税负效应范文第1篇关键词：负债融资税盾效应反啄序制约因素着市场经济日益发达，企业的融资方式也变得多种多样。企业对融资方式的选择直接关系到融资成本的高低，进而可以影响企业的经济效益、可持续性发展情况、企下面是小编为大家整理的2023年度税负效应【五篇】【精选推荐】,供大家参考。
税负效应范文第1篇
关键词：负债融资税盾效应 反啄序 制约因素
着市场经济日益发达，企业的融资方式也变得多种多样。企业对融资方式的选择直接关系到融资成本的高低，进而可以影响企业的经济效益、可持续性发展情况、企业声誉等，甚至关系到企业价值。根据美国学者Myers和Majluf（1984）提出的“优序融资理论”（也就是啄序理论），企业的融资顺序应该为先内源融资，再外源融资。在外源融资中，因为债权融资能够带来抵税效应，因此应优先选择债权融资，其次是股权融资。国外上市公司的实际融资方式选择情况也证实了该理论的正确性。但是，在我国却存在上市公司明显的股权融资偏好现象，也就是所谓的“反啄序”现象。
一、负债融资的税盾效应分析
利息费用被看作是与生产经营相关的费用。因此在税法上，利息费用可以与企业生产经营费用一样，在计算企业所得税的应纳税所得额时进行税前扣除。这实际上相当于政府代替公司承担了一部分的利息负担。与此相反，股利分配则是用税后净利润来进行分配，因为其被视为一种利润的分配，不属于一项费用支出。由此，负债融资就产生了负债税盾效应。
MM定理认为，在考虑企业所得税的情况下，企业价值与债务价值成正比，有财务杠杆的公司价值大于无财务杠杆的公司价值，其差额就是债务融资所带来的节税效应。公式可以表示为VL=VU+TC×B，其中VL为有财务杠杆的公司价值，即有一部分为债务融资；
VU为无财务杠杆的公司价值，即100%的权益融资；
TC为企业所得税税率；
B为公司债务的市场价值。TC×B也就是债务信息的抵税价值。两边对B求导，可得出dVL/dB=TC>0。意味着公司每增加一元的负债，就会为公司新增TC元的边际税收利益，可见债务融资对公司价值增加是有利的。
另外，可以从公司的净现金流量的计算过程中，较明显的看出负债融资所带来的税盾效应。净现金流量=净利润+折旧+摊销+回收额=收入×（1-所得税税率）-（经营成本+利息+折旧+摊销）×（1-所得税税率）+折旧+摊销+回收额=收入×（1-所得税税率）-经营成本×（1-所得税税率）-利息+利息×所得税税率+折旧×所得税税率+摊销×所得税税率+回收额。可以看出，利息×所得税税率即为负债融资产生的负债税盾效应，可减轻企业的税负成本，从而可以增加企业的净现金流量，而且，公司采用的所得税税率越高，负债融资产生的税盾价值就越大。折旧×所得税税率与摊销×所得税税率也产生了税盾效应，其为非负债税盾。
当然，不同的负债结构所产生的税盾价值也不尽相同。例如短期借款，由于其为一年以内的负债，会计准则规定在每个资产负债表日，企业应计算确定短期借款的应计利息，按照应计的金额，借记“财务费用”科目。短期借款的利息只要符合税法规定便可税前扣除，对于短期借款这种负债方式，税盾价值发挥的效果较为明显，不过对于长期借款则稍显复杂。企业借入长期借款一般存在特定用途，从而对于不同用途的长期借款，与之相关的借款利息计入的科目便不同。但无论是什么用途，一般存在利息资本化与利息费用化之分。如果利息费用符合资本化条件，那么所产生的利息费用便计入“在建工程”、“制造费用”等科目，如此便使得负债税盾价值只能通过资产形成之后每年计提的折旧、摊销等形式来发挥，这种递延抵税的规定限制了长期负债利息的抵税效果。如果利息费用不符合资本化条件便要费用化，此时负债税盾价值便可直接通过利息税前扣除所体现。可见，从税收角度，流动负债优于长期负债。
二、制约负债融资税盾效应发挥的因素
既然负债融资能够带来税盾效应，为何我国大多数上市公司却偏好于股权融资？这种特殊现象的存在由很多原因导致，例如我国资本市场不完善、股权融资成本低等。本文仅从制约负债融资税盾发挥作用的因素方面进行分析。
（一）现行税收政策中制约负债税盾效应发挥的因素。
1.债务利息的税前扣除条件限制。在我国现行税法中，债务利息费用的税前扣除有许多限制。从利息费用类别划分角度看，公司一般的经营性借款费用可以费用化，直接在税前扣除。但公司为构建固定资产、无形资产等长期资产而发生的借款费用，如果符合资本化条件，就应予资本化，不能直接在税前扣除，只能随着固定资产的折旧或无形资产摊销等形式来进行税前扣除，那么负债税盾就会转变为非负债税盾。从扣除标准上看，公司向金融机构贷款的利息支出按实际发生数扣除。向非金融机构借款的利息支出，高于以同期同类金融机构贷款利率计算的数额部分不得扣除。而且在计算应纳税所得额时，公司实际支付给关联方的利息支出，不超过规定比例和税法及其实施条例有关规定计算的部分，准予扣除，超过的部分不得在发生当期和以后年度扣除。这个规定比例为接受关联方债权性投资与其权益性投资比例，金融企业为5∶1，其他企业为2∶1。那么，公司的一部分借款也就不能进行税前扣除。因此，当公司的借款费用按照税法规定不能全额税前扣除时，就削弱了负债税盾效应。
2.税收优惠政策导致企业所得税税率下降。由前述的公式可以看出，负债税盾价值的高低与企业所得税的税率有关。税率越高，负债税盾价值也就越大。虽然我国企业所得税的基本税率为25%，由于企业所得税中许多优惠政策的存在，使得我国不同公司之间的实际税率存在较大的差异。我国企业所得税法规定，国家需要重点扶持的高新技术企业减按15%的税率征收企业所得税。且对在经济特区和上海浦东新区新设立的高新技术企业实行过渡性税收优惠，即自取得第一笔生产经营收入所属纳税年度起，第一年至第二年免征企业所得税，第三年至第五年按照25%的法定税率减半征收企业所得税。另外，还有许多的优惠政策都使得大多数企业实际的企业所得税税率低于法定税率。如此一来，就使得一些企业所得税税率偏低的公司，在进行融资决策时对负债税盾价值的敏感性降低，从而削弱了债务税盾效应。
3.亏损弥补与税额抵免优惠。亏损弥补也会影响借款利息的税前抵扣数额。根据我国《企业所得税暂行条例》第十一条“纳税人发生年度亏损时，可以用下一纳税年度的所得弥补；
下一纳税年度的所得不足弥补时，可以逐年连续弥补，但是连续弥补期最长不得超过五年”。因此，当公司出于亏损期或弥补以前年度亏损时，不需要缴纳企业所得税，那么利息费用所带来的税盾效应也就不能发挥作用。可见，负债税盾效应的发挥与企业的盈利能力有一定的关系。当公司处于亏损期或弥补以前年度亏损时，会较少的利用负债融资所带来的债务抵税收益，而倾向于选择其他的融资方式。
（二）非债务税盾对负债税盾的替代效应。跟债务利息支出一样，固定资产的折旧、无形资产的摊销以及长期待摊费用等均可在税前扣除，都具有避税效果，因此对于这些虽为非负债但是同样具有抵税作用的因素称为“非负债税盾”。我国在对于固定资产折旧会计处理方法的规定上，给予了企业很大的自。企业所得税法中，除了对一般的固定资产有按照直线法计算的折旧可扣除的规定外，对于一些由于技术进步、产品更新换代较快的固定资产和常年处于强震动、高腐蚀状态的固定资产，允许采用缩短折旧年限方法或者采用加速折旧方法折旧。这些灵活的政策可能使得企业对非负债税盾的偏好加强，从而相应的降低企业在融资决策中对负债税盾的考虑。而且，企业中固定资产的比重越大，非负债税盾对负债税盾的替代效应可能就越强。于是，当企业拥有较多的固定资产时，其非负债税盾价值相应较高，这样公司利用负债税盾价值的积极性就降低了。
（三）利税分离程度的影响。在我国，由于许多上市公司由国有企业改制而来，那么政府就成为企业的最终控制者，然而政府又是征税者。如此一来，该类性质的企业便存在着以利税总额作为考核企业经营业绩的主要指标的特点。既然如此，税盾效应对于该类企业而言就没有太大的价值。相反，民营上市公司利税分离程度较大，对其而言，税负成本低可以减少企业的现金流量流出，从而增加企业的财富，那么税盾效应的利用对该类公司而言就具有较大的价值。可见，利税分离程度对负债税盾发挥有一定的影响。
参考文献：
1.王跃堂，王亮亮，彭洋.产权性质、债务税盾与资本结构[J].经济研究，2010，（9）.
2.麦文琴.负债税盾价值对公司融资行为的影响研究――基于民营上市公司的样本数据[D].重庆：重庆大学，2011.
3.朱凯，俞伟峰.控股权性质、债务税盾与上市公司股权融资偏好[J].财经研究，2010，（12）.
