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地方稅收與西部大開發(fā)
1995年國家開始實施區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展政策，當前又提出西部大開發(fā)戰(zhàn)略，那么稅收政策在地區(qū)經(jīng)濟差距方面具有什么作用?在理論上，供給學派認為較高的邊際稅率，妨礙經(jīng)濟活動的水平和增長率，因而主張大力削減邊際稅率。我國在統(tǒng)一稅收政策，不再采取區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策，地方不能越權(quán)減免中央稅情況下，西部地方政府能否通過適當?shù)牡胤蕉愓�，促進本地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展?本文以新財稅體制為基礎(chǔ)，對1994－1998年地方稅的邊際稅率與各地區(qū)經(jīng)濟增長進行了橫截面回歸，發(fā)現(xiàn)降低邊際稅率可以促進經(jīng)濟增長，從而對西部大開發(fā)具有重要的財稅政策啟示。地方稅收的邊際稅率和平均稅率
確定各省地方稅的平均稅率或有效稅率比較簡單：首先計算出每個地區(qū)歷年稅收收入占其GDP的比重，然后在樣本期內(nèi)取宏觀稅員的平均值。至于估計各個地區(qū)的邊際稅率，必須以其真實稅收收入T對真實GDP進行回歸：
T＝βo＋β1GDP＋ε (1)
其中ε是誤差項。稅收對GDP的導數(shù)或斜率β1，就是邊際稅率。它近似衡量了GDP增加對稅收增加的影響，因而是給定地區(qū)的平均邊際稅率。截距項βo一般應(yīng)為負，其經(jīng)濟解釋是一部分GDP沒有納稅。截距異于0，也為檢驗平均稅率和邊際稅率顯著不同提供了基礎(chǔ)。
由于1994年中國實行了新的財稅制度，因此不宜跨1994年直接估計(1)式。但如果我們只對1994－1998的數(shù)據(jù)回歸，發(fā)現(xiàn)由于樣本時期太短，估計效果不甚理想，只有貴州、吉林、山東和上海等8個省市的截距顯著為負，有些省份的截距為正，這種模型結(jié)構(gòu)不同也使地區(qū)之間缺乏可比性。為了提高各地區(qū)邊際稅率的穩(wěn)定和顯著程度，增加后面進行增長回歸的自由度和可靠性，我們必須擴大樣本區(qū)間和適當利用以前的信息，為此在方程(1)中引入啞變量D，以考慮制度變革因素。但我們令虛擬變量D在1994－1998年為O，1994年以前取1，這樣，GDP的系數(shù)就表示1994年后的邊際稅率。后面的結(jié)果將會表明，這樣做既使地方的邊際稅率顯著異于平均稅率，而且使各地區(qū)的邊際稅率相互可比。
由于缺乏中央稅收的地區(qū)來源結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，我們只能利用地方財政的稅收收入數(shù)據(jù)，估計各地區(qū)地方稅的邊際和有效平均稅率，主要分析地方稅收政策與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系。所有的數(shù)據(jù)均來自于中國統(tǒng)計年鑒、中國財政年鑒、中國稅務(wù)年鑒、各省市統(tǒng)計年鑒、經(jīng)濟年鑒有關(guān)各期和2000年中國統(tǒng)計摘要。各地區(qū)的GDP、人均GDP和稅收收入，都是經(jīng)我們計算的以1990年為100的全國GDP平減指數(shù)調(diào)整后的真實變量，經(jīng)濟增長也指真實GDP的增長。因為我國1983年開始“利改稅。，我們利用各地區(qū)1983年－1998年的數(shù)據(jù)估計加入啞變量的方程(1)�；貧w效果比較好，可決系數(shù)平均為O．88，不存在序列相關(guān)問題，啞變量和邊際稅率的系數(shù)均相當顯著，且具有預(yù)期的符號，常數(shù)項全部為負，盡管個別省份不顯著，而且通過了系數(shù)整體顯著的聯(lián)合檢驗。為節(jié)省篇幅，我們這里只列出估計的各省邊際稅率
其中估計的截距為員比較符合實際，因為我國GDP的許多組成部分，如某些個人收入沒有進入稅基，它們是不交納稅收的。這些說明我們對1994－1998年地方稅邊際稅率的估計總體上異于同期的平均稅率，這可以從邊際稅率對平均稅率的回歸中看出來：
MT＝0．003＋1．436AT (2)
(0．136)(7．371*)
R2＝0．685，調(diào)整后
R2＝0．672，F(xiàn)＝54．330*，
DW＝2．118
其中，MT和AT分別指1994－1998年地方稅的邊際稅率和平均稅率，括號里的是t－統(tǒng)計值(下同)。從(2)式可以看出，邊際稅率總體約是平均稅率的1．44倍。邊際稅率大于平均稅率，說明我國1994年的稅制改革總體上是累進性的，這也與我國近年財政收入占GDP比重逐步提高和國外稅制情況吻合。但分地區(qū)看，西部地區(qū)的累進程度最大，邊際稅率約是平均稅率1．7倍，中部和東部基本相等同為1．4倍。&n
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