中国税收收入规模变化的规则性、政策态势及其稳定效应，本文主要内容关键词为：规则性论文,中国论文,态势论文,效应论文,税收收入论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL Classification:H20,H1 1,E20
一、引言
20世纪90年代中期，伴随着改革开放以来规模最大的一轮财税体制改革(即1994年分税制改革)的实施，中国经济步入了税收收入高速增长时代。迄今已持续15年之久的税收收入高速增长，特别是税收收入增长持续高于同期GDP增长，业已成为中国经济一个非常瞩目、非常独特的现象。更为瞩目的是，无论是财税当局还是学术界对此都一直未能给出一个令人信服且能够达成广泛共识的解释，中国税收收入持续高速增长似乎确实成为一个“难解之谜”(高培勇，2006)。
综观文献，可以清晰地发现一个共同的研究范式——因素分解，即试图将中国税收收入高速增长分解为不同的因素贡献，从而给出一个直观、明了的解释(金人庆，2002；谢旭人，2006；高培勇，2006；曹广忠等，2007；吕冰洋、郭庆旺，2011)。但这种研究范式至少面临着两大困难：一是影响税收收入的因素众多，国内尚缺乏科学、一致的划分标准，观察角度、思维路径不同的研究往往关注的影响因素也大相径庭，从而形成了所谓的“三因素论”、“多因素论”和“特殊因素论”等。二是各影响因素之间并非完全独立而是存在千丝万缕的联系。例如，税收努力和征管力度的变化可能会引发税源、税基的变化。这使得完全剥离出某些特定因素的影响变得异常困难，也就无法令人信服地澄清中国税收收入持续高速增长的动力源泉。据此来看，未能达成广泛共识似乎也在情理之中、意料之内。更为重要的是，这些研究普遍缺乏对于这一经济现象更深层次的政策解析——中国税收收入持续高速增长体现出决策者怎样的政策意图？这些政策意图对我国宏观经济稳定和政府债务可持续性又具有怎样的影响，进而对于未来我国税收政策体系建设具有怎样的启迪？
与以往研究不同，本文的研究重点不在于为中国税收收入持续高速增长寻求新的解释，而是力图从更宏观的视角出发在一个较为完整的分析框架内对这一重要经济现象进行深入的政策解析和全面的政策评价；探究中国税收收入规模(利用税收收入比率，即税收收入占GDP的比值度量)变化的规则性、政策态势及其对宏观经济稳定(包括产出和价格稳定)和政府债务可持续性的影响，寻求其对未来中国财税体制改革和税收政策体系建设的良好借鉴。为此，本文将研究重点放在我国税收收入规模的系统性变化。相对于那些随机的、暂时性的变化，税收收入规模的系统性变化往往承载着财税当局的重要政策意图，也体现了经济结构、财税体制等结构性因素对税收自动稳定机制进而对税收收入规模产生的深刻影响。如果我们在论及税收政策时并不仅仅拘泥于相机抉择的税收政策，而将税收自动稳定器也视为一种税收政策即自动稳定的税收政策，①那么税收收入规模的系统性变化就可以理解为税收政策(包括相机抉择和自动稳定的税收政策)对于宏观经济走势和财政状况变化的一种系统性和内生性反应。这有助于更好地认识和理解中国税收收入规模变化蕴涵的深刻政策含义及其对宏观经济稳定和政府债务可持续性的影响，对于完善我国税收政策体系、增强税收政策的透明性和有效性具有重要意义。
长期以来，学术界一直试图利用一个简单的政策规则函数刻画、识别税收收入规模的系统性变化，以此作为增强税收政策透明性和有效性的一个重要途径。Leeper(1991)认为税收作为一种重要的政府收入手段，主要目标应致力于确保政府债务的可持续性。因此，他提出一个简单的政策规则函数，将税收政策工具(即税收收入比率)设定为政府债务缺口(即现实政府债务规模与其长期均衡值偏离程度)的函数，并依据税收收入比率对于政府债务波动的反应程度，将税收政策划分为积极的(active)和消极的(passive)。一个消极的税收政策旨在确保政府债务的可持续性，也即Woodford(2001)所称的“局部李嘉图式的”(Locally Ricardian)。相反，一个积极的税收政策意味着，财税当局完全忽视了政府债务的可持续性问题，即非李嘉图式的。②后续的研究进一步指出，相机抉择的税收政策同样是财税当局一个重要的宏观经济调控工具，而且根植于财税体制内的自动稳定器引发的税收收入规模的系统性变化，对于增强宏观经济内在稳定性至关重要；因此，一个合理的税收政策规则函数不仅应捕捉到财税当局的债务稳定动机，也要充分考虑到其产出稳定动机，主张将税收收入比率设定为政府债务缺口和产出缺口(现实产出与潜在产出的偏离程度)的函数(Taylor，2000a，2000b；Mitchell et al.，2000；Ballabriga and Martinez，2002；Favero，2002；Favero and Monacelli，2003，2005；Peter，2005；Annicchiarico et al.，2006)。依据税收收入比率对产出波动的反应程度，这些研究将税收政策进一步划分为反周期的(即稳定的)和顺周期的(即非稳定的)。
