甘家武 李建軍

收稿日期：2012?12?29；修回日期：2013?07?16

基金項(xiàng)目：云南省教育廳科學(xué)研究基金重點(diǎn)項(xiàng)目（2011Z078）；云南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年課題（QN201108）

作者簡介：甘家武（1981?），男，湖南岳陽人，武漢大學(xué)博士研究生，云南財(cái)經(jīng)大學(xué)教師，主要研究方向：財(cái)稅理論與政策.

摘要：面對(duì)2008年全球金融危機(jī)，我國于2009年將結(jié)構(gòu)性減稅作為應(yīng)對(duì)金融危機(jī)的重要途徑和手段，而這種結(jié)構(gòu)性減稅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響還存在著爭論。文章利用1978—2010年的數(shù)據(jù)，通過時(shí)間序列的協(xié)整、誤差修正模型及脈沖響應(yīng)技術(shù)方法，對(duì)稅收規(guī)模及結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，在短期，稅收規(guī)模增加不利于經(jīng)濟(jì)增長；但從長期來看，所得稅、流轉(zhuǎn)稅及稅收總規(guī)模的增長都有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)鍵詞：結(jié)構(gòu)性減稅；所得稅；流轉(zhuǎn)稅；稅收水平；稅收收入；經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號(hào)：F810.42 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1672-3104（2013）04?0029?06

2009年1月5日，財(cái)政部部長謝旭人在全國財(cái)政會(huì)議上指出，2009年財(cái)政工作的重點(diǎn)是：實(shí)行結(jié)構(gòu)性減稅以及調(diào)整國民收入分配格局，優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，推進(jìn)財(cái)稅制度改革?？梢姡Y(jié)構(gòu)性減稅為2009年中國稅收政策主基調(diào)。事實(shí)上，減稅政策可以追溯到20世紀(jì)20年代末30年代初凱恩斯提出的政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策理論。由于當(dāng)時(shí)有效需求的不足，因此凱恩斯在財(cái)政政策方面提出以減稅和擴(kuò)大財(cái)政支出為主的財(cái)稅政策。他主張國家通過干預(yù)收入分配和促進(jìn)收入均等化，以此提高消費(fèi)傾向，同時(shí)主張政府加強(qiáng)對(duì)投資的控制，保證足夠的投資需求。這種以減稅和擴(kuò)大財(cái)政支出為主的政策實(shí)施，提高了社會(huì)有效需求水平，對(duì)實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)并增加整個(gè)社會(huì)的資本存量起到了積極作用。但是，面對(duì)二十世紀(jì)七八十年代西方國家所面臨的“滯脹”現(xiàn)象，傳統(tǒng)的凱恩斯理論無法合理解釋。供給學(xué)派提出通過減稅增加社會(huì)儲(chǔ)蓄、投資和勞動(dòng)，從而增加社會(huì)總供給，最終達(dá)到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的目標(biāo)。提出以減稅來增加社會(huì)儲(chǔ)蓄、投資和勞動(dòng)，增加社會(huì)總供給的供給學(xué)派，最終達(dá)到刺激經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長的目的。西方國家所實(shí)行的“低稅率、寬稅基、少減免、嚴(yán)征管”政策，使得經(jīng)濟(jì)得到了長足的發(fā)展。正是由于減稅政策取得的巨大成功，我國很多學(xué)者希望通過減稅政策克服2008年的金融危機(jī)并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長。

對(duì)于結(jié)構(gòu)性減稅，理論上還存在著一定的爭議。目前，主要存在三種觀點(diǎn)：① 結(jié)構(gòu)性減稅是指稅種上的有增有減，但企業(yè)和居民的稅收負(fù)擔(dān)總體上得到減輕[1]；② 結(jié)構(gòu)性減稅是指稅種上的有增有減，以減為主，但稅收收入總體上應(yīng)保持上升趨勢(shì)[2]；③ 結(jié)構(gòu)性減稅是指稅種上的有增有減，總體上具有減稅效應(yīng)，但政府稅收收入不一定減少[3]。筆者認(rèn)為，稅負(fù)水平和稅收收入兩個(gè)變量并不是獨(dú)立變量，稅負(fù)水平的高低和政府稅收收入的增減，更多取決于國家政策意圖。這種結(jié)構(gòu)性減稅能否達(dá)到預(yù)期目標(biāo)，很大程度上還取決于稅收與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期關(guān)系。正是基于這些原因，本文試圖探討我國各稅種與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系，并為我國結(jié)構(gòu)性減稅提供政策建議。

