發(fā)生波動使TR偏離長期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以2％的速度將其重新調(diào)整到均衡狀態(tài)中，調(diào)整力度相對較大。

6.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

VAR模型的另一個(gè)重要應(yīng)用是利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析時(shí)間序列之間的因果關(guān)系。格蘭杰因

果關(guān)系實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否引入到其他變量方程中，一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有格蘭杰因果關(guān)系。利用本文所使用的數(shù)據(jù)TR、FE、AG和AE，基于VAR模型檢驗(yàn)稅收水平、財(cái)政支出水平、農(nóng)業(yè)水平以及進(jìn)出口水平是否有顯著的格蘭杰因果關(guān)系，其結(jié)果如表3所示。

從表3我們可以看出：財(cái)政支出水平FE是引起稅收水平TR變化的Granger原因(P=0.0456)，同時(shí)，稅收水平TR也是引起財(cái)政支出水平FE變化的Granger原因(P=0.0347)。從理論上講，這個(gè)結(jié)果與Vamvoukas(1997)提出的財(cái)政同步學(xué)說(財(cái)政收支相互依賴、相互影響)是相吻合的。從實(shí)踐上講，這一結(jié)論與我國改革開放以后，尤其是1994年實(shí)行分稅制財(cái)政體制以后我國的財(cái)政收支狀況基本一致。隨著我國經(jīng)濟(jì)社會的快速發(fā)展，居民對政府提供的公共產(chǎn)品數(shù)量和質(zhì)量要求越來越高，政府為承擔(dān)公共產(chǎn)品供給責(zé)任所需要籌集的財(cái)政收入(或稅收收入)也將越來越多，在經(jīng)濟(jì)總量既定的前提下，必然導(dǎo)致稅收水平TR發(fā)生變化。因此，財(cái)政支出水平TR是引起稅收水平變化的Granger原因。與此同時(shí)，我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展也為我國政府提供了更多的“稅收把柄”和更加充足的稅源，從而為財(cái)政支出變化提供了充沛的財(cái)力基礎(chǔ)。所以，稅收水平TR也是引起財(cái)政支出水平FE變化的Granger原因。

另外，在稅收水平TR方程中，“AG不能Granger引起TR”與“AE不能Granger引起TR”的P值分別為0.2396和O.2590，這說明農(nóng)業(yè)水平和進(jìn)出口水平不是引起稅收水平變化的格蘭杰原因，該結(jié)論也是符合當(dāng)代經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展實(shí)際的。農(nóng)業(yè)水平越高意味著一國的工業(yè)化水平越低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量越低下，可供政府征稅的“稅收把柄”越少，稅收水平自然相當(dāng)?shù)?；反之，農(nóng)業(yè)水平越低，說明該國的工業(yè)化水平越高，社會生產(chǎn)的剩余產(chǎn)品規(guī)模就越大，“稅收把柄”也就越多，稅收水平就相對較高。由于農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，在一國經(jīng)濟(jì)體系中占有舉足輕重的地位，短期內(nèi)很難改變，而影響稅收水平的因素比較多，波動相對頻繁，所以AG不能Granger引起TR是和實(shí)際情況相符的。AE不能Granger引起TR則主要是由于在如今日益開放的年代，稅收不再是一國調(diào)控進(jìn)出口規(guī)模最主要的手段，而只是一個(gè)通用的政策而已，并且使用稅收調(diào)節(jié)還必須考慮到他國反應(yīng)，否則會使稅收干預(yù)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面效應(yīng)以及由此引起的效率損失更加明顯。當(dāng)然我們也不能因?yàn)檫M(jìn)出口水平與稅收水平之間不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)而忽略了前者對后者的影響，畢竟將滯后期適當(dāng)延長，它們之間的Granger因果關(guān)系可能就會得到改變，這一點(diǎn)在之后的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解中將得到求證。

三、脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于VAR模型是一種非理論性的模型，即它無需對變量作任何先驗(yàn)性約束，因此，在建VAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對另一個(gè)變量的影響如何，而是分析一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時(shí)對系統(tǒng)的動態(tài)影響，這種分析方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法(簡稱IRF)。根據(jù)IRF方法原理。我們通過使用Eviews6.0軟件分別給予TR以及三個(gè)決定TR的因素FE、AG和AE一個(gè)單位的正沖擊，從而得到關(guān)于TR的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖(圖2至圖5)。在此系列圖示中，橫軸表示沖擊作用的滯后階數(shù)(單位：年度)；縱軸表示稅收水平的變化率；實(shí)線表示脈沖影響函數(shù)，代表稅收水平對自身沖擊及其相關(guān)決定因素沖擊的反應(yīng)；虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖2中可以看出，當(dāng)在本期給稅收水平自身一個(gè)單位正沖擊后，稅收水平在前6期持續(xù)下滑.在第7期時(shí)達(dá)到最低，此時(shí)的C_1.2=0.003435(其中“1”表示第1個(gè)變量、“7”表示滯后階數(shù))；從第8期開始穩(wěn)定增長。這說明稅收水平自身的一個(gè)正沖擊能在長時(shí)間里使稅收水平保持一個(gè)穩(wěn)定的增長態(tài)勢。