遵循上述研究的做法，本文以税收收入比率作为税收政策工具，综合考虑财税当局的双重政策目标(即确保政府债务可持续性和产出稳定)，构建一个简单的税收政策规则函数，识别出我国税收收入规模的系统性变化，揭示税收收入规模变化的政策规则性和政策态势。基于1992-2009年间季度数据的广义矩估计(GMM)表明，1992年以来我国税收收入规模变化具有较好的政策规则性，但在不同时期表现出不同的政策态势：1992年1季度至1998年2季度间，表现为积极的和顺周期态势，忽略了政府债务的可持续性和产出稳定，1998年3季度以来则转变为消极的和反周期态势。这表明，税收政策态势转变(即更加积极地追求产出稳定特别是政府债务可持续性)在20世纪90年代中期以来我国税收收入高速增长中以及在确保稳健的政府债务状况和产出稳定方面发挥了非常重要的作用。基于马可夫域变向量自回归模型(Markov-Switch Vector Autoregression，MSVAR)的反事实分析进一步表明，增强我国税收收入规模变化的政策规则性有助于更好地促进产出和价格水平的稳定。
宏观调控是一项复杂的系统工程，单纯依靠一种调控政策显然无法很好地实现宏观经济稳定，还需要其他调控政策的协调与配合。③20世纪90年代兴起的价格水平的财政决定理论(Fiscal Theory of the Price Level，FTPL)指出，宏观经济稳定需要货币政策和财政政策(往往特指税收政策)的有效配合：只有在积极的(或消极的)货币政策与消极的(或积极的)税收政策组合下，才能确保理性预期均衡的稳定性和唯一性，产出和价格水平才能唯一地确定下来。④因此，本文进一步考察了我国税收政策与货币政策的协调性以期对我国税收收入规模变化进行更全面的政策评价。
二、典型事实与问题提出
20世纪90年代中期可谓是改革开放以来乃至于整个新中国财税史上一段非常重要的历史时期。在此期间，集中发生了两件意义重大、影响深远的“大事件”：一是1994年的分税制改革，二是1998年的“积极财政政策”。前者实现了我国财税体制的飞跃式发展，后者则开创了我国反周期财政政策的先河。更为瞩目的是，中国经济至此步入一个税收收入持续快速增长的时代。
回顾中国税收收入规模的发展演变历程可清晰地发现，1996年形成了一个鲜明的分水岭：在此之前，税收收入规模持续快速下降，税收收入比率从1992年1季度的14.7%减少到1996年2季度的9.4%；此后，特别是1998年以来，税收收入规模呈现出持续快速增长态势，税收收入比率在2009年4季度达到了19.1%，其间只是在2003年、2004年和2008年左右出现了几次较明显的下降(见图1(a))。⑤若以年度视角来看，中国税收收入规模这一“V”型发展演变特点更加直观：税收收入比率从1986年的20.3%大幅减少到1996年的9.7%，此后快速增加，2009年达到了17.5%(见图1(b))。
图1 中国税收收入规模的变化
一个极其自然也极为重要的问题是，如何认识和理解中国税收收入规模如此独特的发展演变历程。这一问题极大激发了国内学术界的研究热情。但略显遗憾的是，目前此类文献还主要致力于探究这一现象形成的动因，并将财税体制变革作为一个重要视角(金人庆，2002；谢旭人，2006；高培勇，2006；曹广忠等，2007；吕冰洋、郭庆旺，2011)，却普遍忽略了另一重要事件“积极财政政策”的影响。诚然，财税体制变革为中国税收收入规模的“V”型发展变化奠定了良好制度基础，但“积极财政政策”带来的中国财税政策理念的转变(开始积极运用财税政策工具进行宏观调控)同样在其中发挥了至关重要的作用。本文正是希望通过对这一经济现象的深入政策解析和评价，来揭示这种政策理念的转变及其对我国宏观经济稳定和税收政策体系建设的深刻影响。具体而言，本文试图解答如下重要问题：中国税收收入规模的发展变化是否具有良好的政策规则性？体现出怎样的政策态势和政策意图？对宏观经济稳定和政府债务可持续性具有怎样的影响？与其他宏观政策特别是货币政策是否具有良好的协调性？对于未来我国税收政策体系建设具有怎样的启迪？这些问题构成了本文的研究主线和内在逻辑。
三、中国税收收入规模变化的政策规则性
本节以1992-2009年间的季度数据为基础，利用GMM估算一个简单的税收政策规则函数，识别中国税收收入规模的系统性变化，据以考察中国税收收入规模变化的政策规则性。
(一)税收政策规则函数