税负效应范文第2篇
关键词：营业税改增值税 融资租赁 即征即退 金融保险业
2011年国家财政部和国家税务总局连续出台了《营业税改增值税试点方案》、《交通运输业和现代服务业营业税改征增值税试点实施办法》，2012年1月1日上海营业税改征增值税试点的成功标志着我国营改增改革正式拉开序幕；
同年8月1日试点范围扩大到北京、广州、天津等10个省（市）。值得注意的是，这次改革把融资租赁业作为现代服务业纳入了营改增试点的范围，其中涉及到的有形动产租赁成为业内争议的焦点。那么，试行营改增是否也让融资租赁业像其他小规模企业一样受益呢？本文将对上述问题进行探讨。
营改增的提出
增值税是对商品生产、商品流通、劳务服务中各个环节的新增价值或商品的附加值征收的一种流转税，是价外税。其最大的好处，是在为政府取得足够的财政收入的同时，让税收对经济发展产生的扭曲作用最小化，让税收回归其中性的功能。增值税一经法国率先推行后，迅速被世界其他国家所采用。但是由于新增价值或商品附加值在生产、流通过程中难以计算，征纳双方不易操作，于是各国在实践中均采用税额抵扣的方法。理想中的增值税制应该是覆盖所有行业，这样就可以实现环环相互抵扣，避免重复征税，如加拿大、新加坡、日本等国家就是所有行业征收增值税。在我国，按照现行的增值税法规定，其征税范围是所有的货物、加工修理修配劳务和机器设备，而其他的劳务、无形资产和不动产都征收营业税。
营业税是价内税，它是对营业额全额征税，且无法抵扣，这就不可避免的出现重复征税的现象。于是，企业为了规避因外购服务所含营业税无法抵扣而采用自行提供服务，导致“小而全、大而全”的企业经营模式出现。这种状况的存在不利于服务业的专业细分和服务外包的发展（贾康，2011）。同时，出口适用零税率是国际通行的做法，但因我国服务业适用的营业税在出口时无法退税，而导致服务含税出口，在国际竞争中处于劣势。新出台的营改增税制改革，不仅有利于消除重复征税的现象，而且有利于完善和延伸二、三产业增值税抵扣链条，同时还有利于降低企业税收成本，提高企业的核心竞争力，其意义非同寻常。
融资租赁业营改增税负分析
融资租赁业，即融资租赁公司作为出租人，根据承租人所要求的规格、型号、性能等条件购入设备租赁给承租人，合同期内设备所有权属于融资租赁公司，承租人只拥有使用权，在合同期满付清租金后，承租人有权按残值购入设备，以拥有设备的所有权。这种新型交易方式实质上具有融通资金的性质，即通过融物达到融资的目的。
（一）营改增之前，融资租赁业税负分析
在我国，融资租赁业是被作为金融保险业营业税税目交纳营业税，适用5%的营业税税率。依据营业税暂行条例规定，融资租赁业应纳营业税额=[（应收取的全部价款和价外费用-实际成本）÷总天数×本期天数]×5%，其中“实际成本”是指由出租人承担的货物的购入原价、关税、增值税、消费税、运杂费、安装费、保险费以及贷款利息（包括外汇借款和人民币借款利息）。同时，融资租赁公司向承租人开具营业税发票。
在这个税收政策中，融资租赁公司在购置设备时承担了货物的增值税，也取得了增值税专用发票，却因为要就其所提供劳务而取得的营业差额计算交纳营业税而不能抵扣已纳增值税。事实上，融资租赁公司又不是该货物的最终消费者，不应该承担该进项增值税。于是，融资租赁公司为了降低税收成本将所负担的增值税通过提高租金收入转嫁给承租方。
对于承租方来说，本来可以根据“国家2009年实施增值税生产型转消费型改革，机器设备纳入增值税抵扣范围”的相关规定对购进的固定资产的进项增值税抵扣。但对于通过融资租赁业务取得的固定资产，由于无法从出租方取得增值税专用发票，尽管承租方以租金形式支付了融资租赁物的进项增值税，也不得进行进项税抵扣。因而，承租方享受不到国家给予增值税改，降低税负的税收政策。事实上，生产增值中含有服务，服务的增值是建立在生产物的基础。显然，我国多年来的营业税与增值税的分立并行破坏了增值税抵扣链条，将生产业与服务业人为割裂，大大挫伤了企业拟通过融资租赁取得固定资产的积极性，反而更愿意自行购置建设固定资产。
（二）营改增之后，融资租赁业税负分析
1.税收政策改革。营改增涉及到有形动产租赁业务，提供有形动产服务为增值税纳税人适用一般税率17%，融资租赁公司应纳增值税额=当期销项税-当期进项税，其中销项税额=含税销售额÷（1+17%），进项税额=买价×17%。当期销项税额小于当期进项税额不足抵扣时，其不足部分可以结转下期继续抵扣。融资租赁公司在收到承租方租金或是取得索取租金凭据即可向承租方开具增值税专用发票。经中国人民银行、银监会、商务部批准经营融资业务的试点纳税人中的一般纳税人提供有形动产融资租赁服务，对其增值税实际税负超过3%的部分实行增值税即征即退政策。对于承租方来说，从融资租赁公司取得增值税专用发票，即可进行进项税抵扣。
2.营改增前后税负测算分析。假定融资租赁公司的一项融资租赁业务每年营业收入为X，购置融资租赁物的实际成本是Y。则营改增之前，融资租赁公司相关营业税额计算如下：每年应纳营业税=（X-Y）×5%=0.05（X-Y）；
营改增之后，融资租赁公司相关增值税额计算如下：应纳增值税=X÷（1+17%）×17%-Y×17%= 0.1453X-0.17Y。如果考虑即征即退税收优惠政策，若0.1453X-0.17Y>0.03X，则实际税负是0.03X，超过部分可以实行即征即退。在不考虑附加税的情况下，为保证税负不超过营业税政策下的税负水平，则0.03X≤0.05（X-Y），X/Y≥160%，即收益率不低于60%，方能保证税负不增加。而目前融资租赁业的收益率为20%-30%（陆静波，2012）。若0.1453X-0.17Y≤0.03X，则实际税负0.1453X-0.17Y，大概为现行营业税政策下的3倍。通过测算可以看到，融资租赁业税负从原来营业额的5%到含税价的17% ，若想降负就一定要享受即征即退的优惠政策，否则是目前税负的3倍；
而能够享受到即征退优惠政策的前提是收益率高达60%，根据目前来看这又是不可能的。应该说，营改增之后融资租赁业的税负不降反涨了。即使“即征即退”的税收优惠政策能够享受上，但其作为税收优惠政策具有鲜明的时效性。一旦取消，税负更不可能减轻。
3.营改增后“即征即退”优惠政策执行偏差分析。根据财税[2011]111号文规定，经人民银行、银监会、商务部批准经营融资租赁业务的试点纳税人中的一般纳税人提供有形动产融资租赁服务，对其增值税实际税负超过3%的部分实行增值税即征即退政策。同时，国家税务总局[2011]60号文明确即征即退的分子应该是实际缴纳的增值税额，分母是销售额，销售额取决于纳税申报表。财税[2012]86号又进一步明确，增值税实际税负是指纳税人当期实际缴纳的增值税占纳税人当期提供应税服务取得的全部价款和价外费用的比例。但对于这个政策在操作层面上，不同试点地区做法也是不统一的。仅上海就有按租息减去财务利息作为分母的，也有按租息作为分母的；
北京则是按本金加上租息做分母。另外，对承租人来说，其取得的租金增值税专用发票是含有本金与利息，企业抵扣范围扩大了，与同样利率报价的银行贷款相比，降低了财务成本，降低了税负；
但对于融资租赁公司而言，按租金开具增值税专用发票，其中，租金中的利息才是企业收入，其本金并不属于增值部分。因此，融资租赁公司按租金开具增值税发票，税收成本太高了。
4.营改增后增值税发票开具时点分析。我国增值税暂行条例第八条规定：从销售方取得的增值税专用发票上注明的增值税额准予从销项税中抵扣。即，企业购入的货物或者服务，取得合法的抵扣凭证时就可以一次性抵扣，当期销项税额小于进项税额的不交增值税，形成进项税额留抵。但是，如果出租人是在租赁开始日一次性开具增值税专用发票给承租人，显然受益的还是承租人，风险始终在融资租赁企业一方。因为承租人在起租日一次性取得增值税进项税后即可在当期进行抵扣。虽然营改增试点方案明确规定，因服务中止或者折让而退还给购买方的增值税额，应当从当期的销项税额中扣减；
发生服务中止、购进货物退出、折让而收回的增值税，应当从当期的进项税额中扣减。但事实上，如果出现承租方中途中止租赁合同的情形，承租人已经抵扣的当期进项税再进行扣减，融资租赁公司已经交纳的销项税再进行扣减也应该存在时间问题。显然，对于融资租赁公司来说税负很高。如果是在租赁业务结束时一次性开具增值税专用发票，那么时间太长，对于融资租赁公司来说，其纳税申报表上就可能有一个大额的进项税额，而进项税额大于销项税额，使得企业可能长期不交增值税，如果这样延续下去，当超过2015年12月31日后就有可能享受不到即征即退的财政扶持资金补贴政策了；
对承租人来说，由于始终拿不到增值税专用 发票进行进项税抵扣，也就无法充分体现营改增的宏观意义。
融资租赁业营改增税制政策调整建议
首先，融资租赁业必须按照3%的税率缴纳增值税。比如就有形动产融资租赁和有形动产经营性租赁来说，3%的税率可以解决“营改增”之后的诸多困境。有形动产经营性租赁是指在约定时间内将物品、设备等有形动产转让他人使用且租赁物所有权不变更的业务活动。在营改增之前，出租方取得的租金是按“服务业”营业税税目计算应纳营业税的；
