税收的静态可计算一般均衡模型分析

I
c
P + c
2
( 12
c)
P ) c
3
( 13
c)
( i= 1, 2, 3; c= 1, 2)
c
其中,
X
c i
为第
c
类消费者对第
i
种消费品的需求。P i
为各产业产品价格。L
为劳动力数量,
c
K 为资本数量, Ic 为居民户收入。
2. 均衡条件方程组: 由以上求得各行业对资本、劳动的需求方程和各类型消费者对各种 消费品需求方程, 可以得到三组均衡方程组。
其中, U c 为效用, c 为消费者类型, c= 1 代表城镇居民户, c= 2 代表农村居民户; i 为消费
品类型, i=
1 为第一产业产品, i=
2 为第二产业产品,
i=
3
为第三产业产品;
X
c i
为第 c 类消费
3
者对第 i 种消费品的需求,
c i
为
效用
分配
系数
,
ci > 0 且
c i
=
1( c=
产出弹性。i 代表产业, 当 i= 1 时, 代表第一产业, 当 i= 2 时, 代表第二产业, 当 i= 3 时, 代表第
三产业。
( 2) 消费方方程。对于消费方的效用函数, CES 形式的函数如下:
3
Uc= [
·X ] c( 1/ i
c)
c( i
c- 1) /
c
c / ( c - 1)
i= 1
( i= 1, 2, 3)
一系列便于建模与求解的 处理, 一些原始数据是不
能直接用于模型计算求解的。要进行实际计算, 必须对实际数据进行调整与处理。我们采取的
调整处理方法如下:
1. 消费数据结构的调整。本模型把生产方简单地按三次产业划分, 但现行的统计资料, 对
产品( 消费方各种物品的消费量) 的统计并不是按三次产业划分的, 而是按物品性质归类的。所
( 1) 由于生产力涉及的现实数据的复杂性及其数据规模的庞大, 导致如果采用 CES 生产 函数, 方程各系数的标定将是一个巨大的困难。而如果采用 C- D 函数形式的生产函数, 则可 以大大简化这个工作。并且, 据有关研究表明, 用 C- D 函数来描述经济情况, 获得的精度并不 比 CES 函数低, 甚至可以达到更高精度( 郑玉歆等, 1999) 。本模型生产方只讨论资本、劳动两 类投入要素, 用 C- D 函数来描述生产方是一种现实的选择。
( 二) 模型方程组 构成 CGE 模型的方程包括生产方方程、消费方方程两类基本方程。由这两类基本方程可 以推导出三组均衡条件方程组。
1. 基本方程:
( 1) 生产方方程: Q i= A iK iiL i i
( i= 1, 2, 3)
其中, Q 为产量, A 为效率系数, K 为资本用量, L 为劳动用量, , 分别为资本和劳动的
[ 关键词] 可计算一般均衡模型; 税收; 政策分析 [ 中图分类号] F 180 [ 文献标识码] A [ 文章编 号] 1002- 2848( 2000) 04- 0035- 07
一、引 言
可计算一般均衡( Com put able General Equilibrium , 简称 CGE) 模型在税收政策领域的应 用一直是 CGE 模型研究的热点, 不少国家及 地区已经成功地建立了本国或本地区的 税收 CGE 模型。但在国内, 迄今为止还没有用 CGE 模型研究税收问题的先例。我们已建立了一个 人工税收 CGE 模型, 并在模型构建、计算与结果分析等方面取得了一定进展( 王韬等, 1998, 1999, 2000) , 本文将对建立实用的中国税收 CGE 模型进行首次尝试。我们开展的主要工作大 致可以分成四个方面:
X11 ( P1 , P 2, P 3, Pl , Pk ) + X 21( P1, P2 , P3 , Pl, P k) +ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱX31 ( P 1, P 2, P 3, P l, Pk ) = Q 1 X12 ( P1 , P 2, P 3, Pl , Pk ) + X 22( P1, P2 , P3 , Pl, P k) + X32 ( P 1, P 2, P 3, P l, Pk ) = Q 2 X13 ( P1 , P 2, P 3, Pl , Pk ) + X 23( P1, P2 , P3 , Pl, P k) + X33 ( P 1, P 2, P 3, P l, Pk ) = Q 3
