一般公共预算非税收入对经济增长的效应研究

周美彤

（渤海大学，辽宁 锦州 121000）

一、引言

按照2004年财政部下发的《关于加强政府非税收入管理的通知》一文中对非税收入的界定，非税收入是指除税收之外，由各级政府、国家机关、事业单位、代行政府职能的社会团体等，依法利用政府权力、国家资源、国有资产等提供特定公共服务（准公共服务）取得并用于满足社会公共需要（准公共需要）的财政资金。其具体项目包括行政事业性收费、政府性基金收入、罚没收入、国有资产（资源）有偿使用收入等，并根据性质和内容的不同将非税收入分别纳入一般公共预算、政府性基金预算和国有资本经营预算，其中一般公共预算内的非税收入包括专项收入、行政事业性收入、罚没收入、国有资本经营收入、国有资产（资源）有偿使用收入和其他收入。

作为财政收入的重要来源，非税收入参与国民经济的分配和再分配，对经济增长的贡献不言而喻。随着分税制改革的不断深入，形成了财力越来越集中于中央，而事权与支出责任转移到地方的格局，税收收入已经难以满足地方财政的需要，非税收入成为了地方政府筹集资金的主要途径，非税收入对经济增长的贡献也因此得到了学术界的广泛关注。从现有的文献看，主要形成了以下几种观点：第一种观点认为非税收入对经济增长的影响为正（王小利，2004；刘寒波等，2008；王乔，2009；刘志雄，2012；白彦锋等，2013）。这些研究的共同点是建立变量间的VAR模型进行实证分析，而不同之处在于所选择的变量存在一定差异。第二种观点认为非税收入阻碍经济增长。王玉华、刘贝贝(2008)通过建立税收、非税收入、经济增长之间的VAR模型，利用脉冲响应和方差分解的分析方法，实证求出非税收入对经济增长贡献为负，因此应该严格限制非税收入的增长。第三种观点认为非税收入对经济增长的效应具有区域差异性。杨亚、沈肇章(2017)利用31个省际面板数据，建立固定效应和随机效应模型，得出结论：经济发达程度不同的地区，非税收入对经济增长的贡献也不一样。在经济不发达的地区，提高非税收入可以促进区域经济增长，对经济欠发达区域的经济增长效应不显著，而对经济发达地区的经济增长具有不利影响。第四种观点认为基于对非税收入结构的分析，认为罚没收入、政府性基金收入、国有资源有偿使用收入对经济增长作用为正，而行政事业性收费对经济增长影响不显著（张亚斌等，2014）。

通过对现有文献的梳理，可以看出大部分文献是从总量上对非税收入的经济增长效应进行分析，仅有少部分文献涉及了非税收入组成结构对经济增长的贡献。除少部分研究外，绝大部分的研究都是建立在VAR模型分析的基础上，区别只在于选择变量种类和数量上的差异，说明了对这一问题的计量研究方法过于单一。此外，就现有文献看，更多的文献是通过建立计量模型进行分析，缺少关于非税收入与经济增长关系的理论模型的研究。

为此，为了补充现有文献研究，文章试图构建理论模型，证明非税收入与经济增长关系呈现倒“U”型，也就是说，非税收入对经济增长的贡献存在最大值，这一最大值点与非税收入弹性有关。此外，文章利用面板数据的计量模型，实证求出非税收入总量对经济增长贡献的最大值，并从非税收入的构成出发，求出了非税收入的各个组成部分对经济增长的贡献。与已有文献相比，文章的突出贡献在于理论模型的建立和计量分析方法上的创新。

文章余下部分的结构安排如下：第二部分从国内和国外两个方面对现有文献进行综述；第三部分建立理论模型；第四部分对有关变量和数据进行说明；第五部分建立面板数据的固定效应和随机效应模型进行实证分析；第六部分是研究结论和对策建议。

二、文献综述

本部分主要围绕非税收入对经济增长的贡献这一论题，对国内外相关文献进行阐述和梳理，国外的研究更多地侧重于政府收支结构对经济增长的影响，对非税收入的经济增长效应关注较少，而国内学者对这一问题更多地侧重于构建VAR模型的计量分析方法，并且研究结论不一致。