而有形动产融资租赁是指具有融资性质和所有权转移特点的有形动产租赁业务活动，其在营改增之前，出租方以向承租方收取的全部价款和价外费用（含残值）减除出租方承担的出租货物的实际成本后的余额为营业额，按“金融保险业”营业税税目计算应纳营业税的。显然，有形动产的融资租赁是金融保险业。金融保险业，原则上适用增值税简易计税方法（财税[2011]110号）。依照简易计税法，融资租赁公司应纳增值税额=含税销售额÷（1+3%）×3%，其中销售额是指纳税人提供应税服务取得的全部价款和价外费用。如果将融资租赁业应纳增值税按简易计税法重新测算：应纳增值税=X÷（1+3%）×3%=0.0291X，0.0291X
其次，融资租赁业按增值税简易计算法纳税，并不影响其向承租方开具增值税专用发票。纳税人提供应税服务，应当向索取增值税专用发票的接受方开具增值税专用发票，并在增值税专用发票上分别注明销售额和销项税额。如果是小规模纳税人提供应税服务，接受方索取增值税专用发票的，可以向主管税务机关申请代开。可见，承租方是可以正常取得增值税专用发票抵扣销项税。可能存在承租人抵扣的进项税额减少的情况，但事实上，由于按简易计算征税，降低了融资租赁方的税负，使得原本通过租金转嫁给承租方的税金相应地减少了，因而承租人仍然是会受益的。
再次，出租方可以向承租方分期开具增值税专用发票。根据财税[2011]111号，纳税人提供有形动产租赁服务采用预收款方式的，其纳税义务发生时间为收到预收款的当天向承租方开具增值税专用发票即可进行进项税抵扣。可见，税收政策并没有规定增值税专用发票必须一次开具。如果出租方分期开具增值税专用发票，既可以完整增值税抵扣链条，并且发生服务中止情形时，也可以避免扣减当期已抵扣进项税或销项税额的繁琐事件。
参考文献：
1.贾康.为什么要“营改增”[J].上海国资，2011（18）
税负效应范文第3篇
关键词：负所得税 劳动供给 效应 评论
“负所得税”（negative income tax，以下简称nit）的思想由数理经济学创始人古诺首先用于经济学文献。nit一词则由c.e.ayres（1952）首先提出。自20世纪60年代起，nit历经米尔顿·弗里德曼和詹姆斯·托宾等大师之手不断发扬光大。
曼昆在《经济学》中将nit简单定义为“向高收入家庭征税并给低收入家庭转移支付的税制”。nit计划的目标一般是：为了更有效的达到反贫困的效果；
提供一种对现有福利救助体系的替代；
激励工作（bender、green，1968）。
劳动供给削减论者的研究成果
（一）加里·贝特里斯和杰里·豪斯曼对负所得税劳动供给效应的研究
加里·贝特里斯和杰里·豪斯曼（1978）通过在加里的青年男子负所得税的抽样调查得出的数据，构建出负所得税下的劳动供给模型。他们发现有赖于工作时间的税后净工资额导致非线性预算集的产生。这些非线性关系可能受到累进的边际税率的影响，是一条外凸的预算线，也可能受政府转移支付计划的影响（如afdc或负所得税），而成为非凸的预算线。这种非线性影响了边际工资和个人的实际非劳动收入。
非凸性是贝特里斯和豪斯曼论文的一个靓点。非凸性预算集强调了效用函数背后暗含的知识的重要性。非凸性的这种情形不仅在负所得税中遇到，在其他与劳动所得有关的税收或补贴中也同样存在。
作者使用劳动所得的简化形式研究发现，劳动供给对收入保障水平的反应比边际税率重要得多。然而也发现，几乎接近零的工资弹性会得出如下的结论：税后工资率的大幅度变化对加里试验中黑人男性的劳动供给几乎没有效应。
收入效应导致周工作时间下降到 36.985小时，每周下降2.958个小时，或者说下降7.69%。反应模式表明，大多数个人对负所得税计划的劳动供给反应很小，这跟加里试验的结果是相似的。不过，一定数量的人劳动供给出现很大下降。工作时间的降低，一种可能的解释是在两份工作前后的间隔时间拉长了，个人没有去积极寻找工资更高的工作。
个人面临的税率越低，实际工作时间与持平水平的工作时间相比，越有可能更少，因而，个人对更高水平的非劳动收入比更高的负所得税税率更有可能作出反应。所以，收入效应比没有补偿的工资效应在决定负所得税引入的反应上重要得多。
作者认为，以后研究的方向是政府计划引起预算集的非凸性对劳动供给产生的影响。这些计划或许导致个人经济活动很大的扭曲，在评价这一类计划时，这种效应的大小是重要的考虑。
（二）keeley等人对负所得税劳动供给效应的研究
michael c. keeley、philip k. robins、robert g. spiegelman和richard w. west（1978）利用来自sime/dime的结果，预测全国的劳动供给效应和六个不同的负所得税计划的成本。为了做预测，使用将试验参数化的劳动供给模型对试验数据进行了估计。这个模型的参数被置入一个所谓家庭转移支付微观分析（简称math）的微观模拟模型。模拟使用1975 年3月的当前人口调查（简称cps）数据。基于低收入的劳动需求是完全富有弹性假设的这一模拟是在局部均衡框架下进行的。模拟结果显示，全国负所得税计划的覆盖范围、成本和劳动供给效应随着计划参数的变化而变化，且波动很大。
1.研究方法以及其他问题的处理。为了便于预测，作者使用sime/dime数据估计了劳动供给反应函数，总的预测通过个人反应和成本加权求和得到。鉴于试验样本是高度分层化的，使用全国性样本，而不是试验样本来进行预测。该研究首次尝试利用来自收入维持试验的结果进行全国性预测。
在一个可控的收入维持试验中，其他税收和转移支付计划的影响通过对公共转移支付征税和对正税予以偿还的方式全部消除，假设全国计划有相同的特征。因为偿还正税部分，一个人得到的
支付取决于总收入与试验税率和非试验税率。
由于在试验中采用指派和样本选择程序，按种族、家庭结构和收入划分的家庭分布不同于美国总体家庭分布。与美国的总体情况相比，参与sime/dime的家庭较大比例是收入较低的群体。而且，在 sime/dime人口中，试验组家庭比对照组的收入要低得多。当分析试验对劳动供给的效应，并用结果外推美国总体时，这些分布的差异必须要考虑到。
在sime/dime中，估计的三种家庭群体（丈夫、妻子和女性户主）的替代效应统计上都是显著的。估计的妻子和女性户主的收入效应统计上都是显著的。结果也显示，3年期和5年期家庭的反应不存在明显差异，每一群体的试验变量在1%水平上是统计显著的。
为了便于sime/dime与新泽西试验的比较，有必要估计一个与新泽西报告相似的模型，最简单的模型是使用差异分析方法，控制试验前劳动供给、教育和家庭规模等人口统计变量，但没有控制试验前正常收入这一任务变量。
研究结果表明，新泽西试验（njime）中白人丈夫周工作时间的削减与sime/dime中黑人和白人丈夫是相似的。然而，这种比较不能看作相似反应的证据，这是因为它们是来自不同试验样本的均值。新泽西样本是一个平均收入相当低的样本，且得到不慷慨的试验待遇，以及有一个不同的分配程序。
这里报告的平均反应也不能直接转化为全国的效应，因为：首先，试验样本的平均反应是几个不同计划的平均，故不能看作任何单个计划的代表。其次，依据估计的方程，试验样本的平均反应取决于可支配收入和净工资率的平均变化。这些平均变化取决于试验前的收入分布、福利支付、税率和人口统计变量，与全国样本的平均变化有很大不同。最后，与随机分配的计划相比，任务模型可能导致更小的平均反应，这是因为把收入更高的人被分配到更加慷慨的计划中。因而，为了得到某种全国性计划有价值的效应预测，必须使用与估计方程相似的劳动供给反应模型。
在进行全国预测时，作者提出了几个假设：第一，假设负所得税代替现有的afdc 和食品券计划。第二，假设劳动需求富有完全弹性。这意味着总的工资率不受负所得税的影响，是否这是一个好的假设部分有赖于低收入劳动者——他们极有可能是负所得税的参与者——的可替代性。一般而言，若劳动存在很强的替代性，负所得税对工资率的效应很可能很小，这是因为总的劳动供给受负所得税的影响甚微。第三，假设不可能先验估价向下倾斜的需求曲线对劳动供给的效应，既然这需要总劳动供给曲线的形状，以及供给曲线是如何移动的（移动不是平行移动）等方面的知识。实际的反应可能大于或者小于计算的反应，这取决于总供给曲线的斜率。如果总劳动供给曲线是向上倾斜的，总劳动供给反应将小于基于需求富有完全弹性的假设算出的结果。如果总劳动供给曲线是后弯的，总劳动供给反应将大于基于需求富有完全弹性的假设算出的结果。第四，假设正税收体系没有发生变化。这个假设意味着没有考虑为计划融资的额外税收是怎样实现的。最有可能的来源——联邦所得税税率的提高产生额外的劳动供给效应。这项研究就是要通过运用一些方法分析负所得税对那些有可能参与计划的人的效应。最后，因为试验是临时的，影响的仅仅是一部分有资格获得计划补助的人口，试验结果和全国预测都不能反映可能来自永久性全国计划的社区态度的任何改变。
2.劳动供给反应研究报告。这些反应通过三种方式报告出来。首先，报告了税收持平水平以下家庭的平均劳动供给反应。其次，报告了税收持平水平以下和以上所有参与家庭的平均劳动供给反应。最后，报告了整个美国人口的平均劳动供给反应。
在解释这些结果时，务必注意，反应程度的变化不仅与保障收入水平和税率的变化有关，也与参与者数量的变化有关。例如：给定保障收入水平，随着税率的提高，参与者数量会下降。另一方面，给定税率，随着保障收入水平提高，参与者数量会上升。参与数量的变化方式取决相关的人口子群内收入分布状况。