20世纪90年代以来，在Leeper(1991)研究的推动下，政策规则函数日益成为一个重要的税收政策分析工具。大量文献致力于借助一个简单的政策规则函数来刻画、识别税收收入规模的系统性变化，以此作为增强税收政策透明性和有效性的一个重要途径。目前，已有研究普遍认为一个合理的税收政策规则函数不仅应充分考虑到财税当局的债务稳定动机，也应很好地捕捉到其产出稳定动机(Taylor,2000a,2000b; Mitchell et al.,2000; Ballabriga and Martinez,2002; Favero,2002; Favero and Monacelli,2003,2005; Peter,2005; Annicchiarico et al.,2006)。遵循这些研究的普遍做法，本文以税收收入比率作为政策工具，综合考虑财税当局的双重政策目标(即确保政府债务可持续性和产出稳定)，构建如下形式的税收政策规则函数：⑥
方程(5)给出了税收政策规则函数的计量模型，但在具体估算中还需着重解决两个技术问题。一是模型的内生性问题。显然，政策工具变量(即税收收入比率)与政策目标变量(即政府债务比率和产出缺口)之间存在相互影响。而且，如前文所述，方程(5)也可能存在着遗漏变量问题。这些都会导致内生性问题，致使OLS估算是有偏和非一致的。本文采用GMM以校正内生性问题，选取的工具变量包括滞后的税收收入比率、政府债务比率和产出缺口。二是有限样本偏差问题。本文采用的是季度数据，但样本量较为有限，不可避免地会产生有限样本偏差问题。为了很好地校正这一问题，我们采用迭代GMM估算技术。Hall(2005)指出，相对于一般的GMM估算，迭代GMM技术通过迭代过程搜索最优权重矩阵和模型参数，可有效校正有限样本偏差问题。
(二)数据
本文采用的是季度数据，样本期为1992年1季度至2009年4季度，数据主要来源于中经网数据库。为了消除季节性因素的影响，本文利用X-12方法对各序列进行了季节调整。目前，我国统计资料给出1992年以来的季度名义GDP与不变价GDP同比累计增长率。因此，本文首先利用GDP累计增长率将名义GDP折算成以1992年为基期的实际值，然后利用HP滤波给出产出缺口的估算。此外，我国仅公布了少数年份的政府债务余额数据，而完全缺乏季度数据。因此，我们依据官方公布的各季度政府债券发行和还本付息的详细情况，测算出样本期内政府债务余额的季度数据。其中，测算得到的2005年和2006年政府债务余额分别为33108亿元和35759.3亿元，这与《中国统计年鉴》公布的数据32614.2亿元和35015.3亿元仅相差了2%左右，表明本文测算的政府债务余额季度数据是可取的。图2给出样本期内我国产出缺口和政府债务比率的变化情况。⑧
图2显示，样本期内，我国产出缺口呈现出明显的周期性波动特征：1992年以来伴随着一轮明显的经济过热，产出缺口由负值逐步变为正值；但在1998年亚洲金融危机的冲击影响下又变为负值，并一直持续到2006年年底才重又变为正值(2007年年底达到峰值)，2008年以来在世界金融危机的冲击影响下又出现大幅下滑。另一方面，1992年特别是1998年以来，伴随着“积极财政政策”的实施，我国政府债务规模呈现出快速攀升势头，并一直持续到2004年年初。此后，随着“积极财政政策”的淡出，政府债务规模出现较大幅度的下降。2008年以来，为了应对世界金融危机的不利影响，我国政府再次启动了“积极财政政策”，政府债务规模随之出现一轮较明显的上涨。不过，样本期内我国政府债务状况总体较为稳健：政府债务比率的季度均值为50.5%，意味着年度均值为10.8%。
(三)估算结果
1992年以来，伴随着经济体制特别是财税体制改革的逐步深化，我国税收政策的作用机制也发生了明显改变，意味着税收政策规则函数(5)可能存在结构性断点问题。事实上，Chow检验表明，税收政策规则函数(5)在1998年3季度出现显著的结构性变化(F统计量为10.6，在1%的置信水平上拒绝原假设)。因此，本文将整个样本期划分为两个子样本期(即1992年1季度至1998年2季度以及1998年3季度至2009年4季度)分别估算税收政策规则函数。此外，本文也尝试在第二个子样本期内将2008年以来的数据剔除掉，给出1998年3季度至2007年4季度间税收政策规则函数的估算，借以考察2008年世界金融危机对我国税收政策的影响。⑨表1给出不同时期税收政策规则函数的迭代GMM估算结果。图2给出我国税收收入比率的现实变化(即现实值)与系统性变化(基于两个子样本期的预测值即税收收入比率的规则值)。⑩
对于两个子样本期而言，表1中的Hansen过度识别检验表明，工具变量均是有效的，意味着本文的模型设定是可取的。结构性参数的估算结果表明，我国税收收入比率与政府债务和产出缺口之间存在着系统性函数关系，体现在参数ρ、α和β总体具有较好的统计显著性。其中，参数ρ的数值相对较小(为0.495和0.483)，表明我国税收收入规模变化的持续性相对较弱。进一步，由图3可以看出，税收收入比率的规则值与现实值之间保持了较好的一致性，因而可审慎地认为，税收政策规则函数(5)能够较好地刻画我国税收收入规模的现实变化。换言之，1992年以来我国税收收入规模变化呈现出较好的系统性和政策规则性。