1.国外研究

Raimondo(1992)认为政府对公众征收的费用对经济效率和经济增长具有一定影响，因此需要考虑公共物品分配时的公平问题。Hyman(1993)认为政府收费是为了更好地促进地区经济增长，所以应当适时适当地增加政府购买性支出，也可以适当削减政府经营费用，相对增加财政收入。Kneller(1999)通过研究OECD的20多个国家财政政策对经济增长的贡献，认为非税收入对经济增长的作用整体上是负向，但是负效应并不明显。Gemmell(2013)利用23个OECD国家的面板数据模型测度财政分权对经济增长的效应，证明非税收入的分权指标能够增强非税收入对经济增长的正向作用效果，这在一定程度上说明了非税收入对经济增长的促进作用。

2.国内研究

在国内，已有众多学者关注非税收入对经济增长的贡献，但是研究结论不尽相同，大部分研究指向非税收入对经济增长具有正向效果。王小利(2004)以预算外支出作为非税收入的替代变量，利用1978—2003年的数据建立预算外收入与GDP之间的VAR模型，研究发现非税收入对经济增长具有正向促进作用，并且两者存在长期均衡关系。刘寒波、李晶、姚兴伍(2008)在选取变量时，将非税收入看作是一般预算内收入和预算外资金之和，构建VAR模型研究非税收入与经济增长的关系，从而说明非税收入对经济增长作用为正。王乔(2009)建立预算外收入与GDP之间的协整检验，证明非税收入正向作用于经济增长，经济增长也会反作用于非税收入。刘志雄(2012)利用全国31个省际面板数据实证分析非税收入对经济增长的促进作用，并且证明西部地区的作用效果要强于东部和中部地区。白彦锋等(2013)立足于全国、中央、地方三个层面，构建税收收入、非税收入和GDP之间VAR模型，研究三者之间的动态关系，他认为，非税收入对经济增长不存在挤出效应，非税收入尚在可控范围之内，并且非税收入与税收收入不存在明显的替代关系。除此之外，一部分学者通过研究发现非税收入对经济增长的作用效果为负，不利于经济增长。苏明(2000)认为如果非税收入大量游离于预算之外，就会造成非税收入规模过于庞大，增加了地区企业和居民的负担，这样将不利于地区经济增长。李志友(2003)则认为非税收入的规模过大会挤占地方税收收入，削弱了中央对地方经济的调控能力，对地方经济增长不利。同样，田志刚(2004)也认为非税收入制约了地区居民消费需求和企业有效生产，阻碍经济的健康发展。王玉华、刘贝贝(2008)，李涛等(2011)通过实证分析也得出了非税收入阻碍经济增长的结论。

综上所述，已有文献从计量分析的角度定量地研究了非税收入、税收收入与经济增长的关系。如果将财政收入看作是非税收入和税收收入之和，构建包括消费者、生产者以及政府在内的三部门拉姆齐经济增长模型，通过汉密尔顿方程和拉格朗日函数证明得出非税收入对经济增长具有最优作用效果，并且非税收入组成部分对经济增长的贡献也具有最大值，这一研究结论是对现有文献研究方法的补充，研究所采用的分析方法对现有文献在理论研究上进行了完善。

三、理论模型的建立

借鉴龚六堂、邹恒甫(2002)、殷德生(2004)的建模方法，构建政府部门、代表性厂商、代表性消费者三部门最优化模型，以便求出使人均产出增长率最大化的非税收入占财政收入的比重。

具体推导过程如下：

1.政府行为

假设Sg=πY，Sg1=π1Sg，Sg2=π2Sg，其中，π为财政收入占国内生产总值的比重，π1，π2分别为政府税收收入、非税收入占财政收入的比重。S=Sg1+Sg2，Sg1为税收收入；Sg2为非税收入；S为财政收入。

2.代表性厂商行为

假设Cobb—Douglas生产函数：

其中，Sp为私人储蓄，Sg1为税收收入；Sg2为非税收入；S为政府财政收入，Sg为政府公共储蓄，S=Sg1+Sg2=Sg；b，f分别为税收收入占总财政收入的弹性和非税收入占总财政收入的弹性。

假设0＜a＜1，0＜b＜1，0＜f＜1，a+b+f=1，式(1)为生产规模报酬不变的生产函数，即若t=1/S则式(1)为Y/S=(Sp/S)a(Sg1/S)b(Sg2/S)f。

3.代表性消费者行为

4.非税收入的规模对经济增长的影响

求解上述问题的最大化的解，构建汉密尔顿方程：

式(1)的一阶条件为：

由于人均产出增长率公式为：

求R(t)函数关于Sg2/S的最大值。其中：

对R(t)求导数：

5.使经济增长最大化的非税收入最优结构

一般公共预算内非税收入由专项收入、行政事业性收入、罚没收入、国有资本经营收入、国有资产（资源）有偿使用收入以及其他收入组成。设专项收入为χ1，行政事业性收入为χ2，罚没收入为χ3，国有资本经营收入为χ4，国有资产（资源）有偿使用收入为χ5，其他收入为χ6，则Sg2=χ1+χ2+χ3+χ4+χ5+χ6。

