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［摘要］本文选取2004—2013年全国内增值税和工业增加值的月度数据,运用协整分析发现,对国内增值税及工业增加值的月度预测值精度较高,据此可以通过国内增值税指标预判工业增加值的走势情况。
［关键词］国内增值税；工业增加值；协整分析
［中图分类号］F121［文献标识码］A［文章编号］1005-6432（2014）21-0129-02
经济决定税收,税收反作用于经济,税收与经济的关系始终是学术界和实务部门关注的焦点。目前关于二者关系的研究主要着眼于宏观总量的分析,即税收收入与国内生产总值的关系及其增长的协调性,其中又以运用税收收入与国内生产总值的相关关系建立总量回归模型预测税收收入的研究居多,而关于各税种与其税源的关系及如何根据税收收入走势判断宏观经济整体运行态势的研究很少。本文拟通过研究国内增值税与工业增加值的关系,对上述问题做初步探索。
1变量与数据
本文选取2004年1月至2013年9月全国国内增值税、工业增加值及CPI的月度数据为样本,数据来源于国家统计局网站和国家金库管理信息系统(TMIS)及必要的计算。这里说明三点：
第一,本文采用国内增值税和工业增加值的对数值和CPI月度指数,并未采用工业增加值的月度增长率,因为国内增值税和工业增加值的月度增长率及CPI月度增幅不符合协整分析的条件。其中,工业增加值的数据根据2003年月度值及以后各年度月份同比增速计算得出,因为国家统计局网站仅公布工业增加值的月度增长率而并不公布工业增加值的月度值。
第二,考虑到2009年增值税转型改革可能会影响到国内增值税与工业增加值之间的关系,本文将区分2004年1月至2008年12月(Ⅰ)、2009年1月至2013年9月(Ⅱ)、2004年1月至2013年9月(Ⅲ)三个阶段分别考察国内增值税与工业增加值的长期动态关系。
第三,本文分别用lmvati、lmgdpi表示各阶段国内增值税和工业增加值月度数据的对数值,用mcpii表示CPI月度指数,其中i=1,2,3(三个阶段)；用dlmvati、dlmgdpi、dmcpii表示三者的一阶差分。
2实证分析
21序列平稳性检验
根据下表,在5%的显著性水平上,lmvati、lmgdpi、mcpii都是非平稳序列,但其一阶差分序列dlmvati、dlmgdpi、dmcpii都是平稳的,即都是Ⅰ(1)序列,因此可以对lmvati、lmgdpi、mcpii进行协整分析。
22协整检验
根据协整理论,如果涉及的变量是非平稳序列,但又都是同阶差分平稳的,且它们的某种线性组合是平稳的,则称这些变量之间存在协整关系,一般采用Johansen协整检验判断多个非平稳变量之间是否存在协整关系。根据检验结果,“r=0”表示检验原假设是：“存在零个协整关系”,该假设下的迹检验量为3987795,5%的临界值为2979707,迹检验量大于临界值,因此拒绝原假设,从而表明至少存在一个协整关系。而“r=1”表示“至多存在一个协整关系”,该原假设下的迹检验量为3570633,小于5%的临界值为1549471,不能拒绝原假设,从而表明变量序列lmvat1、lmgdp1、mcpi1在5%的水平上存在一个协整关系。同理,lmvat2、lmgdp2、mcpi2及lmvat3、lmgdp3、mcpi3分别在5%的水平上存在一个协整关系,表明lmvati、lmgdpi、mcpii具有长期稳定的均衡关系。
23格兰杰因果检验
协整检验可以说明变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种关系是否具有因果性,还需要进行Granger因果关系检验。对lmvati、lmgdpi、mcpii之间的因果关系进行检验,结果表明,在显著性水平为10%时,三个时期的lmvati、lmgdpi与mcpii均存在双向因果关系（见下表）。
