以上,本書通過加入考慮供給側(cè)的稅率與投資的條件關(guān)系,同時(shí)針對(duì)我國(guó)的實(shí)際情況補(bǔ)充了開放環(huán)境的設(shè)定,推導(dǎo)得到了能夠體現(xiàn)拉弗曲線的核心觀點(diǎn)的修正IS-LM模型。但修正的模型中關(guān)鍵的供給側(cè)條件,即邊際稅負(fù)與投資的反向關(guān)系,這一條件是否能夠得到實(shí)證數(shù)據(jù)的支持,則需要通過計(jì)量方法加以驗(yàn)證。這里筆者將利用可得的1990—2014年度的相關(guān)數(shù)據(jù),對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。以下主要數(shù)據(jù)均取自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站的公開資料。

根據(jù)IS-LM模型所需要的基本數(shù)據(jù),這里國(guó)內(nèi)產(chǎn)出Y取支出法統(tǒng)計(jì)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。同樣地,消費(fèi)C、政府消費(fèi)G和凈出口E等數(shù)據(jù)也一并按支出法統(tǒng)計(jì)結(jié)果為準(zhǔn)。由于式（3-1）為恒等式,故在以下實(shí)證檢驗(yàn)過程中不作考慮。對(duì)于消費(fèi)方程式（3-2）,這里考慮分別回歸以下兩個(gè)方程:

這里,方程式（3-14）是為了以從國(guó)內(nèi)產(chǎn)出中扣除政府消費(fèi)、凈出口和稅收后的可支配部分,通過計(jì)量回歸來得到邊際消費(fèi)傾向cy的估計(jì)值。式（3-15）則是為了對(duì)式（3-14）中的各個(gè)變量與消費(fèi)的邊際關(guān)系進(jìn)行回歸檢驗(yàn),同時(shí)與式（3-14）結(jié)果加以對(duì)照,并為后面章節(jié)的分析做一些鋪墊。

對(duì)于加入了邊際稅率影響的投資方程式（3-3）的檢驗(yàn)則是本書需要重點(diǎn)考察的方面。這里考慮如下檢驗(yàn)方程:

在式（3-16）中,對(duì)邊際稅負(fù)ty的回歸系數(shù)it的符號(hào)檢驗(yàn)結(jié)果,是這里最為關(guān)注的方面,因?yàn)檫@意味著模型中所增加的供給側(cè)條件是否能夠得到支持。

使用Stata11.2軟件對(duì)以上模型分別進(jìn)行回歸分析,并將結(jié)果整理如表3-1所示:

表3-1　檢驗(yàn)方程回歸結(jié)果

注:***表示在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn),**表示在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)
①由于其間發(fā)生過兩次金融危機(jī),因此針對(duì)性地添加了一個(gè)考慮相關(guān)時(shí)點(diǎn)的啞變量。

從三個(gè)方程的回歸總體效果來看,回歸的擬合優(yōu)度都較高,當(dāng)然這也并不令人意外。這里檢驗(yàn)的方程都比較貼近經(jīng)典框架和國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的基本結(jié)構(gòu),而本書在這里重點(diǎn)考察的是幾個(gè)關(guān)鍵變量的回歸系數(shù)的符號(hào)。

先來看針對(duì)消費(fèi)方程進(jìn)行的兩個(gè)回歸的對(duì)照結(jié)果。從第一個(gè)方程的回歸結(jié)果看,根據(jù)經(jīng)典理論,國(guó)民可支配國(guó)內(nèi)產(chǎn)出的邊際消費(fèi)傾向水平,為0.5913,回歸結(jié)果顯著。而從消費(fèi)對(duì)國(guó)內(nèi)總產(chǎn)出、政府支出、凈出口和稅收總額的回歸結(jié)果來看,幾個(gè)計(jì)算可支配產(chǎn)出時(shí)扣減的變量,除了政府消費(fèi)回歸對(duì)消費(fèi)的回歸系數(shù)結(jié)果為正之外,其余扣減項(xiàng)的回歸系數(shù)均為負(fù),并且回歸結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的。由于這里的回歸結(jié)果只能揭示變量變化之間存在的關(guān)系,不能代表因果關(guān)系,因此這里的回歸結(jié)果也就不能說明政府消費(fèi)是否對(duì)居民消費(fèi)有促進(jìn)或拉動(dòng)作用,而只能說明二者具備同向增減的特點(diǎn)。^[2]對(duì)兩個(gè)回歸方程對(duì)照回歸的結(jié)果,小結(jié)情況是:我國(guó)總體的邊際消費(fèi)傾向水平在0.59左右,從經(jīng)濟(jì)意義上可以認(rèn)為我國(guó)的儲(chǔ)蓄率超過40%的水平,這樣的儲(chǔ)蓄率是相對(duì)較高的；單獨(dú)回歸的結(jié)果中,政府采購(gòu)和我國(guó)的消費(fèi)存在顯著的同向增減關(guān)系,而凈出口、稅收總額的增減與消費(fèi)是顯著的反向關(guān)系。