并且Sg2=χ1+χ2+χ3+χ4+χ5+χ6，建立拉格朗日生产函数，求使产量最大化的非税收入的最优结构。

将式(6)～(11)计算并带入Sg2=χ1+χ2+χ3+χ4+χ5+χ6，则整理得：

四、主要变量的解释说明与数据选取

1.非税收入、税收与GDP

如图1所示，根据历年《中国统计年鉴》，文章选取1978—2017年的数据，可以看出GDP与税收收入呈现同方向增长，从而说明GDP与税收收入具有正向相关关系，而非税收入与GDP呈现非线性关系，类似于一种倒“U”型的关系，GDP在某一点之前与非税收入呈现正相关关系，到达该点之后非税收入与GDP则呈现负向相关关系。

图1 1978—2017年税收、非税收入与GDP的关系

2.政府非税收入的主要形式

非税收入是政府财政收入的重要补充形式，根据2013年以后的《中国统计年鉴》中财政一般公共预算收入表所列，非税收入主要包括以下六种收入形式，如表1所示。

表1 2014—2018年一般公共预算内非税收入各分项收入情况（单位：亿元）

从表1可以看出，国有资产（资源）有偿使用收入和专项收入在政府非税收入中占主体地位，并呈现出逐年递增的趋势，行政事业性收入在非税收入中的比例逐年下降。罚没收入、国有资本经营收入、其他收入波动幅度保持相对稳定，这说明，随着非税收入改革的不断深入和非税收入结构的不断优化，非税收入的整体格局正逐步表现出良性的发展态势，各项收入保持平稳并表现出规范化的特征。

从图2可以看出，2014—2018年各类非税收入数量有升有降，并且变化幅度比较明显。其中，呈现明显递增趋势的有：专项收入，从2014年的3711.35亿元上升至2018年的7523.38亿元，增长率达到102%；罚没收入，从2014年的1721.82亿元增加至2018年的2659.18亿元，增长幅度为54.4%。国有资产（资源）有偿使用收入从2014年的4366.77亿元增长至7075.98亿元，增长率为62%。

图2 2014—2018年非税收入各项目数量情况

呈现递减趋势的有：行政事业性收入，从2014年的5206亿元下降到2018年的3925.45亿元。行政事业性收入减少的原因在于为了给民营企业和中小微企业减负，促进其发展，中国政府积极推行减税降费政策，从近几年行政事业性收入的大幅减少可以看出这项政策收效显著。

3.数据的选取和变量的说明

文章将中国30个省份（不包括西藏和港澳台地区）的非税收入作为研究对象，考虑到2007年之后非税收入在衡量口径上的变化，因此选取2007—2017年的地方省份的相关数据进行面板数据模型的回归分析。为了消除面板数据模型可能带来的异方差和非线性等问题，借鉴杨亚、沈肇章(2017)处理方法，对所有变量进行对数化的处理。所有数据来源于2008—2018年的《中国财政年鉴》和《中国统计年鉴》。

文章选用各省份的实际GDP来衡量经济增长。解释变量为各省份的一般公共预算内的非税收入总量，记为FTAX，其中非税收入的结构包括六项收入，分别为专项收入(ZINCOME)、行政事业性收入(XINCOME)、罚没收入(FINCOME)、国有资本经营收入(GINCOME1)、国有资产（资源）有偿使用收入(GINCOME2)、其他收入(QINCOME)，其他的控制变量包括固定资本投资总额CAP、税收收入TAX。

对所有变量取对数后的统计量描述如表2所示。

表2 各主要变量的描述性统计

五、实证分析

1.计量模型的构建

文章旨在通过省级面板数据研究非税收入对经济增长的倒“U”型效应，选择省级面板数据进行分析的好处在于通过样本数量的增多，可以增强分析的准确性，增加了自由度。计量模型设定如下：

二次项模型是研究非线性关系最优的方法，引入非税收入的二次项，建立非税收入与经济增长的二次函数，如果二次项系数回归结果为负，这说明非税收入与经济增长为倒“U”型的非线性关系。

根据Cobb—Douglas生产函数：GDP=CAPαTAXβFTAXγ，对这个生产函数求对数，函数变为：LGDP=αLCAP+βLTAX+γLFTAX，这个函数计量模型的形式即为模型2，这个模型2是对非税收入总量进行分析。