图2 1992年1季度-2009年4季度间中国产出缺口和政府债务比率的变化
由此可见，中国税收收入规模的发展变化并非是一个罕见而特殊的经济现象，而是呈现出较强的规律性——其更多地表现为税收政策对于宏观经济走势和政府债务状况变化的一种系统性反应。显然，这对于更好地认识和把握中国税收收入规模的未来走向具有重要意义。当然，也需注意的是，我国税收收入规模变化仍存在较明显的不确定性和随意性，体现在税收收入比率的规则值与现实值之间还存在一些明显差异(见图3)。这可能与本文使用的是季度数据有关，另一方面也表明，进一步增强税收收入规模变化的系统性和政策规则性将是今后我国财税体制改革和税收政策体系建设的一个核心。
四、中国税收收入规模变化的政策态势
由表1看出，我国税收收入规模变化在不同时期呈现出不同的政策态势，体现在两个子样本期内结构性参数的估算结果存在明显差异：1992年1季度至1998年2季度，参数α不具有统计显著性，参数β显著为负，表明此间的税收收入规模变化呈现出明显的积极和顺周期政策态势，这显然不利于政府债务的可持续性和产出稳定；1998年3季度以来，我国税收收入规模变化则表现为较突出的消极和反周期政策特点，体现在参数α和β均为正值且具有很好的统计显著性，有助于确保政府债务的可持续性和产出稳定。此外，对比1998年3季度至2009年4季度以及1998年3季度至2007年4季度这两个时期的估算结果可以看出，2008年世界金融危机没有明显改变1998年以来我国税收收入规模变化的基本政策态势。这两个时期结构性参数的估算结果较为接近。
上述结论与1992年以来我国税收政策实践保持了较好一致性。缺乏弹性的税制以及始于20世纪80年代中期的财政承包制改革导致我国政府特别是中央政府财力匮乏，极大制约了中央政府有效运用税收政策进行宏观经济调控和政府债务控制的能力。而且，落后的经济结构和不完善的税制也导致税收自动稳定器功能较弱。因此，这一时期的税收政策呈现出积极和顺周期的特点，忽略了政府债务的可持续性和产出稳定。这也是导致20世纪90年代初期我国宏观经济波动性较大的一个重要原因。
1994年分税制改革通过财权大幅集中确立了中央财政在整个财政分配中的主导地位，极大增强了中央政府运用税收政策有效调控经济和控制政府债务规模的能力。同时，随着我国经济结构和税制的逐步优化，税收自动稳定器功能也得到增强。更为重要的是，1998年，为了有效应对亚洲金融危机的不利影响，我国首次实施了以大幅增加公共投资为核心特点的反周期财政政策——“积极财政政策”，导致政府债务规模快速增加。经济的持续低迷和政府债务规模的急剧攀升，都迫切要求中央政府转变政策理念，积极运用税收政策以更好实现产出稳定特别是确保政府债务的可持续性。正是在此背景下，伴随着结构性减税，一轮由中央政府主导的自上而下的税收征管强化“运动”拉开了序幕，并日益成为我国税收经济生活中的一种常态(金人庆，2002；高培勇，2006)。这一特点在2008年世界金融危机期间也得到了鲜明体现：4万亿投资计划的推出导致我国财政赤字和政府债务规模大幅攀升，为了确保较稳健的政府债务和财政状况，在实施增值税转型、提高出口退税率等一系列减税政策以刺激经济的同时，财税当局大幅提升了税收征管力度，使得我国税收收入规模只是在2008年出现了明显下降，并没有改变1996年以来持续增加的态势。与此形成对照的是，在2003年下半年实施的以财政稳固(fiscal consolidation)为核心特点的“稳健财政政策”(郭庆旺、贾俊雪，2006)期间，随着财政赤字和政府债务规模的削减，我国税收收入规模出现了一轮较明显的下降(见图3)。由此可见，正是1998年“积极财政政策”带来财税政策理念的转变，促使我国政府开始积极运用税收政策以熨平经济波动、确保政府债务稳定。这为20世纪90年代中期以来我国宏观经济日趋稳定，特别是较稳健的政府债务状况奠定了良好政策基础。
特别需要注意的是，国内学者普遍认为，1998年和2008年的两次“积极财政政策”期间，我国主要采取的是大幅增加公共投资的做法，没有实施全面减税政策且显著加强了税收征管。因此，这两个时期的税收政策总体上是顺周期的，不符合凯恩斯主义强调的“逆风向而动”的特点。不过，这显然忽视了财税当局另外一个重要政策动机(即确保政府债务可持续性)带来的深刻影响。事实上，这两个时期的税收政策呈现出较强的反周期性，税收收入规模的持续攀升更多地是财税当局对于“积极财政政策”引发的政府债务规模急剧增加的一种系统性和内生性反应，有效遏制了政府债务和财政状况的持续恶化，为“积极财政政策”的顺利实施奠定了良好财力基础。
