税收对经济的影响

拉动内需的税收政策研究 一一 、税收政策回顾背景、税收政策回顾背景 随着我国改革开放的不断深入以及经济体制的逐步完善，税收在引资中的影响权重随 着其他各种因素影响的不断增强而减弱。2007 年中华人民共和国企业所得税法的通过 以及 2008 年 1 月 1 日的正式实施，意味着我国涉外税制的方向性转变。因此，以十七大精 神为统领，重新定位税收在招商引资工作中的使命和功能，充分发挥税收在创新利用外资 方式、优化利用外资结构、推动自主创新和区域协调发展等方面的作用是一个迫切而又现 实的课题。 1994 年后，为改善投资环境，适应建立和发展社会主义市场经济的需要，我国涉外税 制建设经过一段时期的发展、局部修改与完善后形成内外两套企业所得税税制，但从涉外 税制建设的基本原则看，对外资由最初的全面优惠逐步向特定行业优惠过渡。虽然是内外 两套企业所得税税制，但由于 1993 年 12 月 13 日将国营企业、集体企业和私营企业三个企 业所得税暂行条例以及国营企业调节税征收办法进行整合并制定中华人民共和国企 业所得税暂行条例 ，1994 年 1 月 1 日起开始实施的中华人民共和国企业所得税暂行条 例 ，将内资企业所得税税率规定为 33，与 1991 年制定的中华人民共和国外商投资企 业和外国企业所得税的税率持平，说明当时内外资企业所得税的税负相对于改革初期已 很接近了。除经营期在十年以上的生产性外商投资企业可享受“两免三减半”的优惠外，一 般外资企业(不包括可享受特殊优惠的外资企业)与内资企业的征税规定基本相同。另外， 在新的个人所得税制度下，中外籍人员适用的税率已完全相同(为照顾外籍人员的生活水平， 新个人所得税制度允许在我国工作的外籍人又在就其工资、薪金缴纳个人所得税时，再扣 除 3 200 元的附加减除费用)。所以，在涉外所得税的征收上，我国已不再坚持全面优惠的 原则。 2007 年 3 月 16 日，十届全国人大五次会议通过中华人民共和国企业所得税法 ， 并于 2008 年 1 月 1 日起开始施行，新法的通过及实施标志着我国从此告别企业所得税的 “双轨”时代，真正实现“两税合一”。新企业所得税法从我国现阶段的国情出发，针对当前 在税收领域存在的新情况和新问题，进一步明确所得税征收的原则，明确内外资企业适用 统一的企业所得税税率，进一步规范了企业的税前扣除办法及其标准，完善了税收优惠政 策，强化了税收征管。该法的贯彻实施将有利于我国产业结构优化升级，有利于为各类企 业创造一个公平竞争的税收环境，标志着未来我国涉外税制建设由对外资优惠转向统一税 制、公平竞争。 二二 、 问题的提出问题的提出 改革开放以来，我国着实抓住了发展的机遇，经济方面不断以较高的速度发展， 推动经济发展的主要是“三驾马车” ，其中的消费主要通过内需来表现。94 年 我国税制体制改革以来，我国内需不断扩大，逐渐形成“多层次，宽领域”的 格局。 1998 年以来我国扩大内需的税收政策简析 （一）鼓励投资的税收政策。一是在 2000 年暂停征收固定资产投资方向调节税，每年减少 税收 100 亿元，对启动房地产市场起到了重要作用；二是从 1999 年 7 月 1 日起，各类企业 用于符合国家产业政策的技术改造项目的国产设备投资，按 40%的比例抵免企业所得税。 这是一项含金量很高的政策，有力地推动了社会的投资额；三是对中小企业减免企业所得 税。2002 年 6 月 29 日，九届全国人大常务委员会第二十八次会议通过了中华人民共和 国中小企业促进法 ，该法规定：鼓励对中小企业发展基金的捐赠和各类依法设立的风险投 资机构增加对中小企业的投资。对几类中小企业在一定期限内减征、免征所得税，实行税 收优惠；四是对国有大中型企业改制分流经济实体的企业所得税实行优惠；五是四次调整 证券交易印花税税率，目前已降至 2。 （二）刺激消费的税收政策。如1999年我国恢复对储蓄存款利息所得征收个人所得税； 1999年为刺激我国房地产市场的发展，出台了有关房地产契税、营业税、土地增值税的优 惠政策。2002年2月10日，我国出台了关于2002年减轻农民负担工作的意见 。意见中指 出：要继续执行禁止平摊农业特产税、屠宰税的规定；做好农村税费改革试点地区农民负 担的监督管理工作；普遍推行农业税收“公示制”；继续抓好农民负担的监督检查，规范农 业税收征管，防止违反规定平摊税收，落实好灾区和贫困地区农业税费减免政策。 （三）金融业税收政策。一是降低金融企业的营业税税率，并从2001年起分三年营业 税率由8%降到5%；二是调整金融保险坏帐准备金税收政策，对其按提取呆帐准备资产期 末余额1%计提的部分，准予在企业所得税前扣除；二是给予开放式证券投资基金税收优惠； 三是对黄金交易实行增值税优惠。 （四）资源开发和综合利用、高新技术方面的税收政策。一是对冶金联合企业矿山铁 矿石减征资源税；二是对利用废物生产和回收原料减免增值税；三是鼓励软件产业和集成 电路产业发展的税收优惠。 （五）科教文卫方面的税收政策。一是对少数民族和西部地区教育实行税收优惠；二 是对职业教育实行所得税优惠；三是给予民办教育税收优惠。 归纳我国自1998年以来的税收政策，得到两点结论：一是近年来的税收政策调整是有 增有减、以减为主的结构性调整；二是这种税收政策的结构调整在特定的阶段并没有引起 税收减收，相反税收收入还保持持续增长。 我国也采取了一些政策措施，但主要是财政支出和信贷方面的政策措施。 如在财政支出方面采取各种措施进一步提高城乡居民的收入，特别是低收入阶 层的收入。2000年下半年以来，中央采取提高中低收入阶层三条保障线的水平， 增加国家公务员工资水平等政策措施，对增加居民收入、刺激消费需求起到了 明显效果。在信贷方面主要采取对住房、耐用消费品、旅游、教育等大宗消费 支出贷款方式，在居民收入不变的前提下，通过转变消费观念、鼓励提前消费 来扩大消费规模，增加消费需求。在税收方面主要是开征利息税，来促使个人 将储蓄转为消费。由此可见，税收政策对内需巨大的影响，二者之间有着千丝 万缕的联系。因此研究税收对内需的影响有着重要的经济意义。本文就将对二 者具体的关系展开论述和分析。 三、模型设定三、模型设定 内需，即国内需求，通常是由消费需求和投资需求组成的，但是实际上主要是 通过刺激居民消费来达到拉动内需的目的的，因此本文是从居民消费的角度来 研究拉动内需的税收政策的，需要考虑以下几个方面： （1）对于被解释变量的选择。被解释变量应该要表达居民的消费水平，所以我 们用人均居民消费支出这个指标来衡量。居民消费支出指的是居民用于满足家 庭日常生活消费的全部支出，是社会消费需求的主体，拉动经济增长的直接因 素。所以我们选用它作为被解释变量来衡量居民的消费。 （2）数据性质的选择。因为我们所做的模型主要是针对我们国家，因此一般年 份的数据都可以找到。而鉴于 1994 年税制改革后税收统计口径与从前有差异， 所以本项目选取 19942011 年的数据建立时间序列模型。考虑到居民消费支 出还受到价格因素的影响，因此要单纯的研究税收政策对居民消费的支出，需 剔除价格因素的影响，故以 1994 年的人均消费支出为基准，对以后各年度的消 费支出进行平减。随着时代的不断发展和经济的显著增长，我国居民的消费水 平也在逐年提高。如果仅采用反映同一时间、不同解释变量的横截面数据显然 会受制约，从时间序列数据的角度分析更为合理。 （3）影响因素的分析 众所周知，内需是相对于国内的需求，包括消费需求和投资需求。而消费需求 是扩大内需的重点，平常所说的内需不足指的都是居民消费需求不足，因此本 文主要是从消费的角度来研究的。政府征税会导致居民的可支配收入减少，进 而减少消费，但有时候会通过不同税种间的结构效应刺激居民消费，所以人均 可支配收入是影响居民消费的首要因素。而税收政策不仅通过税收在经济生活 中的收入效应体现出来，而且也通过替代效应反应出来，因此，人均所得税， 人均商品税，人均财产税等因素都对居民消费产生影响。下面进行具体的分析： 第一人均可支配收入，指的是总的人均收入，既包括城镇居民的人均可支配 收入，也包括农村居民的人均纯收入。政府征税会减少居民的可支配收 入，进而在总量上导致居民减少其消费支出，使得征税行为产生了收入 效应，所以人均可支配收入会影响居民的消费。 第二人均个人所得税，我国是发展中国家，因此所得税调节居民消费需求主 要通过个人所得税来实现，一般表现为个人所得税的收入效应。政府在 对居民的个人所得征税后只会减少纳税人的可支配收入，进而降低其消 费的能力。在某些特殊的情况下，比如纳税人的偏好问题时也会产生替 代效应。所以个人所得税具有调节收入分配差距，促进居民消费需求增 长的作用。 第三人均增值税，增值税在我国税收收入中所占比重大，并且在我国以流转 税为主的税制结构下，增值税对收入分配具有明显的逆向调节作用，在 此情形下，一定程度也抑制了我国的人均消费支出。 第四人均消费税，收入的差距导致人们消费需求不同，其中高收入人群的消 费需求一般较高。因此，国家在对高收入者征收所得税的同时，还可以 在这些人进行高消费时通过消费税进行调节。所以消费税有利于调节收 入，缓解社会分配不公，从而调节人均消费支出。 