对于持平水平以下丈夫和妻子型家庭来说，平均反应的程度（绝对值）是与税率正相关的。这可能是因为两个原因：第一，税收变化引起的收入效应程度没有抵消替代效应，于是，平均反应与税率是正相关的。第二，更低的税率可能导致收到很少补贴的家庭比例更高，从而以至于没有什么反应。对于女性户主家庭来说，平均反应并不随着
率的变化而变化。
当计划参与的数量固定时，随着保障收入水平的提高，收入效应导致平均反应程度提高。尽管收入效应或许为参与数量（无论是丈夫和妻子型家庭，还是女性户主家庭）变化的效应所抵消，平均反应程度随着保障收入水平的提高而变得更大。
税收持平水平以下家庭的结果显示，所有群体的劳动供给都有相当大的削减比例。对于丈夫和妻子型家庭，总工作时间的削减比例在9%和16%之间。其中，丈夫劳动供给削减比例 在6 %和12%之间，妻子削减劳动供给在21%和32%之间，女性户主家庭削减她们的劳动供给比例在0%和15%之间。
研究结果包括了税收持平水平以上参与家庭的反应。所有参与家庭的平均反应跟税收持平水平以下家庭的平均反应是很相似的，这是因为参与到计划的税收持平水平以上家庭数量不多。原先税收持平水平以上的家庭总的参与比例依不同计划而定，其中，丈夫和妻子型家庭在7%和12%之间，女性户主家庭在0%和5%之间。
研究结果也提供了整个美国人口（包括负所得税计划的参与者和非参与者）的平均劳动供给反应。一些非参与者以前收到福利补贴，特别是面临低的保障收入水平和（或）高税率的负所得税计划的那些人。因为收入效应和替代效应，当负所得税取代福利计划时，以前收到福利补贴的非参与家庭提高他们的劳动供给；
当引入负所得税时，剩余的非参与者没有改变劳动供给。
整个美国人口的平均反应相对于参与人口很小，这是因为美国的大多数家庭没有选择参与计划。对丈夫和妻子型家庭来说，尤其如此。随着税率的提高，丈夫和妻子型家庭的平均反应程度下降了（与前面报告的上升相比），这是因为相对于总人口，参与数量下降了。对女性户主家庭而言，平均反应随着税率的变化轻微下降，这是因为参与数量相当固定。无论是丈夫和妻子型家庭，还是女性户主家庭，保障收入水平的提高都引起平均反应程度的增加。
3.研究结论。keeley等人提供过一种研究方法，运用这个方法可以在试验数据的基础上，估计全国的劳动供给效应和各种负所得税计划的成本。程序是使用试验数据估计劳动供给效应函数的参数，接着用反应函数在一个全国的数据集（cps）范围内预测个人的劳动供给效应。预测是借助所谓math的一个微观模拟模型进行的。程序背后的一个关键假设是低收入的劳动需求是完全富有弹性的。
结果显示，劳动供给效应和计划的成本随着保障收入水平和税率的变化而变化，且波动很大。对于保障收入水平和税率而言，参与计划的丈夫和妻子型家庭的平均劳动供给效应提高了。对于保障收入水平而言，参与计划的女性户主家庭平均劳动供给效应提高了，但是这一效应几乎不受税率的影响。参加试验的那些家庭劳动供给的平均削减幅度在0%和 32 %之间，其大小依不同的计划和子群而定。
（三）ashenfelter和plant对负所得税劳动供给效应的非参数估计
orley ashenfelter和mark w. plant（1990）报告了劳动供给行为对参加西雅图——丹佛收入维持试验（sime/dime）的家庭支付效应的非参数估计。在这个试验中，试验组的家庭被随机指派的任务是配合这些非参数估计的计算。然而，这些非参数估计至今没有报道过，即便可以通过简单的加权程序构建。
1.对keeley等人研究的批评。sime/dime试验的意图在于通过对试验组和对照组平均收入的简单比较，以期“测量现金转移支付对补贴接受者劳动参与的负激励效应”。试验的最后报告中，斯坦福国际研究院 （1983）花了很大的气力把不同的研究提炼成一个有机整体，但是它并没有提到试验设计时预设的任何简单的双向对比。这是由于试验者不知道非参数估计的简单构建方法，或者是因为其他一些原因，我们不得而知。
坦率的说，当我们开始这项研究时，我们感到惊讶的是这些基本实证结果从来没有被整理过。直到我们完成了我们的研究，我们才了解没有做的部分原因。我们发现，sime/dime试验的基本问题是因其设计和所承诺的非参数估计根本无法计算所致。简单的说，针对sime/dime试验设计的缺陷，我们在今后的试验设计中可以吸取大量的经验教训。
2.研究遇到的问题与研究内容。所有负所得税试验面临的难题在于，为了降低转移支付成本，试验前收入高的家庭被系统性的分配给慷慨的计划，试验前收入低的家庭则被系统性的分配给不慷慨的计划。
sime/dime试验的关键问题还在于，
用于分析而建立的数据收集系统不能独立于试验而运行。简单的说，试验的损耗与参与试验家庭所在的计划类型密切相关。这一事实使得力图通过sime/dime试验得出推论变得相当复杂。
应用sime/dime数据对方程估计的难度在于各种试验的分配不是随机的。因此，给定非随机分配的情况，对照组家庭不能正确反映试验外劳动所得分配的特征，上述的简单比较也表明不能估计出试验的劳动供给效应。乍一看，这样的设计决定似乎已经破坏了整个试验，但实际上情况并非如此。为了了解为什么对于劳动供给效应的简单的非参数估计仍然是可行的，有必要了解整个试验的设计。
从3年期的试验来看，作者注意到，试验后预测的支付差异往往小于任何试验差异，且不是统计上显著不为零。尽管如此，大多数试验后试验组与对照组的差是正的，这实际上表明劳动所得在试验过程中发生了变化。因此，观察到的差异似乎并不是特定样本设计的人为因素或其他一些影响了样本组成的“看不见”因素所致。另一方面，试验后持续的正的试验效应表明，试验可能对永久性收入有一定影响。
从5年期的试验来看，值得指出的是，样本量为5年的试验计划大大小于为期3年的计划，因此结果表明随着时间的推移，在整个计划中会有更多变化。小样本也反映在大的标准误上。从参与5年负所得税计划的家庭结果来看，对5年的家庭来说支付的差异更大，而且随着时间的推移在支付差异中有一些混合的增长证据。人员减少在试验的第四年和第五年成为严重的问题，因此，小样本问题变得更加突出。
作者用两个表格给出了基本的非参数的试验结果。这对他们来说似乎是进一步试验分析结果的逻辑起点，因为任何额外的结构会给基本数据增加额外的外源性和特别信息。能获取的有关所有这些计划的支付效应的预测资料，都在这些表格中总结出来。如果没有任何参数的假设，这些都是试验结果。
对于上面提到的损耗的事实，作者认为这需要某种样本的参数假设。要么假设离开的家庭与这些留下来的家庭在收入分布和预期的额外支付方面都是随机选择的，要么假设他们实际上支付应该为零。作者的研究可以在两者之间做一些工作，但是对于任何一种来说，任意的假设方式都是必须的。需要重点分析的是，当事人预期收入超过补贴的标准，自然退出试验。另一种情况是家庭结构在试验过程中发生了变化，因为研究仅仅考虑了双亲家庭的情况。此种样本损耗对研究的结果没有影响。
通过研究，作者可以得到两个清楚的结论：第一，预期支付的实际差距大大依赖于一个家庭获得支付的可能性。结果显示，负所得税计划的持平收入水平订得越高，家庭就越有可能获得支付。这种关系不是主要的做法，但是反映了这样一个事实：为了让一些家庭放弃支付，必须把收入门槛定得很高，这将会有越来越多的家庭有资格获得补贴。因此，设计一个模型以便提供非参数结果的简化形式，这样的任何模型几乎肯定要由两部分构成：一部分考虑到决定计划参与中收入分配和持平收入的相互作用，另一部分考虑，给定一个家庭有资格获得补贴支付，补贴计划对劳动力供给的效应。第二，可以看出，如果没有劳动供给对负所得税的激励反应，实际试验支付大于预期。这意味着，试验引起的激励效应削减劳动供给。准确的说，如何分清参与效应与收入效应和替代效应的大小，两个方面仍然是需要进一步研究的问题。
3.研究结论。本文利用sime /dime数据，第一次提供了有关负所得税引致的劳动供给反应的非参数估计。结果确实表明，负所得税引起的劳动供给的激励效应给这种计划的转移支付成本带来实实在在的影响。可惜的是，准确的说，如何利用这些结果来估计整个计划的影响尚有待解决，而且，这些激励效应的非参数估计的估计量很大程度上取决于试验组中的非随机减员是如何处理的。我们从分析中吸取的主要教训是方法上的。首先，我们认为试验方法在劳动供给的效应估计上有巨大的优势，因为分析者已不再依赖于一系列无法检验的计量假设。然而，在实践中大多数对sime/dime数据的分析很少或没有利用试验性质的处理方法。我们似乎失去了太多基本试验结果的机会。正如我们所表明的，试验设计是在正常收入组内而不是组间随机分配的，这一事实没有禁止简单的非参数计划试验效应的计算。另一方面，依靠大量的调查研究工作来收集试验组和对照组成员的劳动供给反应数据是可怕的误导
。因为这不仅导致数据收集工作代价过高（大部分试验费用用来收集和分析数据，而不是用于计划的支付），也导致实现的家庭收入和数据收集系统中人员损耗之间的相关，从而破坏了试验的完整性。其结果是，即使对试验的设计是多余的，负所得税计划的非参数估计也必须依靠这些假设。
（四）robins对负所得税劳动供给效应的研究