文章結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是引言，提出本文研究的目的所在；第二部分是文獻(xiàn)回顧，梳理目前稅收與經(jīng)濟(jì)增長長期關(guān)系的理論現(xiàn)狀，為本文提供理論基礎(chǔ)；第三部分是實(shí)證及結(jié)果與分析；最后是全文總結(jié)及建議。

一、文獻(xiàn)回顧

稅收政策對(duì)一國的經(jīng)濟(jì)增長有具有非常重要的影響和意義。稅收和政府開支可能會(huì)影響經(jīng)濟(jì)主體的激勵(lì)，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的微觀和宏觀經(jīng)濟(jì)方面。但是，對(duì)于某些變量的影響方向存在很多不同的觀點(diǎn)。因此，稅收與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直存在著爭論。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，更高的稅收毫無疑問會(huì)導(dǎo)致低

的增長率。該觀點(diǎn)認(rèn)為，通過征稅增加財(cái)政收入會(huì)扭曲投資和儲(chǔ)蓄。Ihori（2001）利用兩種財(cái)富類型（生命周期財(cái)富和轉(zhuǎn)移財(cái)富）和兩種資本類型（人力資本和物質(zhì)資本），證明了在一個(gè)內(nèi)生增長模型中，對(duì)遺贈(zèng)和消費(fèi)征稅會(huì)減少投資和經(jīng)濟(jì)增長[4]。馬拴友（2001）根據(jù)我國1985—1999年統(tǒng)計(jì)資料對(duì)稅收與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析，認(rèn)為直接稅與經(jīng)濟(jì)增長顯著負(fù)相關(guān)[5]。郭慶旺（2002）通過對(duì)1994年稅收制度改革以來我國稅收負(fù)擔(dān)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行分析，認(rèn)為在不考慮財(cái)政支出增長效應(yīng)的情況下，稅收收入的連年超長增長是不利于經(jīng)濟(jì)增長的[6]。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府的某些稅收政策可能會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（Baier 和 Glomm，2001： 2008）[7]。這種觀點(diǎn)與第一種觀點(diǎn)不同的是，該觀點(diǎn)不是單獨(dú)考慮稅收作為經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生變量，而是同時(shí)結(jié)合了財(cái)政政策因素與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系，因?yàn)檫@些發(fā)生在政府旨在改善基礎(chǔ)設(shè)施的投資（如馬路，公路，機(jī)場(chǎng)）會(huì)吸引私人投資，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。例如Capolupo （2000）[8]在Barro（1990）[9]和Lucas（1990）[10]模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行修正，同時(shí)考慮政府投資公共教育從而增加人力資本存量，為了平衡預(yù)算政府須對(duì)產(chǎn)出征稅，認(rèn)為由于征稅是用于生產(chǎn)性的目的，所以促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。此外，Uhlig和Yanagawa（1996）[11]、Yakita（2003）[12]利用世代交疊內(nèi)生增長模型的研究，Turnovsky（1996）的研究也表明稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到正向效應(yīng)[13]。

第三種觀點(diǎn)認(rèn)為，稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長沒有影響或影響較小。Hendricks（1999，2001）證明了與人力資本新古典增長模型比較，稅收改革的經(jīng)濟(jì)增長影響更小或者對(duì)參數(shù)的選擇的更不敏感，并且與經(jīng)驗(yàn)可能的參數(shù)值相符合的經(jīng)濟(jì)增長的影響范圍非常廣。他通過假定人力資本積累的投入是可以扣稅的，發(fā)現(xiàn)對(duì)于參數(shù)的變化所有模型規(guī)格都很小，并且對(duì)于參數(shù)的變化都很穩(wěn)定。如果投入不扣稅，在無限期的框架下，經(jīng)濟(jì)增長的影響取決于若干隱含的假設(shè)條件。①[14?15]Kneller等（1999）利用22個(gè)OECD成員國家1970—1995年期間的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，非扭曲性稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長并沒有產(chǎn)生影響[16]。