第五人均营业税，营业税是作为流转税的一部分，其作用机理与之前的两种 税制相似，营业税存在大量重复征税的问题，所以在一定程度上会抑制 居民收入，从而也进一步抑制了居民的人均消费。 第六人均房产税，房产税是财产税的一个重要组成部分，所以我们选取其作 为财产税的代表。而财产税一直是地方政府财政收入的主要来源。虽然 征收财产税减少财产所有者的净收益，但因存量财产需要变现才可以用 于消费，所以一般认为财产税对居民当前消费不产生影响，只是使财产 相对于当前消费变得更加昂贵，即仅在购买财产与当期消费之间产生替 代效应。理性消费者此时会增加当前消费，减少储蓄，这说明财产税有 利于扩大居民消费。因此，准备将以上这六个因素作为模型的解释变量。 （4）模型形式的设计 因为本文主要是研究刺激居民消费的税收政策，所以首先对被解释变量 y，即 人均居民消费支出，和 居民（包括城镇居民和农村居民）的人均可支配收入 x1，人均个人所得税 x2，人均增值税 x3，人均消费税 x4，人均营业税 x5，人 均房产税 x6 这 6 个解释变量作回归分析，并将方程的形式设定为： lny=c+c1x1+c2lnx2+c3lnx3+c4lnx4+c5lnx5+c6lnx6+u 然后，进行逐步回归，对模型进行修正，得出最正确的模型。 四数据的收集 本文收集了 1994 年到 2011 年的有关数据，如下： 人均居民 消费支出 y（元） 人均可支 配收入 x1 人均个人 所得税 x2 人均增值 税 x3 人均消费 税 x4 人均营业 税 x5 人均房产 税 x6 19941822.63 1869.66 6.07 192.60 40.67 55.90 5.03 19952342.26 2363.33 10.86 214.85 44.71 71.46 6.75 19962774.42 2813.92 15.79 242.08 50.68 86.00 8.35 19972986.55 3069.80 21.02 265.63 54.90 107.12 10.02 19983144.36 3250.25 27.14 290.83 65.32 126.25 12.81 19993332.68 3477.58 32.89 308.61 65.24 132.65 14.59 20003617.92 3711.82 52.05 359.24 67.72 147.45 16.54 20013873.46 4058.53 77.98 419.75 72.87 161.73 17.91 20024130.43 4518.90 94.34 480.98 81.46 190.76 21.98 20034461.13 4993.22 109.73 559.99 91.49 220.11 25.06 20045017.27 5644.62 133.63 693.75 115.54 275.56 28.18 20055579.76 6366.56 160.22 825.36 124.95 323.69 33.34 20066281.99 7210.93 186.67 972.61 143.46 390.17 39.19 20077290.79 8566.60 241.10 1170.84 167.02 498.16 43.55 20088408.79 9938.93 280.29 1355.17 193.39 574.27 51.23 20099260.74 10964.56 295.94 1384.88 356.78 675.46 60.22 201010497.25 12507.59 360.75 1573.07 452.79 832.11 66.68 201112242.20 14581.95 449.33 1801.06 514.80 1015.25 81.82 五、模型的估计和调整五、模型的估计和调整 先对被解释变量与解释变量进行回归分析，并将方程形式设定为二次型 Y=C+C1X12+C2X22+C3X32+C4X42+C5X2+C6X62+ Eviews 的最小二乘计算结果见表 1.1 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/26/13 Time: 23:07 Sample: 1994 2011 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C188.698999.014071.9057790.0831 X10.9088370.03381826.874050.0000 X22-0.0275410.012799-2.1518960.0545 