1.研究的创新之处。这不是第一次对负所得税试验的劳动供给结果做总结。moffitt和 kehrer、keeley和killingsworth都曾做过一些综述。然而，这些早期的综述没有以一致的估计形式给读者提供一个整体的研究结果。因为人们已经做了很多研究，可是在其他研究中一些研究结果却被有选择的引用，看来有必要把所有试验的结果整合起来作一总结。而且，早些的研究没有利用来自最大的和最综合的西雅图—丹佛试验最终的结果，也没有提供有关年轻人的任何研究结果，而这是一个很重要的研究子群。另外，早先的研究仅仅考察了有关工作时间的结果，而philip k. robins （1985）的研究还提供了有关就业状况的结果。因此，robins 的综述可以看作以前研究综述的更新和扩展，他力图在所有试验的基础上提供一套一致的估计。
2.研究方法和研究成果。为了便于比较，作者试图选择基于尽可能相似的样本选择标准、时间期限和变量形式的一些估计。例如，每一组的估计都把离婚的家庭从样本中剔除掉了。
作者认为，不同的试验之间，调整后的平均差异的存在主要是因为试验的慷慨程度的差异（理论显示，反应的大小依试验的慷慨程度而定）。相反，基于结构估计的结果，假定是因为试验的慷慨程度所致；
因而，估计的收入效应和替代效应的差异主要是由样本和分析方法的差异引起的。
在劳动供给的效应上，对所有试验来说，第一，每一个负所得税试验劳动供给都出现了明确的下降；
第二，尽管估计的大小存在较大差异，每一组得出的模式却非常一致。例如，黑人和奇卡诺人通常比白人有更大的反应，丈夫通常比其他的群体有更小的反应。但绝对没有劳动供给大幅度缩减的证据。一般而言，每年工作时间缩减的范围大约在一周到五周之间（以全日工作计），如果用反应比率表示，则在5%和25%之间。正如所期望的，sime/dime估计的结果比其他的三个试验高出很多，但这些反应与不同试验的慷慨程度是相吻合的。就业率削减幅度在1%到10%之间，不过，在组内波动幅度通常更小。譬如：估计出的丈夫就业削减范围在0 和-0.04%之间。
研究发现，每年工作时间缩减的幅度大约在二周到四周之间（以全日工作计）。丈夫的反应程度最小，而年轻人的反应程度最大，妻子和单亲女性是十分相似的。从百分比来看，丈夫的反应程度最小，妻子和年轻人的反应程度最大。妻子的反应百分比高于单亲女性，这是因为她们通常工作的时间较短。
据粗略估计，试验平均的 （经加权处理） 保障水平大约与贫困线（pl）相当，按1984年四口之家计算的pl是10610美元；
试验平均的 （经加权处理） 税率是50%左右。故而作者所列出的反应数据可以看作将来实施类似这样的负所得税计划的参照依据。诚然，一定要记住，上面的这些反应仅仅适用于低收入或中等收入人口，整个美国人口的平均反映应该远低于所报告的平均反应数据。
关于试验的替代效应和收入效应，研究表明，在 80%的情况下，估计出的平均替代效应和收入效应的符号跟理论的研究相符，后者预测替代效应是正的，而收入效应是负的。主要的例外是妻子的情况，其中，一个替代效应的符号是负的 （新泽西试验），两个收入效应的符号是正的（农村试验和加里试验）。试验得出的符号与理论研究一致的情况下，估计结果是十分相似的——考虑到采用的方法差异很大，这样的结果令人心安。总体而言，男人的替代效应和收入效应都较小。
根据每个试验家庭个数加权，作者得出如下研究结果：第一，在双亲家庭中，妻子对净工资率的变化较丈夫更为敏感，而两者的收入效应酷似。弹性数据显示，丈夫未补偿的工资弹性（均值）为负，而妻子未补偿的工资弹性 （均值）为正。这些研究结论与非试验研究文献得出的结果是相吻合的。第二，单亲女性的替代效应介于丈夫和妻子之间，但她们的收入效应大约是配偶的两倍。同双亲家庭中的丈夫一样，单亲女性未补偿的工资弹性也是负值。
3.主要研究结论。在对这些数据进行分析后发现，虽然在各地进行大
范围的试验和数据搜集，评估方法各异，但得出的结果却出奇的一致。平均来说，丈夫的劳动供给下降相当于2周的全日劳动供给量；
妇女减少的劳动供给量相当于3周的全日雇佣劳动；
年轻人的劳动供给减少相当于4周的全日劳动供给量。从中得出的负所得税的收入效应和替代效应程度与非试验研究推定的结果相似。总的来说，妻子的替代效应是丈夫的两倍还多，而配偶双方的收入效应很相似。单亲女性的替代效应介于丈夫和妻子之间，但她们的收入效应是配偶的两倍。结果显示，丈夫和单亲女性未补偿的工资弹性 （均值）为负，而妻子未补偿的工资弹性 （均值）为正。
由于女性和年轻人比丈夫工作的时间要少，他们（她们）相应的效应越大（以百分比的形式表示）。所有的这些反应可以看作来自一个相当慷慨的将来实施的负所得税计划—保障收入水平等于贫困线（pl），税率为50%—的反应。
（五）johnson和pencavel对负所得税劳动供给效应的研究
terry r. johnson和john h. pencavel（1982）勾画了一个方案，用来预测引入负所得税计划以后净劳动所得或者工作时间的变化。作者通过估计出参与西雅图-丹佛收入维持试验的已婚男人、已婚女人和单身女性的劳动供给函数来展示这个方案。这些函数也被用来模拟几个负所得税计划的效应。研究结果显示，享有负所得税计划补贴的个人工资率的变化，导致其配偶的工作时间发生重大变化。
作者称他们研究利用的方法是“冲击方法”，它最早由普林斯顿的劳动经济学家阿什弗尔德和赫克曼提出。作者将用来度量负所得税试验劳动供给效应的“冲击方法”嵌入显性效用函数框架中。这个程序主要是通过比较试验前与试验期间的家庭行为，研究它们行为的差异是否可能与试验有关。
在研究的过程中，作者还考虑了高于持平收入水平的家庭可能也会加入到负所得税的行列中来。他们可以通过减少商品的消费和增加闲暇的时间来达到这个目的。在一个经过拓展以后的估计方程中，待估计参数把参与负所得税的概率与以参与负所得税为前提条件的净劳动所得的变化两者结合起来。
研究发现，家庭非工资收入每增加1000美元，丈夫将会削减年工作时间126小时。同时研究还得出，外生收入每增加1美元，丈夫将会拿出0.29美元购买非市场时间（即对非市场时间的边际消费倾向是0.29）。这跟来自非试验数据的估计也是完全一致的。对单身女性的估计位于丈夫和妻子之间。就工作时间函数而言，单身女性可能拥有已婚丈夫和妻子平均化的特征。
在设计这个方案时，作者尽力持有经济学家的行为要有目的这一信念，给出了用于预测的具体函数形式，它可以通过家庭对工作和非市场时间偏好的显性形式推导出来。使用来自sime/dime的数据对这些偏好的估计，与用非试验数据估计得到的劳动供给函数的特征性事实是一致的。也就是说，就相关变量的均值而言，作者推导出丈夫关于工资率的工作时间函数，且斜率为负，也推导出妻子关于工资率的工作时间函数，但斜率为正。然而，宽泛的估计能够使johnson和pencavel得出的结果与非试验数据得出的结果保持一致，但是几乎不可能提供一种精确的衡量标准来这对些结果进行评价。何况，试验的源动力正是来自对非试验研究文献估计的不满。因而，根据试验数据得出的结果与来自非试验数据的估计是否一致来判断前者的正确性反倒有点不合适宜。
按照另一套衡量标准，意即keeley和robins对sime/dime分析后的研究结果，在单身女性的情况下，johnson和pencavel的点估计与之非常接近，而在丈夫和妻子的情况下，两者存在差异。细究其原因，可能是因为johnson和pencavel明显考虑了影响他或她的配偶工作时间的个人工资率。而且，他们的模拟显示这些交叉工资效应在测量负所得税对个人的净劳动所得的影响方面并非可有可无。当家庭偏好采用相应的形式时，交叉工资效应的程度是稳健的。具体地说，正如我们所采用的形式那样，没有要求丈夫和妻子的非市场时间存在替代关系。看来，交叉工资效应的程度在以后的研究过程中将是一个界定明确的重要术语。
（六）anderson对负所得税劳动供给效应的研究
战后美国收入分配趋势的研究是一个很复杂，也是颇有争议的课题。譬如，不仅在收入分配变得更加平等还是更加不平等上难以达成一致意见，而且，在收入分配趋势应该如何从实证的角度弄清楚方面也分歧很大。
美
国伟大的负所得税改革方案没有获得通过，迫切需要的“实际”改革却遭到一致反对。在这些反对者当中，坚称负所得税为“激进计划”的anderson 就是其中一位。
anderson通过对一些所谓“客观”事实的具体分析，试图说明这样的提案不仅昂贵，而且毫无必要，甚至还会引发经济崩溃。正如他所言：“……负所得税保障收入将引起低收入者的工作努力大幅度削减—可能接近50%——……劳动力的大量萎缩给我们这个社会造成最严重的社会和经济后果”。
anderson的历史证据包括来自波兰尼的《大转型》的大量引用。他声称用于贫穷救济的斯宾汉姆兰制度—— 在19世纪早期英国的某些地方使用的一种最低收入制度——对低收入阶层的工作努力带来灾难性后果。
从1968以来，四个社会试验得以进行，旨在了解负所得税是否会带来工作削减，如果是这样的话，削减程度又是多少。对负所得税中的丈夫而言，工作削减幅度从1%到8%不等；
对妻子而言，工作削减幅度大约在15%到33%之间；
对家庭单亲女性而言，这一数字在12%到26%之间。