根據(jù)傳統(tǒng)的凱恩斯理論，稅收對(duì)總產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)是負(fù)的，即稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)的作用是消極的。但是從目前的文獻(xiàn)來看，不同的研究者所研究的結(jié)果有所差異，甚至大相徑庭。這可以從兩方面來解釋：第一，因?yàn)閭鹘y(tǒng)的凱恩斯理論實(shí)際暗含著一前提假設(shè)條件，即稅收對(duì)總產(chǎn)出的乘數(shù)效應(yīng)的稅收為總稅收，并沒有考慮單個(gè)稅種或稅種之間的結(jié)構(gòu)變化；第二，傳統(tǒng)的凱恩斯乘數(shù)效應(yīng)理論把稅收收入和財(cái)政支出看作是相互獨(dú)立的變量，實(shí)際上兩者之間并非獨(dú)立，兩者之間有千絲萬縷的聯(lián)系。②也就是說，在大多數(shù)情況下，稅收實(shí)際上可以分為扭曲性稅收和非扭曲性稅收。扭曲性稅收通過改變資源配置，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長，而非扭曲性稅收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長就不會(huì)產(chǎn)生明顯的影響。

二、實(shí)證分析

（一） 指標(biāo)和數(shù)據(jù)說明

在指標(biāo)選擇上，由于財(cái)產(chǎn)稅和資源稅占稅收收入的比重較小，故本文并沒有考察財(cái)產(chǎn)稅和資源稅與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，只選擇了國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）、稅收總收入（tax）、增值稅（vat）、企業(yè)所得稅（cit）、個(gè)人所得稅（pit）、消費(fèi)稅（ct）和營業(yè)稅（bt）八個(gè)變量。但是考察協(xié)整關(guān)系的過程中，控制變量個(gè)數(shù)太多而樣本量太小，損耗過多自由度，出現(xiàn)了奇異矩陣的問題。另外，考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，因此本文只考慮1985—2010年所得稅、流轉(zhuǎn)稅和稅收總收入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。其中流轉(zhuǎn)稅主要包括增值稅、消費(fèi)稅、營業(yè)稅、關(guān)稅，所得稅包括企業(yè)所得稅、外商投資企業(yè)和外國企業(yè)所得稅、個(gè)人所得稅。

在數(shù)據(jù)上，為消除物價(jià)因素影響且容易得到平穩(wěn)序列又不改變變量的特征，本文所有變量都以1985年為基期經(jīng)平減處理，同時(shí)為了避免可能出現(xiàn)的異方差，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)，即lngdp、lntax、lnit和lntt分別表示對(duì)數(shù)化的國內(nèi)生產(chǎn)總值，稅收總收入、所得稅額、流轉(zhuǎn)稅額。文中所使用原始數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國稅務(wù)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二） 時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收總收入、流轉(zhuǎn)稅、所得稅的協(xié)整關(guān)系之前，首先用ADF單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)四個(gè)變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

根據(jù)表1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，四個(gè)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，但是它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以都是一階單整序列I（1）。

（三） 協(xié)整檢驗(yàn)和協(xié)整方程

雖然序列l(wèi)ngdp、lntax、lnit和lntt都是非平穩(wěn)的一階單整時(shí)間序列，這些序列的矩，如均值、方差和協(xié)方差隨時(shí)間而變化，但是這些序列的線性組合序列卻有可能不隨時(shí)間變化的性質(zhì)，這種線性組合反映了變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整（cointegration）。本文使用Johansen（1995）多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行選擇和協(xié)整檢驗(yàn)。③由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于回歸系數(shù)的向量自回歸模型

分別表示在10%、5%、1%的顯著水平；臨界值由Eviews6.0軟件給出；ADF檢驗(yàn)形式，其中C和T表示時(shí)間序列有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，趨勢(shì)項(xiàng)由Fuller（1976）中給出的t臨界值來確定，K為滯后階數(shù)，根據(jù)AIC和SC值最小準(zhǔn)則確定。

（VAR）檢驗(yàn)方法，因此在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)，即VAR模型的滯后階數(shù)。

首先，假定兩個(gè)列向量X1t和X2t，其中X1t由lngdpt、lntaxt構(gòu)成，X2t由lngdpt、lnitt、lnttt構(gòu)成，進(jìn)行VAR模型的設(shè)定。在確定模型滯后階數(shù)的時(shí)候，為了保證合理的自由度，同時(shí)使滯后階數(shù)足夠大，以便能完整反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征，本文使用用赤池（Akaike）信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨（Schwartz）準(zhǔn)則（SC）和LR統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)確定最優(yōu)滯后階數(shù)，采用自相關(guān)Q統(tǒng)計(jì)量、LM拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)殘差序列是否存在自相關(guān)，同時(shí)采用JB（Jraque-Bera）檢驗(yàn)殘差的正態(tài)性。