lmvat1、lmgdp1、mcpi1的格兰杰因果检验结果原假设F统计量显著性水平结论lmgdp1不是lmvat1的格兰杰原因982509000030拒绝lmvat1不是lmgdp1的格兰杰原因273050007624拒绝mcpi1不是lmvat1的格兰杰原因346973003988拒绝lmvat1不是mcpi1的格兰杰原因148681003723拒绝mcpi1不是lmgdp1的格兰杰原因075711007402拒绝lmgdp1不是mcpi1的格兰杰原因083776003833拒绝
24误差修正模型
以上分析表明,月度国内增值税与工业增加值的对数形式之间存在着协整关系,表明二者之间存在一定的内部协调机制,这就需要建立误差修正模型以对其动态调整过程进行分析。根据Granger定理,两个具有协整关系的变量一定有误差修正模型的表达形式存在。误差修正模型比普通的单方程模型更全面地反映了变量间的短期和长期的关系。在误差修正模型中,各个差分项反映了变量短期波动的影响。被解释变量的波动可以分为短期波动和长期均衡两部分,短期波动部分由解释变量的差分项来反映,长期均衡部分由误差项得到反映。建立的向量误差修正模型如下：
2412009—2013年的VEC模型
△LMVATt=0000985+0284308△LMGDPt-1－0597718ECMt-1
(09500)(00053)(00000)
［0063011］［2906236］［-5026332］
2422004—2013年的VEC模型
△LMVATt=54590+01041△LMGDPt-1－12040ECM′t-1
(09581)(02170)(00000)
［0052629］［1241533］［-1309016］
上述两个模型中的误差修正项ECM和ECM′的系数为负,符合反向修正机制,说明长期均衡趋势偏离的收敛机制在起作用：上一年度的非均衡误差分别以67%和120%的比率对本年度的国内增值税(对数)做出反向修正,一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道,误差修正机制的存在就能够纠正这种偏离,并将国内增值税与工业增加值之间的关系拉回到长期均衡关系的轨道。2004-2013长期的修正力度(-12)要比2009-2013短期的修正力度(-067)更大一些。
25基于误差修正模型的预测
运用VEC模型对2004-2008年月度的国内增值税及工业增加值进行预测。需要注意的是,预测首先得出的是二者的对数值,通过计算方可得出具体的数值,但这并不影响对其预测误差率的分析。预测结果表明：VEC模型的预测精度较高,这为我们通过国内增值税增长率及有关模型预判工业增加值走势提供依据。同样,运用2009—2013年及2004—2013年两个时间段的ECM模型进行预测,预测精度与2004-2008年的预测精度基本一致,且预测值与实际值的走势基本一致。
3研究结论与应用
综上所述,国内增值税、工业增加值和物价水平具有长期稳定的均衡关系,且三者之间均存在双向因果关系。根据误差修正模型,长期均衡趋势偏离的收敛机制在起作用,一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道,误差修正机制的存在就能够纠正这种偏离,并将国内增值税与工业增加值之间的关系拉回到长期均衡关系的轨道。另外,运用VEC模型对国内增值税及工业增加值进行的预测精度较高,且预测值与实际值的走势基本一致,这启发我们可以根据国内增值税、工业增加值和物价水平的协整方程进行相关的预测分析,为更精准的预测宏观经济形势提供依据。
参考文献：
［1］刘平,梁瑜工业增加值、物价与增值税的长期联动效应分析［J］区域金融研究,2012(2)：78-83．
［2］胡彦伟,等工业增值税与相关经济总量关系宏观分析方法初探［J］税务研究,2006(5):38-42.
［3］王韬,等增值税收入增长与工业经济增长关系浅析［J］税务研究,2009(10):32-35.
［4］张伦俊增值税与增加值关系评析［J］财政研究,2003(3):22-24.
［5］周滨中部地区工业增加值与工业增值税相关性分析［J］税务研究,2006(8):34-36.