本書的重點(diǎn)考察對(duì)象是對(duì)投資方程的回歸檢驗(yàn)。從表3-1的回歸結(jié)果可以看到,加入了邊際稅負(fù)變量的回歸方程的擬合優(yōu)度依然是很高的,同時(shí)回歸結(jié)果也是通過顯著性檢驗(yàn)的。其中,邊際稅負(fù)的回歸結(jié)果表明,前文中關(guān)于邊際稅率與投資的反向關(guān)系在實(shí)證檢驗(yàn)中是成立的。因此,在模型中考慮邊際稅負(fù)的供給側(cè)關(guān)系也就得到了數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果的支持。但同時(shí)也需要注意到,稅收總額與投資的關(guān)系是正向并且顯著的,而政府采購(gòu)與投資卻是顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系。同樣盡管這里的關(guān)系不能作為因果關(guān)系的依據(jù),但稅收總額與投資的同向變化,還是可能暗示著我國(guó)目前的稅負(fù)還沒有達(dá)到拉弗曲線所指的所謂“禁止性”區(qū)域；同時(shí)政府投資對(duì)社會(huì)總投資的擠出效應(yīng)依舊是存在的。此外,貨幣量與投資呈正向關(guān)系但在本方程中并不顯著,可能暗示了我國(guó)的財(cái)政政策相關(guān)變量與投資的相關(guān)性替代了貨幣量增速與投資的相關(guān)性,因而表明我國(guó)財(cái)政政策與投資的相關(guān)關(guān)系可能更為顯著。

從以上回歸檢驗(yàn)的結(jié)果可以看到,前文所修正的IS-LM模型中的設(shè)定基本是成立的。以消費(fèi)方程中對(duì)變量單獨(dú)回歸的結(jié)果來看,政府采購(gòu)對(duì)居民消費(fèi)總額的回歸結(jié)果顯著為正,且邊際影響系數(shù)是1.80,這就表明政府采購(gòu)與居民消費(fèi)間存在顯著的即期正向變化,且政府采購(gòu)可能帶動(dòng)居民消費(fèi)的邊際效果比較明顯,這表明國(guó)家財(cái)政上的支出增加可能會(huì)帶來居民消費(fèi)的增加,而且還具有一定的效果。而政府采購(gòu)的增加需要增加稅收,但稅收增加與居民消費(fèi)的回歸系數(shù)是顯著為負(fù)的,且回歸系數(shù)為－0.48。那么,這表明通過政府采購(gòu)來刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的需求管理政策在我國(guó)目前還是存在一定的操作空間,同時(shí)還可能表明我國(guó)尚未到達(dá)拉弗曲線的“禁止性”稅率水平。但投資方程的回歸結(jié)果中,政府采購(gòu)與投資的相關(guān)關(guān)系卻顯著為負(fù)值,可能表明政府采購(gòu)對(duì)企業(yè)的社會(huì)投資存在實(shí)質(zhì)上的擠出效應(yīng)。結(jié)合式（3-16）的回歸結(jié)果,稅收收入與投資的關(guān)系顯著為正向（同樣對(duì)應(yīng)了政府投資的擠出效應(yīng)）,但邊際稅負(fù)率與投資呈顯著負(fù)向關(guān)系,再考慮我國(guó)目前以間接稅為稅收主體的背景,因此需求管理政策很可能會(huì)抑制企業(yè)的社會(huì)投資,從而抑制企業(yè)發(fā)展,進(jìn)而可能對(duì)經(jīng)濟(jì)的微觀活力產(chǎn)生長(zhǎng)期的負(fù)面影響。關(guān)于這一點(diǎn)的討論我們還將在第四章中具體展開。