經(jīng)檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)列向量X1t和X2t的滯后階數(shù)為2時(shí)，VAR模型整體以及各自方程擬合效果較好，殘差序列較為平穩(wěn)，同時(shí)不存在自相關(guān)，并且殘差服從正態(tài)分布。因此，我們確定X1t和X2t的最優(yōu)模型為VAR（2）。由于協(xié)整檢驗(yàn)是無約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后的VAR模型，是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，因此協(xié)整檢驗(yàn)X1t和X2t的VAR模型滯后期為1。

國內(nèi)生產(chǎn)總值和稅收總收入，國內(nèi)生產(chǎn)總值與所得稅、流轉(zhuǎn)稅的Jonansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3所示，檢驗(yàn)結(jié)果表明國內(nèi)生產(chǎn)總值與稅收總收入，國內(nèi)生產(chǎn)總值與所得稅、流轉(zhuǎn)稅兩系統(tǒng)都在1%的顯著水平下拒絕有0個(gè)協(xié)整關(guān)系，同時(shí)在5%的顯著水平下接受有至少有1個(gè)協(xié)整關(guān)系。估計(jì)出經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式為：

兩式中，小括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，中括號(hào)內(nèi)為t值。從式（1）和（2）可知，在其他條件不變情況下，在長期，稅收收入與實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值成正向關(guān)系，稅收收入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP相應(yīng)的約增加0.41個(gè)百分點(diǎn)；由式（2）可知，在長期內(nèi)，所得稅收入額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將引起國內(nèi)生產(chǎn)總值增長約0.32個(gè)百分點(diǎn)，流轉(zhuǎn)稅收入額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，國內(nèi)生產(chǎn)總值將相應(yīng)提高約0.15個(gè)百分點(diǎn)。由此可知，雖然近年來我國稅收收入持續(xù)高速增長，狹義宏觀稅負(fù)不斷提高，但從長期來看，稅收并未成為經(jīng)濟(jì)增長的制約因素，反而整體上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有積極效應(yīng)，不過稅收的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)主要來自于所得稅，而流轉(zhuǎn)稅相對(duì)于所得稅的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)較弱。

（四）誤差修正模型與脈沖響應(yīng)分析

以上協(xié)整檢驗(yàn)說明，稅收總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP間，所得稅、流轉(zhuǎn)稅與國內(nèi)生產(chǎn)總值間存在長期均衡關(guān)系。但是在短期內(nèi)，這種均衡關(guān)系的過程如何，需要進(jìn)一步實(shí)證驗(yàn)證。根據(jù)Granger定理，可以通過建立誤差修正模型（VECM）分析變量之間的短期動(dòng)態(tài)特征。由于VECM的滯后期是無約束向量自回歸模型一階差分變量的滯后期，前面確定的無約束的稅收總額與社會(huì)總產(chǎn)出VAR模型，所得稅、流轉(zhuǎn)稅都與社會(huì)總產(chǎn)出VAR模型的滯后階數(shù)都為3，故兩者的VEC模型的滯后階數(shù)為2。稅收及其結(jié)構(gòu)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的兩VEC模型具體形式如下：

兩式中ect?1為誤差修正項(xiàng)，分別等于式（1）和（2），λi為系統(tǒng)的調(diào)整系數(shù)，包含著變量過去值對(duì)現(xiàn)在值影響的信息，反映系統(tǒng)從失衡向均衡的調(diào)整速度。兩VEC模型估計(jì)結(jié)果如式（5）和（6）：