［6］张晓峒计量经济分析［M］北京:经济科学出版社,2003：214-219．
［7］李晶对于营业税改征增值税的几点思考［J］中国市场,2012(44).
［关键词］国内增值税；工业增加值；协整分析
［中图分类号］F121［文献标识码］A［文章编号］1005-6432（2014）21-0129-02
经济决定税收,税收反作用于经济,税收与经济的关系始终是学术界和实务部门关注的焦点。目前关于二者关系的研究主要着眼于宏观总量的分析,即税收收入与国内生产总值的关系及其增长的协调性,其中又以运用税收收入与国内生产总值的相关关系建立总量回归模型预测税收收入的研究居多,而关于各税种与其税源的关系及如何根据税收收入走势判断宏观经济整体运行态势的研究很少。本文拟通过研究国内增值税与工业增加值的关系,对上述问题做初步探索。
1变量与数据
本文选取2004年1月至2013年9月全国国内增值税、工业增加值及CPI的月度数据为样本,数据来源于国家统计局网站和国家金库管理信息系统(TMIS)及必要的计算。这里说明三点：
第一,本文采用国内增值税和工业增加值的对数值和CPI月度指数,并未采用工业增加值的月度增长率,因为国内增值税和工业增加值的月度增长率及CPI月度增幅不符合协整分析的条件。其中,工业增加值的数据根据2003年月度值及以后各年度月份同比增速计算得出,因为国家统计局网站仅公布工业增加值的月度增长率而并不公布工业增加值的月度值。
第二,考虑到2009年增值税转型改革可能会影响到国内增值税与工业增加值之间的关系,本文将区分2004年1月至2008年12月(Ⅰ)、2009年1月至2013年9月(Ⅱ)、2004年1月至2013年9月(Ⅲ)三个阶段分别考察国内增值税与工业增加值的长期动态关系。
第三,本文分别用lmvati、lmgdpi表示各阶段国内增值税和工业增加值月度数据的对数值,用mcpii表示CPI月度指数,其中i=1,2,3(三个阶段)；用dlmvati、dlmgdpi、dmcpii表示三者的一阶差分。
2实证分析
21序列平稳性检验
根据下表,在5%的显著性水平上,lmvati、lmgdpi、mcpii都是非平稳序列,但其一阶差分序列dlmvati、dlmgdpi、dmcpii都是平稳的,即都是Ⅰ(1)序列,因此可以对lmvati、lmgdpi、mcpii进行协整分析。
22协整检验
根据协整理论,如果涉及的变量是非平稳序列,但又都是同阶差分平稳的,且它们的某种线性组合是平稳的,则称这些变量之间存在协整关系,一般采用Johansen协整检验判断多个非平稳变量之间是否存在协整关系。根据检验结果,“r=0”表示检验原假设是：“存在零个协整关系”,该假设下的迹检验量为3987795,5%的临界值为2979707,迹检验量大于临界值,因此拒绝原假设,从而表明至少存在一个协整关系。而“r=1”表示“至多存在一个协整关系”,该原假设下的迹检验量为3570633,小于5%的临界值为1549471,不能拒绝原假设,从而表明变量序列lmvat1、lmgdp1、mcpi1在5%的水平上存在一个协整关系。同理,lmvat2、lmgdp2、mcpi2及lmvat3、lmgdp3、mcpi3分别在5%的水平上存在一个协整关系,表明lmvati、lmgdpi、mcpii具有长期稳定的均衡关系。
23格兰杰因果检验
协整检验可以说明变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种关系是否具有因果性,还需要进行Granger因果关系检验。对lmvati、lmgdpi、mcpii之间的因果关系进行检验,结果表明,在显著性水平为10%时,三个时期的lmvati、lmgdpi与mcpii均存在双向因果关系（见下表）。
lmvat1、lmgdp1、mcpi1的格兰杰因果检验结果原假设F统计量显著性水平结论lmgdp1不是lmvat1的格兰杰原因982509000030拒绝lmvat1不是lmgdp1的格兰杰原因273050007624拒绝mcpi1不是lmvat1的格兰杰原因346973003988拒绝lmvat1不是mcpi1的格兰杰原因148681003723拒绝mcpi1不是lmgdp1的格兰杰原因075711007402拒绝lmgdp1不是mcpi1的格兰杰原因083776003833拒绝