從圖3中可以看出，當(dāng)在本期給財(cái)政支出水平FE一個(gè)正沖擊后，稅收水平增長率的相對變化幅度比較大，最高時(shí)出現(xiàn)在第2期，此時(shí)的響應(yīng)C_2.2=0.007979。但從第2期開始，這種響應(yīng)開始下降，在有些滯后期，例如第6期、第7期的響應(yīng)甚至為負(fù)(C_2.66=-0.000328，C_2.7=-0.000229)。從第8期開始才恢復(fù)穩(wěn)定增長態(tài)勢。到第20期時(shí)達(dá)到至第5期以來的最大值，此時(shí)的響應(yīng)C_2.20=0.002083。

從圖4中可以看出：在給本期農(nóng)業(yè)水平一個(gè)正沖擊后，稅收水平的增長率在長期范圍內(nèi)將呈現(xiàn)一種負(fù)增長的態(tài)勢，而就這種負(fù)增長本身的態(tài)勢而言是相對穩(wěn)定的，并未出現(xiàn)較大波動。在前3期里，農(nóng)業(yè)水平AG受到的正沖擊使得稅收水平TR的降幅有進(jìn)一步擴(kuò)大的趨勢(C_3.1=-0.003419，C_3.3=-0.006142)，之后從4期開始這種下降的趨勢才得以緩解，并始終保持在-0.004左右。從圖5中可以看出，在給本期進(jìn)出口水平一個(gè)正沖擊后，稅收水平的增長率有一個(gè)緩慢上升的過程，在第4期達(dá)到最大，此時(shí)的響應(yīng)為C_4.4=0.026618，之后保持平穩(wěn)增長態(tài)勢。

綜合圖2到圖5可以看出，分別給與稅收水平自身、財(cái)政支出水平、農(nóng)業(yè)水平以及進(jìn)出口水平一個(gè)正沖擊后。稅收水平對稅收水平自身以及決定稅收水平的三個(gè)因素的響應(yīng)是不一樣的。撇開稅收水平自身的沖擊外，從稅收水平對其三個(gè)決定性因素響應(yīng)的最大值來看，對進(jìn)出口水平的響應(yīng)最為明顯，其次是財(cái)政支出水平，最后是農(nóng)業(yè)水平。三者的數(shù)量比較關(guān)系為：C_4.4(0.026618)＞C_2.2(0.007979)＞C_3.7(-0.002593)。稅收水平對進(jìn)出口沖擊的響應(yīng)高出其他兩個(gè)決定因素，可能的原因是進(jìn)出口規(guī)模的增加或進(jìn)出口水平的提高使得進(jìn)出口“稅收把柄”擴(kuò)大，但這種擴(kuò)大的過程是緩慢、不顯著的。

四、方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)模型描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解(Variance decomposition)則是通過每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來表示)的貢獻(xiàn)度，即在分析了每個(gè)稅收決定因素的一個(gè)正沖擊給稅收收入的增長率帶來的影響之后，可以繼續(xù)用方差分析的原理進(jìn)一步分析稅收收入決定因素的結(jié)構(gòu)沖擊對稅收收入增長率的貢獻(xiàn)程度，以此來實(shí)現(xiàn)對稅收收入決定因素的動態(tài)分析。通過Eviews6.0軟件，我們可以實(shí)現(xiàn)模型的方差分析。采用高鐵梅使用的相對方差貢獻(xiàn)率(RVC)來表示貢獻(xiàn)率。具體的公式表示為：

RVC_i→i(s)為相對方差貢獻(xiàn)率，指根據(jù)第i個(gè)變量基于沖擊的方差對變量y；的方差的相對貢獻(xiàn)度來觀測第j個(gè)變量對第i個(gè)變量的影響，C_ij表示由y_i的脈沖引起的y.的響應(yīng)函數(shù)，s表示滯后階數(shù)。如果

RVC_i→i(s)大時(shí)，意味著第j個(gè)變量對第i個(gè)變量的影響大；相反地，RVC_i→i(s)較小時(shí)，可以認(rèn)為第j個(gè)變量對第i個(gè)變量的影響小。圖6到圖9為稅收水平自身及其決定因素對稅收水平的方差分解圖，即各自的貢獻(xiàn)率情況。在此系列圖示中，橫軸表示滯后階數(shù)(單位：年)，縱軸表示稅收水平及各決定因素對稅收的貢獻(xiàn)度(單位：百分?jǐn)?shù))。

