WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 25 |

В связи с обсуждаемыми критериями прогрессивности перераспределения заметим, что анализ дисперсии ВРП до и после перераспределения с помощью федеральных налогов не дает возможности сделать вывод относительно прогрессивности налоговой системы, несмотря на то, что индекс Джини и величина дисперсии соответствуют друг другу в том смысле, что при более высоком значении индекса концентрации доходов мы наблюдаем более высокую дисперсию ВРП. Так, пропорциональное налогообложение приводит не к выравниванию доходов регионов, а лишь к уменьшению дисперсии45. Подобный анализ позволяет лишь сделать вывод о том, что дисперсия ВРП после перераспределения ниже дисперсии ВРП до перераспределения. Это значит, что с регионов с более высоким ВРП взимается больше налогов по абсолютной сумме, но не значит, что для данных регионов доля налоговых платежей в федеральный бюджет в ВРП больше, чем для регионов с меньшим ВРП, т.е.

выше эффективная ставка.

Таким образом, мы будем проверять прогрессивность фискальных инструментов перераспределения на основании трех эконометрических моделей и двух индексов концентрации. К недостаткам эконометрических критериев относится в первую очередь тот факт, что мы априорно предполагаем вид зависимости налоговых платежей или федеральной помощи от ВРП и далее тестируем гипотезы о наличии прогрессивности только в рамках рассматриваемой модели. Критерии, основанные на индексах Каквани и Масгрейва не имеют этого недостатка. Более того, исследование кривых Лоренца может показать, что исследуемый налог может быть регрессивным для некоторой выборки регионов и быть прогрессивным в целом по стране. К недостаткам индексов Каквани и Масгрейва следует отнести сложность расчетов и условность оценок статистической значимости значений критериев (в рамках данного исследования такие расчеты не проводились)46.

Для пропорционального по ВРП налога индекс концентрации налоговых платежей будет равен индексу Джини концентрации ВРП, соответственно, индекс Каквани равен 0, а индекс Масгрейва равен 1.

Несмотря на то, что любое уменьшение дисперсии доходов регионов тоже является выравниванием доходов, мы не можем утверждать, что в любом случае имеем дело с перераспределением в рассматриваемом нами смысле. Под прогрессивным выравниванием и перераспределением мы понимаем ситуацию, когда с более богатых регионов взимают большую долю их доходов, чем с менее богатых, под регрессивным – обратную ситуацию, при которой у бедных регионов изымается большая доля их доходов по сравнению с богатыми. Уменьшение дисперсии доходов регионов происходит в любом случае, в том числе если со всех регионов взимается пропорциональный налог в виде одинаковой доли ВРП.

См., например, Beach, Davidson, 1983.

www.iet.ru 2.5. Стабилизация региональных доходов путем предоставления федеральной финансовой помощи из регионального бюджета и изъятия налогов в федеральный бюджет Механизм стабилизации доходов региональных бюджетов с помощью системы федеральной финансовой помощи и налоговых изъятий в федеральный бюджет заключается в росте предоставляемой финансовой помощи и снижении налоговых доходов федерального бюджета при снижении доходов региона и противоположном изменении объема финансовой помощи и налоговых изъятий при росте доходов региона. Аналогичным образом может быть определен стабилизирующий эффект финансовой помощи и налоговых изъятий в федеральный бюджет на доходы регионального бюджета. Такое перераспределение доходов во времени, как и межрегиональное перераспределение, может быть прогрессивным или регрессивным, т.е. доля трансферта в ВРП может снижаться с ростом ВРП или увеличиваться, и доля налоговых доходов в ВРП может расти или снижаться с ростом ВРП. Однако в отличие от межрегионального перераспределения стабилизирующий эффект может наблюдаться при любой степени прогрессивности или регрессивности. Важно лишь, чтобы зависимость величины финансовой помощи от объема ВРП была отрицательной, а зависимость величины налоговых доходов федерального бюджета от ВРП – положительной. Поэтому в приводимых ниже эмпирических оценках мы не будем специально останавливаться на анализе степени прогрессивности стабилизационного механизма.

Содержательные соображения, позволяющие высказать гипотезы о зависимостях между объемом региональных доходов, с одной стороны, и федеральной финансовой помощью и налоговыми доходами федерального бюджета, поступающих с территории региона, с другой стороны, были подробно обсуждены при анализе возможных гипотез, относящихся к перераспределению региональных доходов и доходов региональных бюджетов. Следует отметить лишь возможность различного функционирования системы трансфертов и налоговых изъятий при симметричных и несимметричных шоках, затрагивающих региональные доходы.