上述分析表明，中国税收收入规模变化蕴涵着深刻的政策含义：20世纪90年代中期以来的税收收入持续高速增长很大程度上是税收政策态势转变，即更加积极地追求产出稳定特别是政府债务可持续性的结果，较好地符合了我国宏观经济和政府债务稳定的内在要求。同时也意味着，我们在认识和理解我国税收收入规模变化时应充分考虑到财税当局双重政策目标(即确保政府债务可持续性和产出稳定)带来的深刻影响。
五、中国税收收入规模变化规则性的稳定效应
前文分析表明，我国税收收入规模变化体现出较好的政策规则性。那么，这种政策规则性是否有助于增强税收政策的有效性，更好地促进宏观经济稳定？显然，澄清这一问题有助于更好地认识政策规则的重要性，为今后我国税收政策的科学制定和实施提供良好的理论依据。因此，本节利用MSVAR模型借助反事实分析考察我国税收收入规模变化的政策规则性(即税收政策规则)对宏观经济稳定的影响。
(一)MSVAR模型
借鉴Favero & Monacelli(2003)的做法，本文构建一个包含税收政策规则的宏观经济向量自回归模型，在模型中考虑各种宏观经济冲击但略去外生的税收政策冲击，即假定在应对各种宏观经济冲击时，政策当局始终严格遵循上节给出的政策规则来制定和实施税收政策；据此，给出主要宏观经济变量(包括产出缺口和通货膨胀率)的模型拟合值与1步预测值，通过比较模型拟合值、1步预测值与现实值的波动性来考察税收收入规模变化的规则性(即税收政策规则)对我国宏观经济稳定的影响。考虑到1992年以来我国宏观经济可能存在显著的结构性变化，这会导致一般的线性向量自回归模型产生系统性偏误，因此本文采用MSVAR模型。
MSVAR模型将马可夫域变与向量自回归模型有机地结合起来，可以很好地刻画经济变量的非线性动态特征，以及变量间的非线性影响，因此近年来广泛应用于经济周期波动及相关研究中(Krolzig，1998)。特别地，本文构建如下形式的MSVAR模型：
图4 通胀率和产出缺口的现实值、拟合值和1步预测值
(二)结果分析
本文使用的通货膨胀率数据是依据环比消费价格指数(CPI)测算的。目前，我国公开的统计资料仅有2001年以来的月度环比CPI数据，而此前只有同比CPI数据。为此，本文利用2001年以来的月度环比CPI和之前的同比CPI得到以1991年为基期的月度环比CPI时序数据，在利用X-12消除季节因素后依据3个月累积变化给出季度通货膨胀率的测算。(11)借助MSVAR OX软件，给出MSVAR模型(6)和(7)的最大似然估算。(12)依据AIC等信息指数，本文确定包含
的最大滞后阶数分别为4和5，即有m=4和n=5。表2给出了具体估算结果，图4给出了通货膨胀率和产出缺口的现实值以及模型拟合值和1步预测值，图5给出了状态1和状态2的转换概率。
图5 状态1和2的转换概率
由表2中的Ljung-Box Q检验可知，通货膨胀率和产出缺口的标准残差与标准残差平方序列均不存在显著的序列相关性，表明模型设定较合理。进一步，由图5可以看出，MSVAR模型(6)和模型(7)较好地识别出1992年以来我国宏观经济的状态变化：状态2(即高通胀和高产出缺口)主要集中在1994年、2000年、2004年左右以及2006年年初至2008年年初等时期，平均持续时间为2.67个季度，而状态1的平均持续时间为5.17个季度(状态转换概率：
。这表明，1992年以来我国宏观经济总体呈现出频繁变动的特点。
而且，模型(6)和(7)对产出缺口特别是通货膨胀率的动态变化路径也具有较好的解释力，体现在模型拟合效果较好(通货膨胀率和产出缺口的拟合残差平方和分别为6.88和8.92，明显小于不含税收政策规则情况下的拟合残差平方和)。这表明，我国税收收入规模的系统性变化(税收政策规则)对产出缺口特别是通货膨胀率的动态变化具有重要影响。事实上，由图4可以清晰地看到，模型给出的通货膨胀率和产出缺口的拟合值特别是1步预测值较现实值而言明显具有较小的波动性：通货膨胀率和产出缺口1步预测值的标准差均明显小于现实值的标准差，其中以1998年3季度以来表现得尤为突出(见表3)。因此，税收收入规模的系统性变化(即政策规则性)有助于增强税收政策的有效性，更好地促进宏观经济(包括产出和价格)稳定。特别值得指出的是，1992-1998年间我国税收政策表现为积极的和顺周期态势，明显不利于产出稳定。但即便是在这种情况下，增强税收收入规模变化的规则性，减少政策行为的随意性和不确定性，仍可在一定程度上缓解不当的税收政策对宏观经济稳定造成的不利影响。这也凸显出税收政策规则的重要性：有助于增强税收政策的透明性，进而有利于微观经济主体形成良好、稳定的政策预期，因而有利于更好地实现宏观经济稳定。
六、税收政策与货币政策的协调性