虽然moffitt 和 kehrer研究发现对妻子的工作削减幅度在15% 到 33%之间， 他们得出的一些结果确实在这个范围之外。加里试验中的妻子和新泽西—宾夕法尼亚试验中的黑人妻子工作削减幅度仅分别为1%和 2%， 而在新泽西—宾夕法尼亚试验中讲西班牙语的妻子工作削减幅度为55%。不过，这些数字统计上均不显著，作者还特意的将 55%这一数字列为异常值。
anderson将每一个偏离的增加百分比加起来，从而估计出了额外工作削减的范围，这7个“小”的负偏离都在7 %到27%之间。7个小的负偏离总的范围根据丈夫适用的情况给出。他分别给出丈夫、妻子、未成年人和家庭女性户主每一个偏离的范围。另外三组相应的范围分别是6% 到 24%，4% 到 20%，7% 到32%。anderson计算了四个组每一组整个工作削减的范围（也反映了其他的偏离和自身的试验结果），并用加权平均计算出低收入总体期望的工作削减估计范围。他算出的结果是在29%和 72%之间，均值是51%。
实际上，正如metcalf具体阐述的那样，试验的短期性产生了两个偏离，它们以相反的方向影响了最终结果。第一个偏离来自收入效应或者横财效应，它趋向于低估了工作削减的程度，因为永久性的负所得税将会提供比仅持续3年的试验更为长期的收入。另一个偏离来自替代效应，相对于永久性计划而言，它在试验期间提高了工作削减程度，因为在负所得税下短的时间内有效劳动所得相对课以更高的隐含税率。
税负效应范文第4篇
【摘要】证券交易税是在证券交易环节中对证券交易行为征收的税种，一般采用证券交易税和证券交易印花税的形式。目前，世界上只有约20%的国家开征此税。造成这一税种开征率不高的原因是证券交易税可能会带来负面效应，比如加剧市场波动、带来扭曲效应等。为了尽可能消除这些负面效应，本文从征税范围和税率两方面出发，论述了具有普遍适用性的证券交易税征收原则，最后针对我国证券交易印花税征收存在的问题提出了一些意见和建议。
关键词 证券交易税；
证券交易税设计原则；
税制改革
【作者简介】谢毅夫，首都经济贸易大学财政税务学院。
根据税基的不同，证券课税一般包括证券交易税和证券遗产税、证券利得税等，本文重点论述的内容则是其中的证券交易税。证券交易税是指政府为了调控并规范证券市场交易主体的行为，以股票、债券及衍生品等金融产品的交易行为为课税对象，以交易过程中发生的手续费等交易金额为计税依据而确定的比例税收制度，属于证券流转税范畴，一般又细分为证券交易税和证券交易印花税。
证券交易税因其对金融市场的规范以及扩大政府财源的作用，成为各国（地区） 常用的政策工具，大多数国家都曾于上个世纪70～90年代征收过这一税种，但税制设计各有差异。征税模式主要有单税种、双税种和不征税等三种模式。所谓单税种模式，即只征收证券交易税或证券交易印花税中的一种，西班牙、法国、韩国等国是典型代表；
所谓双税种模式，即对上述两种税兼征，代表国有马来西亚、菲律宾等国；
所谓不征税模式，即二者均不征收。目前，世界许多国家和地区倾向于减少或废除对证券交易行为的征税：大约90多个国家和地区是原本就不征收或已经废止证券交易税的，其中也包括美国、日本等，目前只有约20%的国家还在征收此税。这些国家之所以减少或废除征税，就是它会带来诸如市场扭曲、市场波动流动性等方面的负面效应，进而削弱本国金融市场的国际竞争力。
本文尝试对证券交易税带来的负面效应进行剖析，以及如何设计证券交易税才是最优的，并在此基础上将这些设计原则与我国证券交易印花税现状相结合，探索我国交易税的改革方向。
一、证券交易税的负面效应
在过去的20年中，出现了一大批反对证券交易税的学术作品，归纳其观点可分为几个方面：一是认为证券交易税无法有效地抑制市场波动，甚至有可能因为证券交易税的开征而增加资本成本进而导致金融市场流动性和交易水平的下降，最终加剧市场波动。二是认为证券交易税会不可避免地在开征国家和不征国家之间以及在一国之内的不同市场划分之间造成严重的扭曲效应，资本会从开征证券交易税的市场迁移到未开征的市场，已开征交易税的市场也总能够通过市场创新来逃避税负。三是认为会降低证券市场定价效率。因为证券交易税的开征会提高交易成本，容易造成流动性水平的降低，进而减少交易量。这样一来，由交易过程产生的市场信息量也将随之减少，而证券市场定价机制正是在大量的市场信息的基础上运行的，因而使定价机制失去效率。
通过分析一些国外专家的实证性研究，我们也许能更好地理解上述负面效应。
（一） 交易成本提高，波动性加剧
证券交易税原本的目标是通过提高短期投机交易的成本来降低市场波动性，同时，不会损害那些想要长期持有资产的投资者的利益。然而，提高交易成本实际上不仅打击了投机交易者，也损害了长期资产持有者的利益，有可能减少市场中参与者的数量，降低市场流动性，并最终加剧市场波动。
Shleifer （2000） 在其“行为金融学”模拟的金融市场中只包含两种交易者：
噪声交易者（noise trader） 和知情交易者（fundamental trad?ers）。噪声交易者并未掌握充分的市场信息，他们只是根据市场价格的涨跌来决定自己的交易行为，可能会对影响未来投资收益的信息反应过度。知情交易者是掌握公司基本面（即潜在盈利能力指标） 的交易者，他们会根据公司的基本信息而决定何时以何种价格进行证券的买卖。噪声交易者的非理性交易行为又会带来凯恩斯和明斯基所提到的“羊群效应”即市场中的盲目从众行为，这一效应又会进一步使大部分投资者（无论理性与否） 相互模仿而做出可能带来毁灭性后果的决策，最终加剧市场波动。因此有学者认为，开征证券交易税能遏制噪声交易者盲目投机交易行为，降低市场波动。
但是，证券交易税是对所有交易者非歧视性地征税，这样就会降低那些扮演价格稳定者的知情交易者的活动水平，并且如果此税种对于理性的知情交易者的影响更严重的话，市场交易和市场流动性水平就会下降，反而加剧了市场波动。
Davidson （1998） 从凯恩斯的理论框架出发进行研究，得到了支持上述结论的研究成果：交易税的开征不能减低市场波动性。他发现，如果不开征交易税，金融市场就会具有厚度①，当交易者们在厚度市场中各持己见时，乐观交易者和悲观交易者所带来的效应会相互抵消，也就是说，越具厚度的市场就越稳定。换言之，开征交易税会减少市场厚度，进而加剧市场波动。
Jones和Seguin （1997） 的研究也得到了类似的结论。他们对以下事实进行了研究：1975年5月1日起，纽约证交所弃用固定佣金，启用协议佣金。他们通过对比佣金改革的前后两年的每日数据，检查了5 份证券投资组合的每日波动性。
最后他们得出结论，即具有提高交易成本作用的交易税会加剧市场波动。
一些更早进行的研究也支持“交易税会加剧波动”的观点。Kupiec （1995） 设计的简单均衡模型显示，随着交易税的从无到有，风险投资组合收益的波动性也随之提高。Umlauf （1993） 在研究了瑞典股市收益率后发现，在开征证券交易税之后， 收益率的日标准差在税率达到最高（2%） 的期间时是最大的，这意味着更大的波动性。
（二） 证券交易税的扭曲效应
另一种批评就是证券交易税会在不同市场以及同一市场中造成扭曲效应，引发资本迁移和避税策略等的盛行。一方面投资者可能会将资本投入到那些不征交易税的金融产品上，另一方面也可能将自己的投资组合整体迁移到其他未开征交易税或低税率的市场上去。Westerhoff、Dieci（2006） 发现，如果仅在某国（地区） 的金融市场开征证券交易税，那么95%的投资者都会“走出去”来寻找避税天堂或低税天堂，加剧不同市场间的扭曲效应。
理论界认为，瑞典1984年开征证券交易税就产生了扭曲效应。Campbell和Froot （1994） 研究认为，这个税种的税基非常小，仅适用于瑞典本国证券经纪公司之间进行的交易。即使由瑞典本国纳税人在国际上交易瑞典本国的金融产品，这个税也并不适用。瑞典的证券交易税适用范围过于狭窄，刺激了投资者从本国向伦敦市场的迁移，这一资本迁移现象在1986年税率达到2%时达到顶峰。而Campbell和Froot （1995） 也研究发现，东京证交所开征期货交易税后，东京市场的资本开始向大阪市场和新加坡市场迁移。
证券交易税会促使交易者将资本转移到不征交易税或交易税率较低的金融产品上，这可能进一步造成最优投资组合的扭曲。假设某个交易者持有100元进行投资，有股票、债券和衍生品可供选择，并且该理性交易者认为三者比例为4∶5∶1是最优的。现在开征证券交易税，由于不同证券的相对成本不同，导致上述三种证券的交易成本出现不同幅度的上涨。此时，该交易者会选择将投资在交易成本上涨幅度最大的证券的资本转移到交易成本变动最小的证券上，如股票交易成本上升10%，债券8%，衍生品9%，则目前该投资者手中的投资组合可能变为3∶6.5∶0.5，而这个组合显然不是最优的。这也会进一步导致证券市场资源配置效率下降。
（三） 降低证券市场定价效率
定价效率是指证券的交易价格及时、准确地反映变化了的市场信息的能力。证券交易税的开征肯定会增加交易成本，降低市场流动性与交易频繁程度，而这使投资者对市场信息的敏感度减弱。此外，由于交易税是一种人为干预交易价格以及资本成本的行为，在开征此税后，某种资产的价格可能偏离其由基本面决定的市场价值，再加上缺乏充分的交易，最终用于纠正市场错误定价的成本和时间增加，市场定价效率降低。