從圖6中可以看出，考慮稅收水平自身對稅收水平的影響，在滯后1期時(shí)，稅收水平對自身的貢獻(xiàn)率達(dá)到100％(RVC₁→1(1)=100.0000)，之后呈現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢，在滯后期達(dá)到20時(shí)，RVC₁→1(20)=46.30946，使貢獻(xiàn)率降至最低。這種結(jié)果的原因還在于，稅收水平自身的變化，如稅收征管效率提高、稅收努力水平提高、稅收法律的完善都可能使稅收收入在不侵蝕稅基的前提下得到增加，從而使稅收水平也得到相應(yīng)提高。張德志通過數(shù)據(jù)分析說明了征管因素與稅收水平之間的關(guān)系，“1995～2003年，因加強(qiáng)征管而提高的稅收水平為1.06％，約占整體影響的41％”。由此可以看出，稅收水平自身對稅收水平的貢獻(xiàn)率能夠保持在45％以上是符合我國稅收收入變化實(shí)際的。

從圖7中可以看出，財(cái)政支出水平對稅收水平的貢獻(xiàn)率在前12期有一個(gè)持續(xù)上升的趨勢，并在第12期時(shí)達(dá)到最大，此時(shí)的RVC₂→1(12)=16.06456，之后的貢獻(xiàn)率處于一個(gè)穩(wěn)定增長狀態(tài)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)證實(shí)，財(cái)政支出水平是引起稅收水平變化的Granger原因。所以，財(cái)政支出水平的變化必然會導(dǎo)致稅收水平也發(fā)生相應(yīng)的變化。但總的來看，這種變化正如圖7所示，是一種穩(wěn)定的增長態(tài)勢。

農(nóng)業(yè)水平涉及到一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化問題，從圖4的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖中就可以看出，農(nóng)業(yè)水平的提高對稅收水平的提高始終處于一個(gè)負(fù)效應(yīng)狀態(tài)。圖8中所體現(xiàn)的農(nóng)業(yè)水平對稅收水平的貢獻(xiàn)率更是證明了這一點(diǎn)。從滯后1期開始直到滯后20期，農(nóng)業(yè)水平對稅收水平的貢獻(xiàn)率基本上維持在3％左右的水平且有持續(xù)增加的趨勢，超過4％的時(shí)期分別是第16～20期(RVC₃→(16)=4.322589，RVC₃→1(20)=5.846197)。

從圖9中可以看出，進(jìn)出口對稅收水平的貢獻(xiàn)率從滯后1期開始自始至終均保持著上升的態(tài)勢，在第20期時(shí)達(dá)到最大，此時(shí)的貢獻(xiàn)率達(dá)到34.69704％(RVC₄→1(20)=34.69704)。這主要是進(jìn)出口規(guī)模的增加使得“稅收把柄”逐漸擴(kuò)大造成的。

綜合圖6至圖9可以看出，撇開稅收水平自身的貢獻(xiàn)率，進(jìn)出口水平對稅收水平的貢獻(xiàn)率最高達(dá)到34.70％，其次是財(cái)政支出水平達(dá)到16.06％，最低的是農(nóng)業(yè)水平為5.85％。但若考慮到稅收水平自身的影響因素，則其貢獻(xiàn)率(最低貢獻(xiàn)率)將超過進(jìn)出口水平的貢獻(xiàn)率達(dá)11.59％。這從經(jīng)驗(yàn)分析的角度證實(shí)了我國現(xiàn)階段稅收收入超常規(guī)增長的根本原因在于影響稅收水平的自身因素，例如稅法的完善、稅收征管效率的提高、稅收成本的降低。

五、結(jié)束語

通過構(gòu)建稅收水平、財(cái)政支出水平、農(nóng)業(yè)水平和進(jìn)出口水平的模型，筆者分析了稅收水平與其決定因素間的動態(tài)關(guān)系，具體結(jié)論最終如下：

1.我國的稅收水平受財(cái)政支出水平的影響較大。在完善的市場經(jīng)濟(jì)國家，財(cái)政支出最終由國家稅收來承擔(dān)，因此，如若財(cái)政支出水平有一定程度的提高，則稅收水平也將隨之上升。本文所構(gòu)建的模型中的向量誤差修正模型一財(cái)政支出水平對稅收水平短期波動的“糾正”一方差分析中，財(cái)政支出水平對稅收水平的貢獻(xiàn)率都證明了這一結(jié)論。

2.我國稅收制度本身的完善對稅收水平的影響是顯著的。我國從1994年實(shí)施分稅制改革以來，稅收收入呈快速增長趨勢，甚至在相當(dāng)一段時(shí)間內(nèi)超過同期GDP增速，其根本原因之一在于我國稅收制度尤其是稅收征管制度的完善。

3.隨著我國城市化進(jìn)程的不斷加快和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重不斷下滑。從歷史和發(fā)展的視角看，這種下滑趨勢是和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展實(shí)際情況相吻合的。因此，農(nóng)業(yè)水平對稅收水平所做出的貢獻(xiàn)表現(xiàn)為負(fù)向貢獻(xiàn)也是基本符合實(shí)際的。

4.改革開放以來，進(jìn)出口總額的增加使相關(guān)的“稅收把柄”有所增加，進(jìn)而對增加我國稅收收入總體規(guī)模、提高我國稅收水平起到了長期的促進(jìn)作用。

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責(zé)任編輯：上林