宏观调控是一项复杂的系统工程，需要多种宏观经济政策的协调配合。FTPL理论指出，宏观经济稳定需要货币政策和财政政策(往往特指税收政策)的有效配合：只有在积极的(或消极的)货币政策与消极的(或积极的)税收政策组合下，才能有效确保理性预期均衡的稳定性和唯一性，产出和价格水平才能唯一确定下来(Leeper，1991；Sims，1994；Woodford，2001)。因此，本节进一步考察税收政策与货币政策的协调性，以期对我国税收收入规模变化进行更加全面的政策评价。(13)
具体而言，本节通过估算一个简单的货币政策规则函数，识别1992年以来我国货币政策态势变化，据此考察税收政策与货币政策之间的协调性。货币政策规则的研究由来已久。Taylor(1993)提出著名的“泰勒规则”，认为货币政策的主要目标在于确保产出和价格稳定，因而将货币政策工具(即短期名义利率)设定为通货膨胀缺口(即现实通货膨胀与目标通货膨胀的偏离程度)和产出缺口的函数。Clarida et al.(1998，2000)进一步指出，货币当局更多的是基于对未来经济形势的预判进行政策调整，一个前瞻型规则可以更好地刻画货币当局的政策行为。近年来，许多学者对我国货币政策规则进行了较深入研究，如谢平、罗雄(2002)和张屹山、张代强(2007)等。遵循这些研究的普遍做法，本文以7日平均银行间拆借利率作为货币政策工具，构建如下形式的前瞻型货币政策规则函数：(14)
Chow检验表明，货币政策规则函数(8)在1998年1季度出现了显著的结构性变化(F统计量为4.78，在1%的置信水平上拒绝原假设)。因此，本文将整个样本期划分为两个子样本期(即1992年1季度至1997年4季度和1998年1季度至2009年4季度)分别估算货币政策规则函数。同样，为了考察2008年世界金融危机对我国货币政策的影响，本文也给出1998年1季度至2007年4季度间货币政策规则函数的估算。表4给出不同时期货币政策规则函数的迭代GMM估算结果，采取的工具变量包括滞后的利率、通货膨胀率、产出缺口和实际产出增长率。(15)
由表4中的Hansen过度识别检验可知，模型设定较为可取。结构性参数的估算结果表明，我国利率与预期通货膨胀率和产出缺口之间存在系统性的函数关系，而且利率变化具有很强的持续性(ω为0.914和0.792)。具体到各子样本期，估算结果存在明显差异。1992年1季度至1997年4季度间，货币政策表现出消极的和顺周期的特点(η显著小于1，φ显著为负)。事实上，1998年以前，我国货币当局尚缺乏很好地利率政策调控经验，同时也缺乏对宏观经济走势进行良好预判的能力，使得这一时期的实际利率与预期通货膨胀率和产出缺口之间呈现出反向变动的特点，不利于产出和价格稳定。1998-2007年间，我国货币当局对利率政策的把握能力明显增强，开始积极运用利率政策以追求产出和价格稳定(1998年1季度至2007年4季度间的参数η显著大于1，参数φ显著为正)，货币政策呈现出积极的和反周期态势。但是，2008年世界金融危机的爆发显著改变了我国货币政策态势：货币政策对价格波动的反应总体表现为消极的，体现在1998年1季度至2009年4季度间的参数η为负值且不具有统计显著性。究其原因，主要在于央行对2008年世界金融危机对我国价格水平的冲击影响缺乏充分认识，没有很好地预判到2008年价格水平的下行压力，致使实际利率与通货膨胀动态发生了明显背离，加剧了价格波动。
上述分析表明，1998-2007年间，我国税收政策与货币政策具有很好的协调性：消极的税收政策和积极的货币政策组合以及反周期的政策态势有助于更好地实现宏观经济稳定和政府债务的可持续性。这也很好地解释了此间我国宏观经济日趋稳定的原因(产出缺口和通货膨胀率的季度均值分别为-0.17%和0.36%)。但2008年世界金融危机以来，税收政策和货币政策出现了明显错配：双消极的政策组合明显不利于宏观经济特别是价格水平的稳定，意味着这一时期我国宏观调控特别是货币政策调控出现了明显偏差。这也是2009年下半年以来我国物价水平持续上涨的一个重要原因。特别需要指出的是，1992-1998年间积极的税收政策和消极的货币政策搭配也符合Leeper(1991)提出的确保理性预期均衡稳定性和唯一性的政策组合条件，但我国宏观经济却呈现出较大的波动性(产出缺口和通货膨胀率的季度均值分别为0.33%和2.75%)。不过，正如Taylor(2000a)指出的，当货币政策的反周期力度较小或者为顺周期时，为了确保理性预期均衡的稳定性，就需要一个反周期力度较大的税收政策与之配合。因此，从政策层面来看，1992-1998年间我国宏观经济波动性较大的原因，很可能在于双顺周期的税收和货币政策这一不当组合。
七、结论与政策建议
本文以1992-2009年间的季度数据为基础，利用GMM估算一个简单的税收政策规则函数识别出我国税收收入规模的系统性变化，在一个整合分析框架内深入考察了我国税收收入规模变化的规则性、政策特征及其对宏观经济稳定和政府债务可持续性的影响。