针对上述问题，如何设计证券交易税才能使其带来的负面效应最小化呢？
二、证券交易税的最优设计原则构想
为了避免瑞典或东京那样的资本迁移和避税政策抑或纽约证交所的价值波动等情况的出现，并设计出最优化的证券交易税，我们需要遵循如下原则：一是征收范围尽量扩大。二是要在基于被交易资产市场价值的基础上制定具有一致性、能够反映出不同市场上现有交易成本的差异的税率。下面详细论述这两条原则。
（一） 扩大征收范围
这里讨论的征收范围，不仅要求覆盖所有有价证券，也要求覆盖到国内外市场和国内外交易者。现代证券市场上存在多种金融产品如股票、债券及衍生品，证券交易税的征收范围应当覆盖所有证券，这样才能保持征税的公平，减少资本在同一市场内部不同产品之间的迁移及避税现象。例如，马来西亚对股票、公司和政府债券以及远期交易均征收证券交易税。而典型的反例就是瑞典开征证券交易税所产生的扭曲效应。瑞典的证券交易税征税范围狭小，而对于债券及所有衍生品以及外国证券公司和本国交易者的国际贸易均不适用，致使市场参与者产生了强烈的外迁避税动机。
那么，我们如何具体应用这个原则呢？可以参考英国印花税的例子， Campbell 和Froot（1994） 提到， 在英国曾有一种盛行的避税方法，即投资者以“代名人（nominees） ”的名义进行金融资产的买卖，这样便可将交易过程中由于征税产生的成本转嫁出去。因此英国开征了证券交易印花税，这种税适用于所有的金融产品所有权转让行为。因此，只要交易者看重资产交易的法律保障，并且处在交易链中（不论他们是以代名人的名义还是以最终的资产所有者的名义），在某一时点他们就必须为交易行为支付证券交易印花税来为他们的资产获取法律效力。而一旦在征税环节发现以“代名人”名义获得的资产，其将被征以3倍的惩罚税率。
（二） 确定合理的税率
前已述及，在确定征税范围后，接下来便要确定税率。由于证券交易税是对证券交易行为征税，那么其税率最好能反映出交易行为的价格，即交易成本。而交易成本在很大程度上又是取决于被交易资产的市场价值的。因此我们说，税率的确定要考虑到交易成本和被交易资产的价值。下文重点分析不同金融产品的交易成本，以便为确定税率提供一些参考依据。而具体税率的确定则需要政府决策者根据具体情况来确定。
1.股票市场。在近20年的理论界研究中，出现了3种对交易成本的估测法。第一种是由Stoll（1993） 对美国证券市场的单向成本的估测。他采用“全局交易成本”和“局部交易成本”这两个概念分析了市场上的全部交易成本，最终发现单向发生的交易成本的平均水平是随着时间和市场的变化而变化的，并且在不断下降。第二种是由Keim 和Madhavan （1998） 对那些由买方发起的、在交易机构中进行的交易的成本做出的估测。他们通过对机构投资者市场中股票交易的显性成本及隐性成本的估计，发现由于交易规模、交易双方的公司规模以及市场的大小不同，交易成本变化很大。他们的结论是，证券交易税带来的负担不会超过现有交易成本。第三种是由Reiss和Werner （1996） 对伦敦公开电子报价系统（SEAQ） 中对“市场单向调整价差中值”进行的估测。他们为测量交易成本发展出了一个新方法，即“调整价差”法，这使得他们可以对更大的交易的贴现模式进行追踪。政策制定者可以选择上述估测方法来估计股票市场的交易成本，并制定与之适应的交易税率。
2.债券市场。已有证据有力地表明，随着到期期限的变化，债券的交易成本并不是不变的，而是会随期限的延长而增加。Driessen、Melen?berg 和Nijman （1999） 的研究证明，交易成本与到期期限成正比例关系。他们从一个假设基准值而非债券的票面价值出发，研究了1～9个月期的国库券。研究表明，交易成本会在整个持有期一直增加。
3.衍生品市场。我们重点关注期权与期货市场的交易成本的确定。
首先来看期权。在期权市场，投资者们能够创造合成头寸，并且如果市场未开征证券交易税的话，他们仍可以利用基础证券和公债工具进行投机活动。因此，对期权征收证券交易税并确定税率就有些困难了。不过，仍有一些值得关注的想法。Stigliz（1989） 建议：应该对期权的敲定价格也就是期权实际执行时的价格来征税。然而，由于市场刺激因素和定价机制的存在，期权的敲定价格有可能会显著高于其现货价格，此时这一期权就不具有很大的转让价值，被执行的可能性也会比较低。考虑到这种情况，这里建议基于为期权支付的保证金（为获取期权而支付的对价）征收证券交易税。通过对保证金征税，我们将以“期权合同”方式交易的资产作为征税对象，也可以说是对获得资产的权利进行征税。进一步来讲，保证金体现了期权的市场公允价值，这一公允价值包括行权时限、不同期权敲定价格之间的差异以及标的资产的历史成本。简言之，对期权的敲定价格征收证券交易税，就相当于对股票或债券的购买价格进行征税，并且可以反映被交易资产的市场公允价值。
再来看期货市场。国际上大致有3种对期货合同的征税模式。法国和香港对期货合同规定了固定的交易费用；
芬兰对期货合同交易过程中由市场价格涨跌带来的收益或损失征税；
日本对期货合同中被交易资产的名义价值进行征税。
由于我们要确定的税率应具有一致性，所以日本曾执行的交易税是较优选择，因为它对所有期货交易征税，税率也是根据被交易资产的市场价值按比例确定的，这一税率在0.002%到0.005%之间浮动。
根据上述分析，若按不同证券的风险性、收益性以及投机性从大到小排序，股票市场的交易成本应大于债券市场，债券市场的交易成本又会大于衍生品市场。相应地，根据交易成本确定的税率也应反映出这种不同证券交易成本的差异，即税率从大到小为股票、债券和衍生品。
如果证券交易税能够遵循上述原则进行设计，那么它的增加财源、抑制短期投机交易和增加金融市场稳定性等积极作用会逐渐体现出来。
三、对我国证券交易印花税的启示和建议
（一） 启示
我国《税法》规定，对证券市场上发生的买卖、继承、赠与所确立的股权转让依据，应按确立对实际市场价格计算的金额征收印花税。从《中华人民共和国印花税暂行条例》的在征收对象和税目税率表等方面的相关规定来看，我国的证券交易印花税本质上就是国际通行的证券交易税。我国现行的证券印花税是单向（卖方） 征收的，税率为0.1%。
通过国际横向比较，我国现行证券交易印花税还是存在诸多有待改进的地方：一是征收范围过于狭窄。我国现行的证券印花税仅对二级流通市场中的A股与B股征税，对其他有价证券均不征税。二是职能错位。我国的证券交易印花税实质上具有国际上证券交易税的职能。但是，证券印花税是一种行为税，证券交易税是一种所得税，二者的职能难免有混淆。三是缺乏法律依据。我国并没有专门规定证券印花税税率的法律条文，而《中国人民共和国印花税暂行条例》中也未规定对股票征税的税率，因此此税实际上已经违反了税收固定性的原则。
（二） 建议
考虑到当今电子商务发展的浪潮以及实体股票交易的衰退，印花税将失去存在的意义，取消印花税已是必然选择。我们将在这个前提下，将前文所论述的关于证券交易税的设计原则与我国实际相结合，简要地对我国证券印花税的改革提出以下几点建议。
1.扩大征税范围。应将征税对象从股票扩展到公司债券、政府债券、金融债券以及期权、期货、互换等金融工具，执行“宽税基，低税率”政策。还要将市场范围从仅限于二级流通市场扩展到一级发行市场。纳税行为和纳税人也要分别包括国内外市场进行的交易与国内外交易者。需注意的一点是，这个税也应适用于外国人在外国市场交易中国有价证券的情况：尽管这类交易发生在中国税收管辖权的范围之外，但是交易者若想让这一资产具有法律效力并通过交易获得资产带来的收入流，他就必须在中国国内进行合法签署。因此它对违约行为是有抑制作用的。
2.实行差别比例税率。在前文论述设计原则时，我们谈到证券交易税要遵循一致性的原则进行设计。这里的一致性指该税对不同金融产品带来的税收负担与相应的交易成本的比例是一致的。也就是说，由于交易成本等因素的不同，应用于不同金融产品的税率数值是有差别的。我们可依据交易成本、交易品种和交易频次等方面实行差别化税率政策。例如，对持有期较短的股票适用更高的税率，对国债和公司债券适用较低的税率。
3.逐步取消证券交易印花税。用职能明确的证券交易税来代替证券交易印花税，使其作为一个独立税种存在，并通过对证券市场的专门立法来确定其税率调整和公布机制，使证券交易税更加规范。
四、结语
税负效应范文第5篇
【关键词】宏观税负 经济增长 产业结构 税收弹性
一、引言
税制优化理论认为，税收在各种刺激供给及需求进而推动经济增长的政策手段中是积极有效的，其中最关键的因素是降低边际税率，这是由于边际税率决定着经济主体的税后净收率，影响相关利益主体的行为偏好。税制的具体优化模型不尽相同，但以宏观税负优化模型即以一个国家（或地区）的整体税负来作为一定意义下的平均税率来研究为学界所普遍接受。宏观税负的数理模型：MTB=T/GDP（MTB为宏观税负T为税收收入GDP为国内生产总值）。