模型3加入非税收入结构中的六个收入项目，分析非税收入构成对经济增长的贡献度。

2.面板数据的检验

（1）单位根检验

由于时间序列数据的非平稳性可能会造成虚假回归的问题，因此在进行模型回归之前，需要对面板数据进行单位根检验，为了增强检验结果的准确率，使计量分析更加稳健，采用LLC和ADF-Fisher这两种面板单位根检验方法。检验结果如表3所示。

表3 面板单位根检验结果

由表3可以得到，在10%的显著性水平下，各统计变量拒绝存在单位根的原假设，这说明面板数据是平稳的，可以进行协整检验。

（2）协整检验

通过面板数据的单位根检验，该序列的数据是平稳的，满足协整关系检验的基本条件，因此进行协整检验，以确定时间序列是否存在长期均衡的协整关系。检验结果如表4所示。

表4 面板数据的协整检验结果

依据表4所示，Kao检验的P值接近零值，拒绝不存在协整关系的原假设，说明各变量之间存在长期均衡的协整关系。在Pedroni检验，由于样本量的时间跨度为2007—2017年(T=11)，所以Panel PP-Statistic和Group PP-Statistic统计量的检验效果最好，Panel v-Statistic和Group rho-Statistic的检验效果最差。在10%的显著性水平下，Panel PP-Statistic、Panel ADFStatistic、Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic都拒绝了不存在协整关系的原假设，通过以上两种协整关系的检验方法，说明选取的变量之间存在长期均衡的协整关系。

（3）LR检验

面板数据模型主要有三种形式：混合效应模型、固定效应模型和随机效应模型，因此在进行面板数据的模型之前需要首先确定模型的选择形式，在原假设为固定效应假设前提下选取LR检验确定面板数据是否采用混合效应模型，如果拒绝原假设说明模型应该选取混合效应模型进行回归分析。模型1的LR检验结果见表5。

表5 LR检验

从表5可以看出，在5%显著性水平下，拒绝个体固定效应模型的假设，模型1应该选择混合效应模型进行分析。

（4）Hausman检验

在拒绝了混合效应模型的情况下，在随机效应模型下，利用Hausman检验来验证模型是否应该采用随机效应模型或者是固定效应模型，如果在5%的显著性水平下，拒绝采用随机效应的原假设，则说明模型2和模型3应该采取固定效应形式。Hausman检验结果整理如表6所示：

表6 Hausman检验

从表6中得到，在随机效应下，进行Hausman检验的P值为1，说明模型不能拒绝采用随机效应形式的原假设，所以面板数据模型应该采用随机效应模型。

3.模型的回归与结果分析

根据模型1：

其中：GDPi为30个省份（不包括港澳台和西藏）的实际国内生产总值，TAXi为30个省份的税收收入，FTAXi为30个省份的一般公共预算内的非税收入总额，FTAXi2为引入的二次项，通过二次项前面的系数符号来判断回归模型所表示的二次函数是否呈现倒“U”型，如果系数为负，即为倒“U”型的函数，这也意味着非税收入与经济增长具有倒“U”型的非线性关系，非税收入存在最大值点，也就是最优的非税收入。∏μi表示除非税收入外对经济增长具有贡献的其他变量，包括税收收入、固定资产投资等，所有变量均采取对数化处理、选择混合效应模型进行分析，运用Eviews6.0进行数据的回归分析，得到的回归结果如表7所示。

从表7中可以看到，R2统计量和调整的R2统计量的值为0.91，接近于1，说明方程拟合得很好，F统计量的值为827.2927，远大于临界值，Pro(F-statistic)接近于0，这些说明方程很好地通过了显著性检验，解释变量和控制变量的概率都小于0.5，说明在5%的显著水平下，通过了系数的显著性检验，据此分析，所建立的混合效应模型很好地拟合了非税收入对经济增长的影响，回归方程整理如下：

表7 混合效应模型回归结果

根据上述的回归模型，二次项LFTAX2的系数为-0.0232，说明二次函数的二阶导数为负，因此函数有最大值，因此函数图像为倒“U”型，这也说明了非税收入对经济增长具有倒“U”型的非线性效应，非税收入在最大值点时，对应的经济增长量最大，这就是最优的非税收入。