研究表明，1992年以来我国税收收入规模变化具有较好的政策规则性。这种规则性集中体现在我国税收收入规模的变化更多地表现为税收政策对于宏观经济走势和政府债务状况变化的一种系统性反应，但在不同时期表现出不同的政策特征：1992年1季度至1998年2季度间忽视了政府债务的可持续性和产出稳定，呈现出积极的和顺周期态势，1998年3季度以来则表现出消极的和反周期特点。这表明税收政策态势转变(即更加积极地追求产出稳定特别是政府债务可持续性)在20世纪90年代中期以来我国税收收入高速增长中以及在确保稳健的政府债务状况和产出稳定方面发挥了非常重要的作用。进一步的MSVAR分析表明，税收收入规模变化的政策规则性有助于增强政策的透明性和有效性，更好地促进宏观经济包括产出和价格稳定。本文的研究还表明，我国税收政策与货币政策在1998-2007年间具有很好的协调性：消极的税收政策和积极的货币政策组合以及反周期的政策态势有助于更好地实现宏观经济稳定，这也从政策层面很好地解释了此间我国宏观经济日趋稳定的原因；但在1992-1998年间和2008年世界金融危机以来，二者出现了明显错配，不利于宏观经济稳定。
上述结论对于深刻认识和理解我国税收收入规模的发展演变规律及其经济影响，进而对于我国财税体制改革和税收政策体系建设具有重要指导意义。20世纪90年代中期以来我国税收收入的持续高速增长引发了全社会的广泛争议，微观利益主体与财税当局的认知和感受存在巨大反差，整个社会充斥着困惑、质疑与批判的论调，对我国新一轮财税体制改革的目标设计、路径选择和税收政策的未来取向、体系建设产生了较大困扰。然而，就本文研究来看，我国税收收入的持续高速增长更多地表现为税收政策对于宏观经济走势特别是政府债务状况变化的一种系统性反应，具有较强的规则性和政策性；与我国宏观经济走势和政策取向总体保持了较好一致性，在确保宏观经济稳定特别是政府债务可持续性方面发挥了重要作用。在当前世界范围内主权债务危机频繁爆发以及中国面临着巨大支出(特别是社会民生支出)压力的现实背景下，这一作用显得尤为重要。
当然，我们也应清醒地看到，我国税收政策体系建设中还存在一些非常突出的问题。就本文来看，我国政府今后应着重作好如下三方面工作：
第一，进一步增强税收政策的透明性。长期以来，我国税收政策透明性较差，突出体现在对于税收政策目标一直未能给出一个清晰、明确的界定。这不仅不利于微观主体准确把握我国税收收入规模变化的政策意图，无法形成良好、稳定的政策预期，也不利于税收政策的科学制定和实施。因此，今后我国税收政策体系建设的首要任务在于构建一套明确、公开的政策目标体系以增强税收政策的透明性。
第二，进一步增强税收政策的规则性。目前，我国税收征管实践中存在非常突出的依计划治税现象，而指令性税收计划的制定和执行往往缺乏良好的科学依据；同时，我国直接税比重较低，税收的自动稳定器功能较弱。这些都导致税收收入规模变化具有较大的不确定性，不利于市场经济的健康有序发展。未来，我国政府应大力推进预算管理制度改革，加强税收管理体系建设，逐步规范税收计划，增强税务机关的依法征税意识；同时也应加强直接税系建设，改善税收的自动稳定器功能，进一步增强税收收入规模变化的系统性和规则性。这对于增强我国税收政策的有效性，更好地实现税收收入规模的合理增长和经济的长期可持续发展至关重要。
第三，进一步完善税收政策与其他宏观政策的协调机制。随着我国结构性扭曲和外部不确定性的日益加剧，宏观调控变得日趋复杂，迫切需要各种宏观调控政策的有效协调配合。为此，我国政府应深刻总结以往宏观经济调控的经验教训，构建一套行之有效的宏观政策协调机制，有效增强税收政策与财政支出政策以及货币政策的协调性以更好地实现宏观经济稳定，确保政府债务的可持续性。
注释：
①依据发挥作用的机制，可以将税收政策划分为相机抉择的和自动稳定的税收政策。自动稳定的税收政策是指，无需外力而自动发挥作用即主要借助自动稳定器发挥作用的税收政策。
②需要注意的是，Leeper(1991)所称的积极的税收政策中“积极”的含义与国内经常提到的“积极财政政策”中“积极”的含义不同，后者主要是指政策的反周期性和相机抉择性。
③长期以来，我国政府一直非常注重财政政策和货币政策的协调配合。1992年以来，我国共采取了五次财政政策与货币政策的“松”“紧”搭配。不过，这样的“松”“紧”搭配主要强调的是政策措施组合特点，并未清晰地揭示出政策目标组合特点。换言之，我们无法从这样的“松”“紧”搭配中准确地把握到财政政策与货币政策各自的政策目标定位。
④货币主义认为通货膨胀本质上是一种货币现象，因此单纯依靠货币政策就可很好地实现价格稳定。FTPL则认为通货膨胀是一种货币现象也是一种财政现象。因此，即便货币政策是适当的，也无法有效实现价格稳定，还需要适当的财政政策加以配合。关于FTPL的详细介绍，请参阅Leeper and Yun(2006)。依据Leeper(1991)的定义，积极的货币政策是指货币当局积极主动地追求价格稳定，反之为消极的货币政策。