理论上说应当存在一种最优宏观税负实现“宏观税负―经济增长”的良性互动，调动各市场主体的积极性，最大程度发挥生产要素的潜能。从西方税负研究看，税收规模存在一个适度的界限。Scully（1991）对103个国家160-1980年总税收和各种税收占GDP比重进行了计量分析。得出的结论表明，税收占GDP的比重不超过19.3%的国家（或地区），经济增长率达到了最大化；
宏观税负大于45%时，经济增长率倾向于0，随后是负增长。基思・马斯顿（1983）采用实证分析方法对21国的宏观税负与经济增长关系进行了比较分析，其发现：那些在效率税制下，使公民承担较低税负的国家要比高税负国家的国民收入增长较快。因此宏观税负不宜过高，否则对经济增长将有较大的抑制作用。但如果考虑到以税收收入安排的财政支出对投资和经济增长具有某种正效应，那么存在一个使使经济增长率最大化的最优税率。
宏观税负反映政府经济规模的大小及政府干预经济的能力和程度，而在不同的经济发展水平宏观税负是不同的，那么宏观税负与经济增长到底是一种什么关系存在？我省目前还是否存在对税负的改进空间？空间到底有多大？下面通过分析我省税收与经济增长的之间的关系，来分析我国的最优宏观税负。
二、理论分析
在明确宏观税负与经济增长关系前，为便于理论分析首先明确税收收入与GDP是正关系（如图3），GDP规模决定税收规模，GDP结构决定税收结构，这一点在这不做过多说明。
弹性概念在经济学中得到广泛的应用。弹性表示一种经济变量对另一种经济变量变化的反应程度，其一般公式为：
弹性系数=因变量的变动比率/自变量的变动比率
①当E=1时，有（T2-T1）/（T2+T1）=（G2-G1）/（G2+G1）故T1G2=T2G1。
即MTB1=T1/G1=T2/G2=MTB2从此可见税收弹性系数为1时，无论经济增长还是衰退宏观税负都保持不变。
②当E>1时，即MTB1=T1/G1
③当ET2/G2=MTB2从此可见税收弹性系数小于1时，宏观税负随着经济增长而下降，宏观税负随着经济衰退而上升。
借助弹性系数作为中间量，我们可以发现：一个国家保证国家参与分配新增国民收入，保证宏观经济稳定发展，使宏观税负适应经济发展，必须保障E>=1；
同时也确切知道，判断宏观税负是否过高，或者宏观税负与经济增长是呈正相关还是负相关，税收弹性系数是必须明确的前提条件。
当税收弹性系数大于或等于1时，随着经济发展宏观税负适度上升是有益经济发展，同样经济衰退时宏观税负下降是有利于重振经济。如此我推测宏观税负与经济增长的互动关系并非单纯的正相关或负相关，而是正负相关的结合体，是宏观税负的抛物线（如图4）。
当经济发展初步启动时，政府的收入规模和公共支出水平较低，而满足经济发展需要的公共服务和公共基础设施短缺，此时适度提高宏观税负，增加税收以满足公共产品的需求，则提高宏观税负的边际正效应大于增加税收的边际成本。如此适度提高宏观税负总体有利于扩大投资和经济增长，此宏观税负的正效应对应为C点左半侧。
但在宏观税负足够高，税收规模已经较大的情况下，进一步提高税负，增加税收，则宏观税负的边际正效应递减，当宏观税负越过c点（最佳宏观税负水平），宏观税负与经济增长呈现负相关。在这有点特别需要指出的是，随着产业结构升级，社会产业整体边际利润的上升，抛物线将向右偏移，同时意味着最佳宏观税负水平有一定上升。
这种结论不难理解，可以直观解释如下：从税收筹集角度看，政府向私人部门征税，减少了私人用于投资的可支配资源的同时降低了其收入期望，对投资和经济增长具有负效应。例如税率较高和折旧扣除较低，就不鼓励投资或资本存量的净增长。同时，从税收支出角度看，政府的税收又用于提供社会公共产品，这些公共产品因为界定和保护了产权，矫正了外部性，或者改善了私人部门的投资环境，可以提高资源配置的效率，改进了生产要素的配置。因此，税收对经济增长的影响具有两面性，从税收筹集方面讲具有抑制私人投资的负激励效应；
从税收支出角度看又具有一定的促进作用，其净效应取决于这两种作用力的相对大小。而这两种影响力都是税收规模的函数，但经济增长不是税收的单调递增或单调递减函数。这种单调关系只能在一定范围内存在，超过某一点或限度后，税收的影响合力方向将发生逆转。在政府税收规模和公共支出水平较低时，公共设施和公共服务供给短缺，此时适度提高宏观税负，增加税收以满足社会对公共产品的需求的边际正效应，大于增加税收的边际成本（负激励效应）。而且，这时征税的收入效应一般大于替代效应，即征税使投资的收益降低，而投资者要维持相同的净收入，必须增加投资数量。因此，适当扩大税收占GDP比重，总体上有利于扩大投资和经济增长。但在宏观税负已经足够高，税收规模和成本已偏大时，再增加税收，由于边际收益递减法则，增税提供公共产品的边际正效应，将不能弥补税收的边际成本。而且，税收的替代效应将大于收入效应，从而负效应占主导，继续提高税收占GDP比重，总体上将不利于刺激投资和经济增长。需要特别明确指出的是最优宏观税负，作为税收影响合力方向的拐点是会动态呈现的，具有时空特性，在不同的经济发展阶段，具有与之相对应的最佳税率，随着产业结构升级，社会产业整体边际利润的上升，经济体的最佳税率会有一定上升的空间。
三、实证分析
鉴于宏观税负与经济增长互动关系的指标主要有GDP、税收。本文根据湖南省2001～2011年税收收入与GDP的发展情况，从定性分析与定量分析量方面探讨两者之间的辩证关系。湖南省2001～2011年税收收入与GDP增长情况见表1。
从表1可以看出，湖南地方经济发展迅速，全省GDP总量从2001年的3831.90亿增长到2011年的19669.56亿，年平均增长16.97%；
同时湖南税收保持较快增长态势，2011年达到了1877.75亿，增长率由9.11%一度达到29.97%，年平均增长19.65%。GDP总量和税收收入不断平稳上升，按可比价格计算年平均增长率在10%以上，虽在绝大多年份，税收增长高于GDP增长，但可以明显发现湖南的宏观税负保持稳中有升，2001～2011年宏观税负极差在不考虑通胀的情况下也仅为1.57%。尽管个别年份受局部或偶然因素的影响，我省税收经济弹性系数出现一定程度的快速下行，但我省税收与经济之间的依存度将会保持趋强的态势，税收经济弹性系数将相对稳定地回归至合理区间。
运用Eviews计量经济学软件，在对2001～2011湖南税收与GDP增长情况对比表进行回归分析及普通最小二乘法（OLS）估计有如下统计结果（见图1、图2）。
X1为宏观税负，Y为GDP增长率。图1显示宏观税负与经济增长存在相关性，并且湖南在现阶段宏观税负与经济增长以正相关联系存在。
OLS估计出的模型：
Y=-67.49783757+9.26100083*X1（Y为GDP增长率，X1税负）。
R-squared是模型的相关系数，本模型R=0.736851，在模型意义上R越接近1，表明模型拟合的越好，线性关系越显著，R=0.736851说明经济增长与宏观税负相关关系比较显著。
从散点图和OLS估计结果中可以看出，在湖南当前经济发展水平，目前宏观税负对经济增长是以一种正效应存在。说明这些年来湖南宏观税负一定程度上对经济发展起到了正面影响，推动了湖南经济发展。
在国民经济的三次产业中，第一产业的轻税倾向已成趋势，第二产业税负最高，第三产业税负次之。因此，在GDP总量一定的情况下，如果产业结构中第二、三产业增加值的占比增加，经济税源就快于GDP的发展速度，从而税收弹性系数得以提高。从表1可知，2001～2011年，我国国民经济中第一产业、第二产业增加值占GDP的比重不断下降，第二产业所占比重不断上升，同时意味着湖南税收增速远远超出经济增速，宏观税负将随着产业发展有一定上升空间。
四、结论
分析至此，对我省税收与经济依存状况及其原因就有了较为系统的理解和把握。以此为出发点，结合我省宏观经济走势和经济发展目标，可对我省现行宏观税负及未来宏观税负趋势进行判断。
最优宏观税负是动态变化的，是与一定经济发展阶段相搭配的，具有鲜明的时空特性。2001～2011年我省税负与经济之间的依存关系显著，当前湖南税负水平与湖南经济发展阶段相适应，是适度和必要的。（1）从税收弹性系数看，2001～2007和2010～2011年弹性系数保持在1.20左右，2008～2009年受经济危机影响弹性系数一度低于1，但随后回升；
（2）从宏观税负分析来看，宏观税负随经济发展稳中有升，且与经济增长呈正相关关系；
（3）从长期看，湖南宏观税负水平将有一个长期的上升阶段。一方面，当前宏观税负水平处于税负的拐点的左侧，宏观税负的边际正效应大于增税的边际成本，同时湖南经济发展进入快车道，年平均增速达到16.97%，为一个国家保证国家参与分配新增国民收入，保证宏观经济稳定发展，使宏观税负适应经济发展，必须保障E>1，这意味着宏观税负会相应上升；
另一方面，湖南作为农业大省，第一产业在GDP总量中占有相当大的比重，而在我国当前税制下，农业的轻税倾向只会日趋明显，二、三产业的税收贡献越加突出，这样随着一、二、三产业比例变化、宏观税负水平会向二、三产业靠近，这也意味着宏观税负必然有一定上升。
参考文献
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[2]张伦俊.税收与经济增长关系的数量分析，2006.
[3]李斌.宏观税负优化研究.数量经济技术经济研究，1999.
[4]熊彼特著，叶华译.经济发展理论，2007.