式（5）VECM殘差序列的LM統(tǒng)計(jì)量為7.418 （P= 0.593 6），White檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為24.455 （P=0.605 0），說明VECM的殘差序列不存在異方差和自相關(guān)，驗(yàn)證了模型的有效性。模型調(diào)整系數(shù)EC為?0.3398符合逆向調(diào)整原理，表明校正上一年非均衡的程度為33.98%，對(duì)失衡調(diào)整的速度較快。從式（5）回歸系數(shù)來看，Δlntax（?1）的系數(shù)為?0.298 6且顯著，說明在短期稅收總收入的增加為降低社會(huì)總產(chǎn)出。式（6）VECM殘差序列的LM統(tǒng)計(jì)量為5.853 6 （P=0.210 4），White檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為54.47 （P=0.241 6），說明VECM的殘差序列不存在自相關(guān)和異方差。模型調(diào)整系數(shù)EC為?0.421 1，符合逆向調(diào)整原理，表明校正上一年非均衡的程度為42.11%，對(duì)失衡調(diào)整的速度比較快。從式（6）的回歸系數(shù)看，Δlnit（?1）和Δlntt（?1）的系數(shù)分別正和負(fù)，但都沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這意味著在短期所得稅和流轉(zhuǎn)稅對(duì)社會(huì)總產(chǎn)出及經(jīng)濟(jì)增長作用不明顯。

為進(jìn)一步探求稅收規(guī)模及結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的作用軌跡，文章采用脈沖響應(yīng)技術(shù)來進(jìn)行分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述內(nèi)生變量對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過程，顯示某一變量的隨機(jī)擾動(dòng)（innovation 新息）通過模型影響其他變量的變動(dòng)軌跡，能直觀地刻畫變量之間的動(dòng)態(tài)作用及其效應(yīng)。基于VECM的稅收規(guī)模及結(jié)構(gòu)對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值影響的脈沖響應(yīng)軌跡如圖1和圖2所示，由圖可知，稅收總收入一個(gè)信息（innovation）的沖擊，在前三期之前對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出影響為負(fù)，其后逐步轉(zhuǎn)為正且對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的促進(jìn)左右持續(xù)增強(qiáng)；所得稅一個(gè)信息的沖擊在初始對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的作用為正，但比較弱，其后沖擊作用持續(xù)增強(qiáng)；流轉(zhuǎn)稅一個(gè)信息的沖擊在前三期對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出具有弱的負(fù)向作用，其后沖擊作用轉(zhuǎn)為正，但總體作用相對(duì)所得稅較小。整體來看，基于脈沖響應(yīng)分析結(jié)果與前文基于協(xié)整和誤差修正模型的結(jié)論一致。

三、結(jié)論及建議

本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型及脈沖響應(yīng)分析技術(shù)，研究了稅收總規(guī)模與國內(nèi)生產(chǎn)總值，所得稅、流轉(zhuǎn)稅與國內(nèi)生產(chǎn)總值的動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)稅收總收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值間存在一個(gè)長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在長期內(nèi)，無論是所得稅、流轉(zhuǎn)稅，還是稅收總稅收的增長都能促進(jìn)社會(huì)總產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)的增長，其中所得稅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)優(yōu)于流轉(zhuǎn)稅的促進(jìn)效應(yīng)。而短期內(nèi)，所得稅和流轉(zhuǎn)稅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用方向分別為正和負(fù)，但作用不明顯，整體上稅收增長不利于經(jīng)濟(jì)增長。近幾年，我國財(cái)政收入的高速持續(xù)增長，不僅說明了稅收調(diào)整對(duì)我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響巨大，同時(shí)也為稅收調(diào)整提供了物質(zhì)基礎(chǔ)。因此，建議：

（一）進(jìn)一步擴(kuò)大增值稅的征稅范圍

對(duì)增值稅來說，征收范圍越大，增值稅的中性化特征就越明顯，對(duì)經(jīng)濟(jì)的扭曲就越小。[17]把增值稅征收范圍擴(kuò)大到所有商品和勞務(wù)，既是社會(huì)化大生產(chǎn)分工協(xié)作的客觀要求，也是加快推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的有效手段，有利于建立真正意義上的符合市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)內(nèi)在要求的現(xiàn)代增值稅制度。首先，將與工業(yè)生產(chǎn)聯(lián)系緊密的服務(wù)行業(yè)納入增值稅范圍，如采礦業(yè)、能源交通運(yùn)輸業(yè)、建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、制造業(yè)、郵電通訊業(yè)等。其次，將現(xiàn)行的增值稅、營業(yè)稅、城市建設(shè)維護(hù)稅及教育費(fèi)附加合并，調(diào)整為統(tǒng)一的增值稅，改變目前商品勞務(wù)稅稅制多和稅種并列的現(xiàn)狀，達(dá)到簡化稅制的目的；最后，降低商業(yè)行業(yè)小規(guī)模納稅人的征收率、提高增值稅的起征點(diǎn)。