我们认为: 消费者对物品的需求表现为其购买物品数量, 并更直接地表现为其为获得该物
品所支付的货币数量。可以认为, 消费者在某种物品上支付的货币越多, 其对该种物品效用的
需求量越大。利用已获得的有关消费者支付数目的数据进行分析, 来估算消费者效用分配系 数。由于本文讨论的产业数目小( 三个) , 用上述方法进行处理是可行的。具体测算结果见表 2:
[ 收稿日期] 2000- 04- 24 [ 作者简介] 王韬( 1950—) , 男, 武汉人, 华中科技大学管理学院教授, 博士生导师; 周建军( 1977—) , 男,
湖南人, 华中科技大学管理学院研究生; 陈平路( 1971—) , 男, 山东人, 华中科技大学管理学 院讲师。 基金项目: 国家自然科学基金资助( N o . 79770037) 。
2000 年 7 月 第 22 卷 第 4 期
当代经济科学 M odern Econo mic Science
Jul. , 2000 Vo l. 22 N o. 4
税收的静态可计算一般均衡模型分析
王 韬 周建军 陈平路
( 华中科技大学管理学院 湖北 武汉 430074)
[ 摘 要] 建立研究中国税收问题的可计算一般 均衡模型是本文进行探讨的目的。经过大量 简化处 理, 本文 建立的税 收可计算一 般均衡模型 模拟了经 济运行情况, 并有 侧重地讨论 了我国三 大流转税( 增值税、消费税和营业税) 的经济影响。同时, 该简化模型的方法也为进一步推进中国税 收可计算均衡模型研究工作打下基础。
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负责征税和转移支付, 而不讨论政府的公共支出。 ( 一) 模型方程形式的确定 一般情况下, CGE 模型需要确定两类方程形式——生产方和消费方两类方程。应用得比
较广泛的方程形式有 C- D( 柯布- 道格拉斯) 函数, CES( 常替代弹性) 函数等。在建立本文讨 论的静态门税收 CGE 模型的过程中, 我们采取如下策略:
( 3) 市场出清方程组: Pk ·K 1 ( Pl, Pk , Q 1) + Pl·L 1( P l, Pk , Q 1 ) = P 1Q 1 Pk ·K 2 ( Pl, Pk , Q 2) + Pl·L 2( P l, Pk , Q 2 ) = P 2Q 2
Pk ·K 3 ( Pl, Pk , Q 3) + Pl·L 3( P l, Pk , Q 3 ) = P 3Q 3
第三, 模型求解。重点讨论对原始数据的处理方法。即: 把从一般参考文献中获取的不利 于模型求解的数据利用合理的方法, 处理为便于模型求解的数据, 并求得模型的均衡解, 在这 一基础上, 对模型所讨论的税收政策进行了简单的经济分析。
最后, 对进一步改革与完善税收 CGE 模型提出展望。
二、静态税收可计算一般均衡模型
L = Q A i
1/ ( i
i+
i)
- 1/ ( i
i+
i) (
i( 1+ i( 1+
T kl ) T li)
Pk Pl
)
i/ ( i+
i)
K = Q A ( i
1/ ( i
i+
i)
- 1/ ( i
i+
i)
i( 1+ i( 1+
T li) T ki)
Pl Pk
)
i/ (
i+
i)
其中, T ki、T li分别为第 i 产业的资本、劳动税率。当 T ki、T li都为 0 时, 模型为基准模型, 反
( 三) 方程系数
1. 生产方系数。生产方方程采用 C- D 函数形式, 当利用原始数据通过最小二乘法求得 函数的具体形式时, 函数的三个未知系数 A , 和 事实上已经得到。表 1 所列的就是三次产业 生产函数的系数。
表 1
三次 产业生产函数的系数
第一产业
第二产业
第三产业
2. 消费方系数。需要确定的消费方系 数有两类—— 消费者效用分配系数和替代
首先, 对中国税收 CGE 模型的结构框架、模型方程类型等建模基本问题进行讨论, 为建立 中国税收 CGE 模型奠定基础。