X32-0.0006030.000181-3.3287440.0067 X42-0.0085490.003429-2.4932230.0299 X520.0086420.0033152.6068730.0244 X62-0.0485030.125316-0.3870440.7061 R-squared0.838275 Mean dependent var5392.479 Adjusted R-squared0.812352 S.D. dependent var3005.030 S.E. of regression56.04689 Akaike info criterion11.17556 Sum squared resid34553.80 Schwarz criterion11.52181 Log likelihood-93.58000 F-statistic8143.186 Durbin-Watson stat1.813463 Prob(F-statistic)0.000000 由上表知，模型中 X52 不符合经济意义，X62 没通过显著性检验，其他 均符合。 利用相关系数可以分析解释变量之间的两两相关情况。在 Eviews 软件中可以直接计算 YX1X22X32X42X52X62 Y 1.000000 0.999711 0.956608 0.985298 0.882699 0.941417 0.968363 X1 0.999711 1.000000 0.956611 0.986673 0.881086 0.940828 0.968147 X22 0.956608 0.956611 1.000000 0.984522 0.957329 0.996406 0.995583 X32 0.985298 0.986673 0.984522 1.000000 0.916040 0.972412 0.986996 X42 0.882699 0.881086 0.957329 0.916040 1.000000 0.977853 0.959555 X52 0.941417 0.940828 0.996406 0.972412 0.977853 1.000000 0.993353 X62 0.968363 0.968147 0.995583 0.986996 0.959555 0.993353 1.000000 相关系数矩阵，如下所示： 采用逐步回归，分别做 Y 对 x1 x22 x32 x42 x52 x62 的回归模型，如下所示： 变量X1 X22X32X42X52X62 参数估计 量 504.6364-0.051649-0.003033-0.0345740.0099770.00569053 t 统计 量 14.7409013.1322423.069057.51329611.1659515.52190 R20.92349420.9150990.9081130.7791570.8862650.837726 修正的 R2 0.9193860.9097930.9069880.7653540.8791570.833834 其中加入 X1 的 R2 最大，以 X1 为基础，顺次加入其他变量逐步回归，如 下所示： 变 量 变量 X1X22X32X42X52X62R2 X1,X220.798021 (4.80941) -0.151586 (2.236517) 0.939423 X1,X320.833019 (28.39234) -0.000127 (-2.123501) 0.919467 X1,X420.794602 (6.63964) -0.000327 （7.64488 4） 0.919437 X1,X520.7948443 （- 1.898989） - 0.074237 （0.41144 ） 0.899428 X1,X620.794364 ( 40.14627) 0.012810 ( 0.319935) 0.909426 经比较，X22 改进最大，在此基础上，继续加入其他变量，最后得到的结 果如下所示： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/26/13 Time: 19:17 Sample: 1994 2011 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1670.393251.66236.6374400.0000 X1-0.0001833.62E-055.0643920.0002 