我国五大税种与实体经济关系的实证分析

◆陈宝熙 ◆许锦锋

一、引言

我国将实体经济作为经济转型的战略关键，并出台了一系列的税收政策以促进实体经济的发展。然而，我国的实体经济现状仍不容乐观，还存在不少制约实体经济发展的问题。在这形势下，研究主要税种与实体经济之间的关系，分析它们如何影响实体经济，就有着重大的现实意义。

在做实证之前，有必要对实体经济进行定义。现在国内外学术界对实体经济都没有一个统一的定义，各个学者在对实体经济进行实证研究时使用的指标也不相同。刘金全（2004）用M2 代表虚拟经济，GDP 代表实体经济。曹源芳（2008）以上证综合指数作为虚拟经济变量，我国工业增加值作为实体经济变量。罗能生和罗富政（2012）以金融业及房地产业产值作为虚拟经济总量指标，GDP 减去虚拟经济总量指标作为实体经济总量指标。而更多的学者在做实证时则将实体经济等同于包括金融在内的GDP，将虚拟经济等同于资本市场总额或货币供应量或证券综合指数。

实体经济是真正创造财富的经济形式，其涵盖行业比虚拟经济要大得多，因此从实证角度出发，必须先定义虚拟经济，继而反向界定实体经济范畴。最早提出虚拟资本这一概念的是马克思。马克思在《资本论》中，最早把实体经济和虚拟经济划分开来，并描述了实体经济与虚拟经济的运行过程。从马克思的定义出发，不能单纯地划分哪些行业属于实体经济，哪些不属于实体经济，而是要看其对应的具体经济行为是否属于实体经济过程。也就是看，这一经济行为产生的经济增值是否创造了价值，是否属于实体增值。所谓实体增值，是指商品或者服务在流通过程中因实际需要产生的内在增值；与之相对的虚拟增值则是指以商品为载体进行的纯资本流通，从而导致商品市场价格大幅上扬的“增值”，其实质就是资本的自我增值。

二、样本选取、变量说明和数据来源

由于我国很多税种都是自1994 年税制改革后才开始征收的，所以样本选取从1995 年到2013年19 年间的数据，分别包括实体经济（RGDP）、企业所得税（EIT）、个人所得税(PIT)、增值税（VAT）、营业税(YYT)和消费税(XFT)的数据。其中，实体经济由国内生产总值减去金融业和房地产业的增加值，金融业是典型的虚拟经济，而房地产业既有实体经济成分，又有虚拟经济成分，但《中国统计年鉴》中的房地产业增加值不包括建筑施工活动，也不计算建筑施工创造的增加值，剩下的就是纯粹的虚拟经济成分。而一些年份对农产品等实体物质进行的炒作也算是虚拟经济的一部分，但是由于数据无法获取，且相对而言数额较小，可以忽略不计。

本文从1995 年至2012 年的数据均来自于《中国统计年鉴》，其中《中国统计年鉴》2001 年以前的企业所得税只包括国有及集体企业所得税，2001 年以后的企业所得税还包括其他所有制企业部分，因此这部分的数据要通过国家税务总局税收收入统计的数据予以更替，以维持数据口径前后的统一。2013 年的税收数据来自财政部网站的财政数据，国内生产总值、金融业增加值、房地产业增加值数据则来自国家统计局的《2013 年国民经济和社会发展统计公报》。另外，文章采用的统计分析软件为Eviews6.0。

三、实证检验

（一）描述性统计分析

图1 1995-2013 年各项指标增长率

从图1 可以看出从1995 年到2013 年实体经济的增长率曲线是一个比较平稳的曲线，增值税增长率、营业税增长率和消费税增长率整体而言，与实体经济的增长率曲线非常贴近，其中增值税和营业税的增长率上升或者下降的年份与实体经济完全一致，增长速度也十分接近，这与流转税在我国税制结构中的主体地位十分吻合。消费税增长率在2009 年突然提高，这主要是由于2009 年实行了燃油费改税。企业所得税和个人所得税的增长率曲线一开始波动较大，后来逐渐趋于平稳并贴近实体经济的增长率曲线，其中由于2011 年基于结构性减税实行了个人所得税改革，个人所得税收入在2011 年出现负增长。

（二）平稳性检验

为了减少模型变量间的波动性，消除异方差，以及得出变量增长率之间的关系，对所有变量取自然对数形式。由于变量样本是时间序列数据，为了避免变量之间出现伪回归现象，必须对变量进行平稳性检验。本文首先通过AIC 准则确认各变量的滞后阶数，再采用ADF 方法检验变量的平稳性。检验结果如表1 所示：