24误差修正模型
以上分析表明,月度国内增值税与工业增加值的对数形式之间存在着协整关系,表明二者之间存在一定的内部协调机制,这就需要建立误差修正模型以对其动态调整过程进行分析。根据Granger定理,两个具有协整关系的变量一定有误差修正模型的表达形式存在。误差修正模型比普通的单方程模型更全面地反映了变量间的短期和长期的关系。在误差修正模型中,各个差分项反映了变量短期波动的影响。被解释变量的波动可以分为短期波动和长期均衡两部分,短期波动部分由解释变量的差分项来反映,长期均衡部分由误差项得到反映。建立的向量误差修正模型如下：
2412009—2013年的VEC模型
△LMVATt=0000985+0284308△LMGDPt-1－0597718ECMt-1
(09500)(00053)(00000)
［0063011］［2906236］［-5026332］
2422004—2013年的VEC模型
△LMVATt=54590+01041△LMGDPt-1－12040ECM′t-1
(09581)(02170)(00000)
［0052629］［1241533］［-1309016］
上述两个模型中的误差修正项ECM和ECM′的系数为负,符合反向修正机制,说明长期均衡趋势偏离的收敛机制在起作用：上一年度的非均衡误差分别以67%和120%的比率对本年度的国内增值税(对数)做出反向修正,一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道,误差修正机制的存在就能够纠正这种偏离,并将国内增值税与工业增加值之间的关系拉回到长期均衡关系的轨道。2004-2013长期的修正力度(-12)要比2009-2013短期的修正力度(-067)更大一些。
25基于误差修正模型的预测
运用VEC模型对2004-2008年月度的国内增值税及工业增加值进行预测。需要注意的是,预测首先得出的是二者的对数值,通过计算方可得出具体的数值,但这并不影响对其预测误差率的分析。预测结果表明：VEC模型的预测精度较高,这为我们通过国内增值税增长率及有关模型预判工业增加值走势提供依据。同样,运用2009—2013年及2004—2013年两个时间段的ECM模型进行预测,预测精度与2004-2008年的预测精度基本一致,且预测值与实际值的走势基本一致。
3研究结论与应用
综上所述,国内增值税、工业增加值和物价水平具有长期稳定的均衡关系,且三者之间均存在双向因果关系。根据误差修正模型,长期均衡趋势偏离的收敛机制在起作用,一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道,误差修正机制的存在就能够纠正这种偏离,并将国内增值税与工业增加值之间的关系拉回到长期均衡关系的轨道。另外,运用VEC模型对国内增值税及工业增加值进行的预测精度较高,且预测值与实际值的走势基本一致,这启发我们可以根据国内增值税、工业增加值和物价水平的协整方程进行相关的预测分析,为更精准的预测宏观经济形势提供依据。
参考文献：
［1］刘平,梁瑜工业增加值、物价与增值税的长期联动效应分析［J］区域金融研究,2012(2)：78-83．
［2］胡彦伟,等工业增值税与相关经济总量关系宏观分析方法初探［J］税务研究,2006(5):38-42.
［3］王韬,等增值税收入增长与工业经济增长关系浅析［J］税务研究,2009(10):32-35.
［4］张伦俊增值税与增加值关系评析［J］财政研究,2003(3):22-24.
［5］周滨中部地区工业增加值与工业增值税相关性分析［J］税务研究,2006(8):34-36.
［6］张晓峒计量经济分析［M］北京:经济科学出版社,2003：214-219．
［7］李晶对于营业税改征增值税的几点思考［J］中国市场,2012(44).