【正文】 tStkxqxSdxStdikiikikkikknikiik???????????? ??//1?2021/6/16 公共經(jīng)濟學 60 ? （ 2）逆彈性法則， Baumol and Bradford(1970)在施加了一些約束條件即假設(shè)課稅商品不存在價格的相互影響（局部均衡模型）后給出的：比例稅率應(yīng)與課稅商品的需求價格彈性逆相關(guān)。 ? 逆彈性法則在非常強的假設(shè)前提下成立，而且沒有考慮公平因素； Diamind and Mirrlees(1971)將其推廣到包含不同家庭的經(jīng)濟。 際效用為家庭一次性收入的邊乘子，為 al a n g r a n g eatptdkkkk???? 1?????? ???2021/6/16 公共經(jīng)濟學 61 ? 最優(yōu)所得課稅 ? 所得稅是為了滿足公平目標而有效實施再分配的手段，也是對工作努力和企業(yè)精神的一種主要抑制因素 ? Mirrlees(1971,1986)最早提出。 ? 倒 U型最優(yōu)所得課稅：從社會公平與效率的總體角度來看，中等收入者的邊際稅率可以適當高些，而低收入者和高收入者應(yīng) 適用相對較低的稅率，擁有最高所得的個人適用的邊際稅率甚至應(yīng)當是零。 ? 拓展： Chamley（ 1985,1986） 在次優(yōu)（ secondbest）原則下討論了最優(yōu)資本稅 ； Fiorella and Teles（ 2021）在斯德洛斯基模型的基礎(chǔ)上討論了最優(yōu)的通貨膨脹稅、消費稅和所得稅 ； Jones (1993),(內(nèi)生增長框架 )。 Wang youqiang(1999),(財政競爭框架下 ) 2021/6/16 公共經(jīng)濟學 62 凱恩斯效應(yīng)與非凱恩斯效應(yīng) ? 凱恩斯效應(yīng)：稅收增加會通過稅收乘數(shù)對宏觀經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。 ? 非凱恩斯效應(yīng)：稅收增加會促進經(jīng)濟增長。 ? 非線性效應(yīng)： 大量的理論和先驗研究表明，財政政策在不同經(jīng)濟階段對消費的影響可能是不同的，既可能存在“凱恩斯效應(yīng)”也可能存在“非凱恩斯效應(yīng)”，即存在著非線性效應(yīng)（ Giavazzi and Pagano,1990,1996。 Giavazzi et al.,2021。Hopper and Wesche,2021；郭慶旺、賈俊雪， 2021） ? 非凱恩斯效應(yīng)產(chǎn)生的原因： ? 一種觀點認為大規(guī)模政府債務(wù)會引發(fā)財政政策的“凱恩斯效應(yīng)”失效，原因在于，隨著政府債務(wù)水平的逐步增加，消費者對稅收未來增長路徑的不確定性也會逐步增強，從而使他們的行為越來越偏離凱恩斯式行為，而逐漸向李嘉圖式行為轉(zhuǎn)變（ Blanchard,1990；Sutherland,1997。 Perotti,1999） 2021/6/16 公共經(jīng)濟學 63 ? 一種觀點則強調(diào)大規(guī)模政府債務(wù)后的財政緊縮性變化是導致財政政策具有“非凱恩斯效應(yīng)”的主要原因，指出當政府債務(wù)水平很高進而風險溢價水平較高的情況下，以削減政府債務(wù)為主要特征的財政緊縮性變化，即財政穩(wěn)固（ fiscal consolidation）過程將有助于消除風險溢價，進而降低利率水平，促進民間投資增加。（ Giavazzi and Pagano,1996； Alesina and Ardagna,1998； Alesina et al.,1999）。 ? 中國 稅收政策非凱恩斯效應(yīng)的實證研究 2021/6/16 公共經(jīng)濟學 64 我們以 1998 — 2021 年間我國 29 個省份的經(jīng)濟數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立如下形式的面板數(shù)據(jù)模型： TtiD u mFvFvXGy ittiititititit ?? ,1,29,1,03 ???????? ?????? （ 1 ） 其中，itGy為第 i 個省份 t 期的人均產(chǎn)出增長率。