根据模型2：

对式(14)左右两边取对数，函数变为：lnY=alnSp+blnSg1+flnSg2

其中，Sp为固定资产投资额，Sg1为税收收入，Sg2为非税收入，该生产函数的计量经济模型的形式就是模型2，根据理论模型，最优的非税收入占财政收入的比重即为：选取2007—2017年30个省份的相关数据进行面板数据模型回归，由于Hausman检验结果，采取随机效应模型对模型2进行分析，回归结果如表8所示。

表8 随机效应模型回归结果

根据变截距随机效应模型的结果，模型2的回归方程整理为式(15)：

根据模型3：

以上都是针对非税收入总量对经济增长贡献的分析，模型3侧重于从非税收入的结构对经济增长的作用，依然根据柯布-道格拉斯生产函数：

将该生产函数两边取对数，

式(17)的计量模型形式如模型3所示，利用随机效应模型对模型3进行回归分析，结构见表9。

表9 非税收入按内部结构进行随机效应回归结构

根据表9，R2和调整的R2统计量的值为0.95，接近于1，说明模型3的拟合效果很好，F统计量的值为616.7228远大于临界值，对应的P值接近0，说明方程通过了显著性检验，建立的随机效应模型很好地反映了一般公共预算下的非税收入内部各组成收入对经济增长的影响机制，回归方程整理如下：

根据回归方程，专项收入、罚没收入、国有资产（资源）有偿使用收入对经济增长的作用呈现正向关系，并且罚没收入对经济增长的影响最大，罚没收入占非税收入的比重可表示为此时罚没收入对经济增长的贡献最大，国有资产资源占比达到16.14%时，经济增长效应最大，专项收入占比达到19.65%时，对经济增长的贡献最大；行政事业性收费、国有资本经营收入对经济增长的影响为负向，因此减少行政事业性收费和国有资本经营收入对经济增长具有重要意义。

得到上述结论的原因主要有以下几点：首先，在中国现行经济条件和政治环境下，罚没收入的征收旨在维护正常的市场秩序和经济规章制度，确保市场经济得以良性运行，是非税收入中最直接、最有效的一种手段。罚没收入的存在，很好地纠正了市场失灵所带来的负面外部效应，有效抑制了公共产品使用中的免费搭车行为和不正当行为，进一步优化了社会的资源配置，从而促进了经济增长；其次，中国政府对国有资产（资源）具有所有权，该类非税收入对经济增长的贡献不言而喻且与国有资产亿元所有量和开发利用率有关系，国有资产（资源）越丰富的地区，国有资源资产有偿使用收入对经济增长的贡献越大，这与地区的要素禀赋优势密切相关。随着中国市场经济的深入发展和生态环保意识的增强，中国政府提高了保护国有资产（资源）的意识，使得国有资产资源的有偿使用收入更加合理规范，促进了中国经济的高质量发展；最后，各种名目繁多的行政事业性收费不利于企业的发展，特别是中小微企业，国家出台了一系列的减税降费举措，给中小微企业减负，因此应该尽可能地较少非税收入中行政事业性收入，行政事业性收入偏高将不利于中国的经济增长。

六、主要结论和启示

文章通过建立加入政府部分的拉姆齐模型进行理论分析，并通过对2007—2017年全国30个省份（不包括西藏和港澳台）面板数据进行随机效应、固定效应和混合效应回归分析得到以下结论：

第一，从非税收入总量来看，非税收入对经济增长呈现倒“U”型的效应。当非税收入占财政收入比重达到13.29%时，非税收入对经济增长的贡献最大，在非税收入占比小于13.29%时，非税收入能够促进经济增长，占比超过13.29%时，非税收入将阻碍经济增长。

第二，从非税收入的结构来看，一般公共预算下的非税收入中的专项收入、罚没收入、国有资产（资源）有偿使用收入对经济增长的效应为正向，而行政事业性收费、国有资本经营收入对经济增长的作用为负向。当专项收入占非税收入的比重为19.65%，罚没收入占比为58.15%，国有资产（资源）有偿使用收入占比为16.14%，行政事业性收入占比为1.1%，国有资本经营收入占比为1.56%时，专项收入、罚没收入、国有资产（资源）有偿使用收入、行政事业性收入、国有资本经营收入对经济增长的贡献最大，小于临界值时，该项非税收入能够促进经济增长，大于临界值则阻碍经济增长。

根据上述结论，地方政府要理性对待非税收入，优化非税收入的结构，在经济不发达地区要适当提高非税收入的规模，发挥非税收入对经济增长的正向作用。在经济发展的初期，地方政府要适当扩大非税收入的规模，随着经济进一步发展，应该适时调整非税收入规模，加强非税收入的管理，避免非税收入对经济产生抑制作用。