⑤在计算季度税收收入比率时，我们利用X-12方法对税收收入和GDP数据进行了季节调整。第三节详细介绍了本文使用的数据。由于缺乏2010年政府债务的季度数据，本文没有考虑2010年的情况。
⑥依据财政职能理论，税收政策目标还应包括促进资源合理配置和改善收入分配状况。产出缺口不仅与资源利用也与资源配置效率有关，因而也可较好地捕捉资源配置目标。但由于我国缺乏居民收入分配基尼系数的季度数据，因此本文未能考虑收入分配目标。这可能会对估算结果的精准性造成不利影响。不过，鉴于我国个人所得税等直接税比重较小，且我国政府在很长时期内没有积极运用税收政策来调节收入分配。因此，收入分配状况对我国税收政策态势的影响可能较弱。而且，本文使用的GMM工具变量法也可较好地校正遗漏变量带来的估算偏差。因此，这种不利影响或许并不明显。今后，在很好获取数据的基础上，考察收入分配状况对我国税收政策态势的影响将是继续深入研究的方向。此外，由于财税当局很难完全控制税收收入比率，以其作为政策工具变量存在一定的实际操作困难。不过，财税当局完全可以通过调整名义税率和征管力度等多种手段来改变税收收入比率，从而实现其政策意图。而且，在中国，这样的政策调整也较为普遍且具有较强的灵活性和即时性。这不仅使得税收政策规则中变量间的函数关系可在较短时期内实现，也使得税收稳定效应可较即时地发挥作用。非常感谢评审专家对此提出的宝贵意见。
⑦对于旨在考察相机抉择税收政策影响的研究而言，自动稳定器的存在带来了复杂的识别问题(Blanchard and Perotti，2002)。由于本文的重点在于捕捉税收政策的系统性变化，因而无需区分自动稳定的和相机抉择的税收政策。
⑧由ADF单位根检验可知，在整个样本期和两个子样本期内，本文的主要经济变量至少在10%的置信水平上都是平稳的。限于篇幅，本文略去了具体的ADF单位根检验结果和主要经济变量的基本统计描述。
⑨由于样本量太少，本文无法直接给出2008年以来的税收政策规则函数估算。此外，本文也估算了一个完全后视型(包含滞后1期的政府债务比率和产出缺口)、完全前瞻型(包含领先1期的政府债务比率和产出缺口)和完全当期的(包含当期的政府债务比率和产出缺口)的税收政策规则函数，但这三种政策规则函数无法很好地刻画我国税收收入规模的现实变化。本文还尝试在(5)式中分别包含滞后2—4期的政府债务缺口，但结果表明，包含滞后1期政府债务缺口的税收政策规则函数对现实情况的拟合效果最好。非常感谢评审专家对此提出的宝贵意见。
⑩鉴于总样本期不同会导致季节调整后的数据和HP滤波估算的产出缺口存在一些差别从而对估算结果造成影响，本文也尝试将总样本期限定为1992年1季度至2007年4季度，给出不同时期的税收政策规则估算。由表1可知，估算结果出现一些细微变化，但结论保持很好的一致性。
(11)具体的环比CPI测算公式为：n年t月环比指数=n+1年t-1月同比指数÷n+1年t月同比指数×n+1年t月环比指数。
(12)MSVAR模型主要有两种估算方法，即最大似然估计法和吉布斯抽样法：前者利用EM算法通过卡尔曼滤波进行预测方差分解，给出模型的最大似然估计；后者是一种迭代马可夫链蒙特卡罗模拟技术(MCMC)，属于贝叶斯分析范畴，可提供较丰富的信息如参数后验分布。比较而言，最大似然估计更为便捷，吉布斯抽样则可处理更为复杂的估算。
(13)Guo et al.(2011)的研究表明，我国赤字政策在1992-1998年间为积极的和顺周期的，在1998-2007年间为消极的和反周期的。因此，1992年以来我国税收政策与赤字政策保持了很好的一致性。本文也尝试通过估算财政支出政策规则函数来考察我国税收政策与财政支出政策的协调性，但结果显示财政支出政策的规则性很差。
(14)银行间拆借利率是我国市场化程度最高的短期利率，能够较好地反映货币市场的资金供求状况，已有研究普遍将其作为我国货币政策工具的代理变量。我国同业拆借市场直到1996年才实现全国联网，因此本文使用的1992-1995年间的季度数据来源于谢平、罗雄(2002)，此后的数据来源于《中国人民银行统计季报》。限于篇幅，本文略去前瞻型货币政策规则函数的具体设定过程。本文也尝试估算了即期和后视型货币政策规则，但这两种政策规则对银行间拆借利率的拟合效果较差。需要指出的是，目前我国利率尚未完全市场化，这在一定程度上影响了利率政策的有效性。进一步改进货币政策规则函数以更好地刻画我国货币政策实践将是今后继续深入研究的方向。
(15)作为稳健性检验，本文也尝试将总样本期限定为1992年1季度至2007年4季度。两个子样本期(1992年1季度至1997年4季度以及1998年1季度至2007年4季度)的估算结果出现了一些变化，但结论保持了很好的一致性(见表4)。