itX為一組控制變量，itFv為一組財政變量。itD u m 03為虛擬變量，2021 年之前為 0 ， 2021 年和 2021 年為 1 。itit Du mFv 03為財政變量itFv與虛擬變量itD u m 03的乘積，用以捕捉積極財政政策淡出的影響。 表 4 1998 — 2021 年間我國財政政策對省份經(jīng)濟人均產(chǎn)出增長影響的固定效應(yīng)模型估算結(jié)果 解釋變量 模型 1 模型 2 模型 3 常數(shù)項 0 . 092 ( 0. 026, 0. 00 ) 0 . 09 8( 0. 026, 0. 00 ) 0 . 099 ( 0. 026, 0. 00 ) 物質(zhì)資本投資比率（ L nSk ） 0 . 1 1 3( 0. 029, 0. 00) 0 .1 37( 0. 03, 0. 00 ) 0. 103( 0. 03, 0. 00 ) 勞動力變量（ L ab ） 0 . 09 6( 0. 043, 0 . 03) 0 . 106( 0. 04, 0 . 02) 0 . 10 4( 0. 043, 0 . 02) 財政收入比率（ Fr ） 0 . 268 ( 0. 164, 0 . 1) 0. 2( 0. 15, 0 . 2) 0 . 233 ( 0. 155, 0 . 2) 財 政 收 入 比 率 與 虛 擬 變 量 乘 積（ F r Dum 03 ） 0 . 25 9( 0. 09, 0. 00 ) 0 . 312( 0. 052, 0. 00 ) 0 . 35 6( 0. 1, 0. 00 ) H0: F r 的回歸系數(shù) = F r Du m03 的回歸系數(shù) 6. 45( 0. 01) 8. 63( 0. 00) 8. 3( 0. 00) 財政支出比率（ G ） 0 . 13 2( 0 . 066 , 0. 05 ) — — 財政支出比率與虛擬變量乘積（ GD um03 ） 0 . 001 ( 0. 04, 0 . 9) — — H0: G 的回歸系數(shù) = Gdum 03 的回歸系數(shù) 2. 75( 0. 1) — — 財政投資比率（ Fi ） — 0 . 184 ( 0. 08, 0. 00 ) 財政投資比率與虛擬變量乘積（ F iDum03 ） — 0 . 183 ( 0. 124, 0 . 14) H0: F i 的回歸系數(shù) = F iDum03 的回歸系數(shù) — 3. 36( 0. 07) H0: F c e 的回歸系數(shù) = F c e Dum 03 的回歸系數(shù) — — 4. 46( 0. 04) B r e us c h P agan L M 檢驗值 (p 值 ) 15. 03( 0. 00) 18. 28( 0. 00) 14. 08( 0. 00) Haus man 檢驗值 (p 值 ) 49. 08( 0. 00) 49. 34( 0. 00) 41. 88( 0. 00) F 值 (p 值 ) 32. 01( 0. 00) 24. 89( 0. 00) 21. 78( 0. 00) 注：表中“ — ”表示該模型中不包括 該變量。我們在回歸系數(shù)相等檢驗中使用的是 W al d 檢驗，小括號中的數(shù)字為 p值， p 0. 05 接受原假設(shè)?；貧w系數(shù)中小括號里的數(shù)字為標準差和顯著性檢驗的 p 值。 2021/6/16 公共經(jīng)濟學 65 作業(yè)（關(guān)于最優(yōu)稅收理論的文獻選讀） ? Turnovsky,.,1996,Optimal Tax,Debt,and Expenditure Policies in a Growing Economy,Journal of Public Economics 60. ? Jones,.,1993,Optimal Taxation in Models of Endogenous Growth,Journal of Political Economy 101. 2021/6/16 公共經(jīng)濟學 66 本章小結(jié) ? 參見本章引言