表1 各变量的单位根检验结果

对各变量进行二阶差分后，在10%的显著性水平上所有变量均通过单位根检验。可见Lnrgdp与LNEIT、LNPIT、LNVAT、LNYYT、LNXFT 均是二阶单整序列，符合协整检验的前提条件。

（三）方程的回归估计与协整检验

利用OLS 法（最小二乘法）建立线性回归模型，由于所求得的回归方程的DW 值都小于dL=1.08（N=19，K=2，取显著性水平α 为5%时），说明回归模型存在一阶正自相关。为修正自相关性，在模型中加入AR（1），采用OLS 回归方法估计，结果如下：

调整后的模型DW 值都在区间[dU，4-dL]内，说明调整后的模型不存在一阶正相关。

下面对调整后的回归方程的残差序列的平稳性进行ADF 检验，进而判断因变量与自变量之间是否存在协整关系。检验结果如表2 所示：

表2 回归方程残差的ADF 检验结果

由表2 的协整检验结果可以看出，在1%的显著性水平下T 统计值小于给定的标准值，接受不存在单位根的结论。因此可以确定回归方程式1、式2、式3、式4、式5 的残差是平稳序列，说明这五个税种收入与实体经济存在长期均衡关系。

（四）Grange 因果检验

Granger 因果检验是用于分析两个变量之间Granger 因果关系的一种常用方法。在前文实证研究中可以得出，RGDP、EIT、PIT、VAT、YYT 和XFT 在二阶差分下是平稳序列，且调整后的回归模型的残差RESID 通过了ADF 检验，是平稳序列，满足Granger 因果检验的前提条件，在取1 到4 阶滞后的情况下，得到表3 所示结果。

表3 Granger 因果检验结果

注：*表示在10%水平上显著，**表示在5%水平上显著，***表示在1%水平上显著。

四、实证分析的结论与启示

从调整后的回归模型，可以得出企业所得税收入增加1%时，实体经济总量增加0.113899%；个人所得税收入增加1%时，实体经济总量增加0.727112%；增值税收入增加1%时，实体经济总量增加0.635711%；消费税收入增加1%时，实体经济总量减少0.008897%；营业税收入增加1%时，实体经济总量增加0.764757%。在所得税方面，个人所得税对实体经济的影响比企业所得税大，因此应该更加注重个人所得税的完善。在流转税方面，营业税对实体经济的影响最大，其次为增值税，而消费税的影响为负。营业税对实体经济的影响比增值税大的原因，可能在于虚拟经济组成成分的金融业和房地产业大多缴纳营业税，营业税通过影响虚拟经济，加大了自身对实体经济的影响。消费税的影响为负，但其回归系数很小，对实体经济的影响不大明显，这说明目前我国消费税不够完善，一方面是消费税税收收入太少，无法对实体经济产生重大影响；另一方面则是消费税的征税范围太过狭窄，没有从调节收入分配和促进资源配置方面来促进实体经济发展。

根据Granger 因果检验结果，企业所得税和实体经济互为因果，且企业所得税可以对后三年的实体经济产生显著影响，实体经济可以对后四年的企业所得税收入产生显著影响。可见，企业所得税对实体经济的影响是一个长达3 年的过程，我们在制定企业所得税税收政策的时候，不能只考虑当前的情况，还要考虑政策的长期影响。个人所得税是实体经济的Granger 原因，且对第三年和第四年的实体经济产生显著影响，这说明个人所得税的税收政策调整在短期内影响不大，主要是对长期的影响，因此，个人所得税的完善要注重对实体经济的长期效应。增值税和实体经济互为因果，且增值税在长期内对实体经济产生显著影响，这与增值税为我国第一大税种相符合，所以要注重增值税调整对实体经济的短期和长期的影响。营业税和实体经济互为因果，其中营业税对第一年的实体经济影响不显著，对第二年和第三年的实体经济影响非常显著，第四年影响相对降低。可见，营业税对实体经济的影响存在滞后性。因此，在制定相关营业税税收政策时，要有先见性，提前注意到营业税对实体经济的制约问题。消费税和营业税的情况类似，但影响的显著性较营业税低。同时，针对实体经济问题进行临时性的税收政策调整，应主要是能够对实体经济下一年产生显著影响的企业所得税和增值税的税收政策调整。

[1]广东省地方税收研究会课题组.扶持实体经济发展的税收政策研究[J].广东经济,2012,(8).

[2]刘金全.虚拟经济与实体经济之间关联性的计量检验[J].中国社会科学,2004,(4).

[3]曹源芳.我国实体经济与虚拟经济的背离关系：基于1998—2008 年数据的实证研究[J].经济社会体制比较,2008,(6).

[4]罗能生,罗富政.改革开放以来我国实体经济演变趋势及其影响因素研究[J].中国软科学, 2012,(11).

[5]成思危.虚拟经济与金融危机[J].管理科学学报,1999,(1).