Можно предположить, что при несимметричном шоке доходов, т.е. шоке, затрагивающим незначительное число регионов, выделение федеральной финансовой помощи может служить стабилизатором изменения региональных доходов. При снижении дохода и соответствующем уменьшении налогового потенциала произойдет рост трансферта из ФФПР соответствующим регионам, подвергшимся снижению доходов и, возможно, увеличение нерегулярной финансовой помощи. Аналогично при росте регионального дохода должно происходить снижение финансовой помощи.

Однако при симметричном шоке, затрагивающем все или значительную часть регионов одновременно, изменяется и величина ресурсов федерального бюджета, которая направляется на цели финансовой поддержки регионов. Соответственно, изменение доступного для распределения объема финансовой помощи препятствует использованию этого инструмента для стабилизации региональных доходов.

Стабилизационный эффект будет проявляться лишь в случае существенной непропорциональности (прогрессивности или регрессивности) зависимости финансовой помощи от величины ВРП или региональных бюджетных доходов, предполагать которую при не слишком больших шоках региональных доходов вряд ли обосновано.

В то же время содержательный анализ показывает, что стабилизация региональных доходов путем изъятия части доходов, образующихся на территории региона, в федеральный бюджет может служить средством стабилизации как в случае несимметричного шока, так и в случае шока, затрагивающего все или большую часть регионов одновременно. Это объясняется тем, что налоговое перераспределение www.iet.ru доходов не ограничено объемом ресурсов федерального бюджета, величина которого зависит от состояния региональных экономик, подвергающихся шоку.

Для изучения эффекта стабилизации доходов регионов мы будем применять оценку моделей зависимости финансовой помощи и налоговых доходов федерального бюджета от величины доходов региона или доходов регионального бюджета для одного региона. Оценка таких моделей как моделей временных рядов позволяет непосредственно получить оценки степени стабилизации региональных доходов:

X = i + i VRPit + it, (25) it где:

Xit – трансферт из ФФПР, остальная помощь из федерального бюджета, вся финансовая помощь или налоговые доходы федерального бюджета или федеральный нетто-налог (разница между налогами в федеральный бюджет и финансовой помощью) на душу населения, поступающие в (из) i-го региона в t-й год;

VRPit – валовой региональный продукт на душу населения i-го региона в t-ый год.

В данном случае коэффициент перед ВРП показывает, насколько уменьшится (увеличится) финансовая помощь региону и (или) увеличатся (уменьшатся) налоговые доходы федерального бюджета в данный момент в данном регионе при увеличении (уменьшении) ВРП. Так как в таких моделях не рассматриваются cross-section данные, то коэффициент перед ВРП характеризует только стабилизацию. Основным недостатком данного метода является необходимость большого количества временных наблюдений, что делает невозможным его использование для оценки стабилизации на российских данных.

При переходе к панельным данным возникает проблема разделения эффектов перераспределения и стабилизации. Допустим, у нас имеются данные только за один год и по многим регионам (или мы рассматриваем модели отдельно по годам). Тогда коэффициенты оцениваемой модели будут характеризовать перераспределение средств между регионами. Предположим, что мы провели оценки для нескольких разных лет, и тесты на равенство коэффициентов позволяют объединить уравнения для разных лет в одну модель. Это означает, что в результате оценок мы получим коэффициенты перераспределения, усредненные во времени.

Теперь допустим, что имеются данные по одному региону за несколько лет (или мы оцениваем модели отдельно для каждого региона). В данном случае коэффициенты модели будут характеризовать стабилизационный эффект (например, насколько трансферты или отчисления налогов в федеральный бюджет зависят во времени от валового регионального продукта). Если мы при проверке гипотез о равенстве коэффициентов можем объединить уравнения для разных регионов в одну модель, то переходим к рассмотрению стабилизации, усредненной по регионам.

В случае, когда количество регионов сопоставимо с количеством лет, интерпретация результатов моделей, оцененных на панельных данных, весьма произвольна: это или усредненное по времени перераспределение между регионами, или усредненная по регионам стабилизация во времени.

С учетом специфики доступной статистической информации (данные по многим регионам всего за несколько лет) мы не можем оценивать стабилизацию отдельно по регионам и вынуждены сразу использовать панельные данные, сталкиваясь с проблемой того, насколько получаемые коэффициенты характеризуют перераспределение или стабилизационные свойства системы фискальных инструментов.