其次, 构建中国税收 CGE 模型。建立了税收 CGE 模型包含的方程组, 刻画生产方、需求方 之间的关系, 并在此基础上, 引入了税收变量, 把整个静态两部门税收 CGE 模型构建出来。
1, 2) ,
c 为价格弹性系数。
i= 1
由生产方方程, 在成本最小化约束条件下, 容易推出各产业对资本、劳动两类要素的需求
量, 即: m in C( K i, L i) = ( 1+ T ki) Pk K i+ ( 1+ T li) PlL i
s . t . A iK i iLi i≥Q i 即:
概括而言, 本静态税收 CGE 模型具体的做法是: 生产方按三次产业分类; 消费方按城镇居 民户和农村居民户分类( Juzhong Zhuang, 1995) ; 税种选择讨论三大流转税( 增值税、消费税和 营业税) ; 简化政府的作用, 在模型中, 假设政府只是一个单纯的国民收入再分配的主体, 它只
表 2
城乡居民效用分配系数
弹性系数的计算相对而言更加困难。国内
第一产业产品 第二产业产品 第三产业产品
城镇居民 0. 271514 0. 422853 0. 305633
农村居民 0. 3015 0. 5116 0. 1849
涉及该部分内容的研究和文献很少。臧旭恒 ( 1991) 的研究结果是本模型可取的。他研究得 出的结论是: 1979 年之后, 我国城乡居民消费 价格弹性系数大致为 0. 8 和 0. 9。把这个结果
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代入模型中进行计算, 可以得到与实际情况比较接近的结果, 但仍有较大的出入。在此基础上,
利用校准法原理( 王韬等, 1998) 逆向求解, 即把系数设为未知数, 由实际数据倒推系数, 求得城
乡居民消费价格弹性系数为 0. 5 和 0. 6 时, 得到与实际情况符合较为满意的结果。具体结果见
表 3。
( 1) 要素市场均衡方程组:
L 1( P l, Pk , Q 1 ) + L 2 ( Pl, P k, Q 2) + L 3( P l, Pk , Q 3 ) = L
K 1( P l, P k, Q 1 ) + K 2( Pl , Pk , Q 2 ) + K 3 ( Pl, P k, Q 3) = K ( 2) 产品市场均衡方程组:
表 3
基准模型初始工作表计算结果
( 四) 模型数据收集及
城乡居民消费 替代弹性系数 第一产业 第二产业 第三产业 总和
其调整
0. 8
0. 9
18052. 906 32200. 96 19768. 8124 70022. 68
在建模过程中采用了
0. 5
0. 6
实际数量
14579. 387 31666. 56 27107. 9709 73353. 92 14619. 47 36066. 08 26271. 06 76956. 61
效率系数 A 资本弹性系数 劳动弹性系数
1. 577021 0. 181765 0. 7790604
1. 43741 0. 373651 0. 786643
1. 201633 0. 66426 0. 507518
弹性系数。由于国内在对消费者行为方面 的研究很少, 所以对于这两类系数的确定, 只有采用其他适当的方法。
( 2) 对于消费方, 我们采用简单的分类方法, 只讨论城镇居民户和农村居民户两类 ( Juzhong Zhuang , 1995) 。并且, 国内有关学者已经按这种分类形式对中国消费函数有了一定 的研究( 臧旭恒, 1991) , 可以充分利用这一部分研究成果。所以, 在消费函数方面, 采用 CES 函 数形式。
以, 获取消费方数据时, 必须对统计资料中各种消费品进行划归。
在《中国统计年鉴》中, 居民消费食品类包括粮食、淀粉与薯类、干豆类及豆制品、油脂类、
之, 则模型为税收模型。
同样, 由消费者效用函数, 在居民收入约束条件下, 推导出各类居民户对产品的需求量,
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即: max
U st . P1 ·X c1+
P 2·Xc2 +
P 3·X c3=
PL
·
W
c L
+
P
K
·W
c k
=
Ic
解得需求函数如下:
Xci = Pi c(
P + c
1
( 11
c)
c i