（二）改革個(gè)人所得稅

目前我國稅收對(duì)居民收入分配差距調(diào)節(jié)效應(yīng)十分弱化，甚至存在一定時(shí)期、一定程度的逆向調(diào)節(jié)。[19]現(xiàn)行個(gè)人所得稅制度主要存在的問題在于：一是我國現(xiàn)行個(gè)人所得稅采用“分類所得稅”計(jì)征模式，會(huì)使收入渠道多樣化、應(yīng)稅所得總額較大但分屬各稅目的納稅人稅負(fù)相對(duì)較輕，而收入渠道單一、應(yīng)稅所得額較小且只隸屬單一稅目的納稅人稅負(fù)相對(duì)較重，難以真正實(shí)現(xiàn)稅負(fù)公平；二是對(duì)于“工資、薪金所得”稅目所采用的九級(jí)超額累進(jìn)稅率而言，稅率級(jí)次過多，這與“簡化稅率結(jié)構(gòu)、降低稅收負(fù)擔(dān)”“的趨勢(shì)是不符的。因此，建議將以家庭為單位的“分類綜合所得稅”模式作為改革的目標(biāo)，由現(xiàn)行分類稅制向分類與綜合稅制相結(jié)合過渡，按年課征的綜合稅制發(fā)展，更好地發(fā)揮個(gè)人所得稅對(duì)收入的調(diào)節(jié)作用，促進(jìn)社會(huì)分配公平的實(shí)現(xiàn)。

（三）改革消費(fèi)稅

消費(fèi)稅是一個(gè)具有較強(qiáng)調(diào)控能力的稅種，通過調(diào)整消費(fèi)稅征收范圍和稅率可以達(dá)到擴(kuò)大消費(fèi)需求、保護(hù)環(huán)境和調(diào)節(jié)收入分配的目的。建議：1、減征或停征一些已經(jīng)成為生活必需品的稅目，同時(shí)停征一些少數(shù)生產(chǎn)資料的征稅，如工業(yè)酒精、汽車輪胎等；2、提高危害環(huán)境和健康產(chǎn)品和服務(wù)的消費(fèi)稅稅率；3、擴(kuò)大征稅范圍，將尚未列入消費(fèi)稅稅目的具有危害環(huán)境的物品、奢侈品、資源稀缺品、高檔消費(fèi)娛樂等納入征稅范圍。

（四）改革房地產(chǎn)稅

改革房地產(chǎn)稅，主要包括：1、清理房地產(chǎn)行業(yè)的各種收費(fèi)，取締不合理、不合法性質(zhì)的收費(fèi)項(xiàng)目，以減輕納稅人的稅收外負(fù)擔(dān)；2、將現(xiàn)行土地增值稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、耕地占用稅、城市房地產(chǎn)稅、房產(chǎn)稅以及相關(guān)收費(fèi)合并開征統(tǒng)一的房產(chǎn)稅，以減化稅制、優(yōu)化結(jié)構(gòu)；3、新的房地產(chǎn)稅應(yīng)按市場(chǎng)價(jià)值和實(shí)際價(jià)值、采用差別稅率，從價(jià)計(jì)征?？紤]到我國現(xiàn)行房地產(chǎn)稅稅率、各年度各地方財(cái)政收入需要、納稅人負(fù)擔(dān)能力以及改革之初的各種阻力等因素，建議采用較低的房產(chǎn)稅稅率。

注釋：

[1] Hendricks（1999）同時(shí)也承認(rèn)，盡管所得稅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率很有很小的影響（因?yàn)榭鄱悾?，但是?duì)人力資本積累導(dǎo)致一種直接扭曲刺激的稅收可能會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有較大的影響。

[2] 政府支出和稅收之間存在一種因果反饋機(jī)制，即支出和稅收的擴(kuò)張都會(huì)導(dǎo)致對(duì)方隨之增長，任意一方的削減也都會(huì)減小政府規(guī)模。見Musgrave， R. “Principles of Budget Determination” in H. Cameron and W. Henderson eds， Public Finance： Selected Redings， 1966.

[3] See Johansen， S. Likelihood-based Inference in Cointegration Vector Autoregressive Models[M]. Oxford： Oxford University Press， 1995.

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