Содержательно стабилизация может быть охарактеризована тем, насколько меняются объемы трансфертов и отчисляемых в федеральный бюджет налогов при изменении показателя, перераспределительные эффекты в отношении которого исследуются (валового регионального продукта или налоговых доходов региональных www.iet.ru бюджетов). Помимо оценки коэффициентов с использованием временных рядов для отдельных регионов этот эффект также может быть оценен в виде зависимости показателей, выраженных в приростах (насколько прирост трансфертов или федеральных налогов зависит от прироста ВРП). Это позволяет выяснить влияние изменения валового регионального продукта на изменение величин и направления, денежных потоков (финансовой помощи регионам и налогов в федеральный бюджет), между центральным и региональными бюджетами. Соответствующая модель имеет вид:

Xit = i + i.Yit + it, (26) где:

Xit – изменение трансферта из ФФПР, остальной помощи из федерального бюджета или налоговых поступлений в федеральный бюджет на душу населения i-го региона в t-й год, т.е. Xit=Xit -Xit-1 ;

Yit – изменение валового регионального продукта на душу населения i-го региона в t-й год.

При переходе к приростам мы несколько сглаживаем проблему разделения эффектов перераспределения и стабилизации, так как исследуем именно зависимости во времени, предполагая влияние всех прочих факторов (изменения параметров перераспределения и др.) неизменным. Если при увеличении ВРП на душу населения или доходов региональных бюджетов уменьшается финансовая помощь из федерального бюджета, направляемая в регион, и увеличиваются налоговые поступления в федеральный бюджет с территории региона, а при уменьшении – увеличивается финансовая помощь и уменьшаются налоговые доходы федерального бюджета, то центральное правительство стабилизирует во времени доходы регионов или доходы региональных бюджетов. Наоборот, если при увеличении ВРП на душу населения снижаются налоговые поступления, или повышается величина финансовой помощи из федерального бюджета, то центральное правительство увеличивает дисперсию ВРП во времени (дестабилизирует региональные доходы).

Оценку модели (26) предполагается проводить на панельных данных за несколько лет. Рассмотрим более подробно, что именно означает коэффициент i при такой оценке в следующей модели:

Xi1 = 1 + 1.Yi1 + i1;

(27) Xi2 = 2 + 2.Yi2 + i2, где:

Xi1 и Xi2 – трансферты из ФФПР, остальная помощь из федерального бюджета, вся финансовая помощь или налоговые доходы федерального бюджета или федеральный нетто-налог (разница между налогами в федеральный бюджет и финансовой помощью) на душу населения, поступающие в (из) i-го региона в год 1 и год 2, соответственно;

Yi1 и Yi2 – валовой региональный продукт на душу населения i-го региона в 1-й 2й момент времени соответственно.

Если стоит задача оценки связи между изменениями переменных X и Y при переходе от года 1 к году 2, то переход к приростам на основе уравнений (27) можно выполнить следующим образом:

Xi = Xi2 – Xi1 = 2 – 1 + 2.Yi2 – 1.Yi1 + i2 – i1 = = + 2.(Yi2-Yi1) + (2-1).Yi1 + ui2 = + 2.Yi + (2-1).Yi1 + ui2, т.е.

(28) Xi = + 2.Yi + (2-1).Yi1 + ui2.

Если 1=2, то получаем соотношение (26): Xi = + 2.Yi + ui2, которое связывает изменения переменных X и Y при переходе от года 1 к году 2. В этом случае оценивание коэффициента связи 2 может производиться на базе любого из уравнений (26), (27) или (28).

www.iet.ru Если 12, то модель (26) специфицирована неправильно, поскольку в ее правой части отсутствует существенная объясняющая переменная Yi1, и правильным представлением для Xi в этом случае является (28). Соотношение (3) показывает, что при 12 изменение переменной X обусловлено двумя факторами: собственно изменением переменной Y (стабилизационный эффект) и изменением коэффициента при переменной Y при переходе от года 1 к году 2 (эффект от изменения коэффициентов перераспределения).

Если при этом интерес представляет только значение коэффициента 2, то оценить его можно просто в рамках модели (27). Если же в модели (28) интерес представляют оба коэффициента (при Yi и при Yi1), то оценки для них можно получить как непосредственно в рамках (28), так и на основе оценивания пары уравнений (27).

Пару уравнений (27) можно оценить, рассматривая ее либо как SURE-модель47, либо как систему уравнений (в этом случае можно использовать метод максимального € € правдоподобия с полной информацией48). Получив оценки 1 для 1 и 2 для 2, € € вычисляем и оценку для 2-1 как 2 - 1 49.

При переходе к панельным данным возникают дополнительные проблемы, связанные с тем, что в модель, помимо Yt, приходится включать также и значения Y для разных лет, корреляция между которыми очень высока, и возникает проблема мультиколлинеарности. Поэтому ниже уравнения (28) оценивались для пар соседних лет без использования панельных данных50:

(29) Xi = +.Yi +.Yi,t-1 + ui, где:

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 25 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.