X22-0.0651070.013992-4.6529890.0005 X32-0.0026370.001506-2.7515600.1034 X42-0.0250600.006736-3.7202270.0026 R-squared0.992267 Mean dependent var5392.479 Adjusted R-squared0.989888 S.D. dependent var3005.030 S.E. of regression302.1775 Akaike info criterion14.49004 Sum squared resid1187046. Schwarz criterion14.73736 Log likelihood-125.4104 F-statistic417.0527 Durbin-Watson stat1.220615 Prob(F-statistic)0.000000 估计结果如下： Y=1670.393 + 0.0002X1 2- 0.0651X22 - 0.0026X3 2- 0.0251X42 (251.6623) (3.62E-05) (0.0014) (0.0015) (0.0067) t=(6.637) (5.064) (-4.653) (-1.752) (-3.72) R2=0.9823 DW=1.221 1. 经济意义检验。从回归结果可以看出，人均可支配收入的增加会提高居 民消费支出，人均个人所得税、人均增值税、人均消费税、人均营业税的增加 会降低居民消费支出。 2 统计推断检验。 1）拟合优度：从回归结果看，可决系数 R2=0.9823，模型对样本的拟合 程度高； 3）t 检验：给定 =0.05，在自由度为 n-5=13，查 t 分布表得临界值 2.16， 所以解释变量对居民消费支出都有显著影响。 3. 计量经济学检验。给定显著水平 0.05，查 DW 表，当 n=18，k=4 时， 得下限临界值 dl=0.82，上限临界值 du=1.872，因为 du1.2214-du=2.128,根据 判定区域知不存在自相关。 作异方差的 White 检验如表 1.2 所示： 表 1.2 White Heteroskedasticity Test: F-statistic14.95885 Probability0.023389 Obs*R-squared17.74579 Probability0.218605 Test Equation: Dependent Variable: RESID2 Method: Least Squares Date: 05/26/13 Time: 20:10 Sample: 1994 2011 Included observations: 18 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C799940.3392253.32.0393460.1341 X12-0.0100630.040199-0.2503340.8185 (X12)2-4.85E-095.59E-09-0.8677320.4494 (X12)*(X22)-3.65E-051.76E-05-2.0664930.1307 (X12)*(X32)2.69E-061.73E-061.5532470.2182 (X12)*(X42)-2.54E-054.10E-05-0.6205410.5789 X22631.7773461.39501.3692770.2644 (X22)20.0824370.0852530.9669680.4049 (X22)*(X32)-0.0045640.005699-0.8009150.4817 (X22)*(X42)-0.0260440.032694-0.7965870.4839 X32-27.1921021.88612-1.2424360.3023 (X32)26.10E-074.43E-050.0137740.9899 (X32)*(X42)0.0022090.0032900.6714810.5500 X4228.1638991.431000.3080340.7782 (X42)20.0061860.0071600.8639120.4512 R-squared0.985877 Mean dependent var65947.01 Adjusted R-squared0.919971 S.D. dependent var72594.50 S.E. of regression20536.5