Эффект налогового смеси

Эмпирические данные показывают, что в отношениях между традиционными источниками налоговых поступлений, корпоративные налоги являются наиболее вредными для роста, сопровождаемого личного подоходного налога, а потом налоги на потребление, и что налог на недвижимость являются наименее вредными ^[29]

НАФИГ НАДО-ПРОСТО ПРОЧИТАТЬ
ENDNOTES

1. Standard numbers for real government purchases use a government-purchases deflator that assumes zero productivity change for inputs bought by the government. We proceed instead by dividing nominal government purchases by the GDP deflator, effectively assuming that productivity advance is the same for publicly purchased inputs as it is in the private economy.

2. The data since 1929 are the BEA's "government consumption and gross investment." This series includes an estimate of depreciation of public capital stocks (a measure of the rental income on publicly owned capital, assuming a real rate of return of zero on this capital).

3. The current federal individual income-tax system was implemented in 1913, following the ratification of the 16th Amendment, but the first detailed publication from the IRS applies mostly to 1916. We use IRS information from the 1916 book on tax-rate structure and numbers of returns filed in various income categories in 1914-15 to estimate average marginal income-tax rates for 1914 and 1915. For 1913, we approximate based on tax-rate structure and total taxes paid.

4.The constructed AMTR considers the impact of extra income on the EITC, which has become a major transfer program. However, the construct does not consider effects at the margin on eligibility for other transfer programs, such as Medicaid, food stamps, and so on.

5. The Barro-Sahasakul federal marginal tax rate does not consider the deductibility of part of state income taxes. However, since the average marginal tax rate from state income taxes up to 1965 does not exceed 0.016, this effect would be minor. In addition, the Barro-Sahasakul series treats the exclusion of employer social-security payments from taxable income as a subtraction from the social-security rate, rather than from the marginal rate on the federal income tax. However, this difference would not affect the sum of the marginal tax rates from the federal income tax and social security.

6. The first state income tax was implemented by Wisconsin in 1911, followed by Mississippi in 1912. A number of other states (Oklahoma, Massachusetts, Delaware, Missouri, New York, and North Dakota) implemented an income tax soon after the federal individual income tax became effective in 1913.

7. Before 1929, we do not have the BEA data on income by state. For this period, we estimated the average marginal tax rate from state income taxes by a linear interpolation from 0 in 1910 (prior to the implementation of the first income tax by Wisconsin in 1911) to 0.0009 in 1929. Since the average marginal tax rates from state income taxes are extremely low before 1929, this approximation would not have much effect on our results.

8. Conceptually, our "marginal rates" correspond to the effect of an additional dollar of income on the amounts paid of the three types of taxes. The calculations consider interactions across the levies; for example, part of state income taxes is deductible on federal tax returns, and the employer part of social-security payments does not appear in the taxable income of employees.

9. However, the tax-rate structure need not be set at the beginning of year t. Moreover, for a given structure, information about a household's marginal income-tax rate for year t arrives gradually during the year as the household learns about its income, deductions, etc.

10. A major counter-example is the Reagan tax cut of 1986, which reduced the average marginal tax rate from the federal individual income tax by 4.2 percentage points up to 1988. Because this program was designed to be revenue neutral (by closing "loopholes" along with lowering rates), the Romer-Romer variable shows only minor federal tax changes in 1987 and 1988.

11.Ricardian equivalence does not necessarily imply that these effects are nil. A high value of the Romer-Romer tax variable might signal an increase in the ratio of expected future government spending to GDP, thereby likely implying a negative wealth effect.

12. For a given ratio of federal revenue to GDP, an increase in the AMTR might signal that the government had shifted toward a less efficient tax-collection system, thereby implying a negative wealth effect.

13. The first bin does not actually involve endogeneity of tax changes with respect to GDP but instead reflects concern about a correlated, omitted variable—government spending—that may affect GDP. Empirically, the main cases of this type in the Romer-Romer sample associate with variations in defense outlays during and after wars, particularly the Korean War.

14. Note that the variable y_t is the per capita value of nominal GDP divided by the implicit GDP deflator, P_t(determined by the BEA from chain-weighting for 1929-2006). The variable gt is calculated analogously as the per capita value of government purchases (such as defense spending) divided by the same Pt. Therefore, the units of y and g are comparable and β₁ reveals the effect of an extra unit of government purchases on GDP.

15. Romer and Romer (2008, Table 1, columns 9-12) estimate the implications of tax legislation for the projected present value of federal revenue, and these changes can be distinguished from the effects for the initial year (columns 1-4). However, we find empirically (in accord with Romer and Romer [2009, Section VI]) that the present-value measure consistently lacks significant incremental explanatory power for GDP.

16. Since the yield spread has strong persistence, the lagged value has high explanatory power. For example, in a first-stage regression for the square of the yield spread from 1917 to 2006, the t-statistic on the lagged variable is 9.3.

17. See Barro (1984, pp. 312-315) for an earlier analysis of the effects of wartime spending on output. Hall (2010, Table 1) also presents estimates of defense-spending multipliers associated with wars.

18. A sample starting in 1914 gives results similar to those for the 1917 sample shown in Table 2, column 5. Given the large measurement error in the variable Δg*: defense news for 1914-16, we do not present the results for the 1914 sample.

19. If we add the lagged value of Δg*: defense news, the estimated coefficient is close to zero.

20. We treated as major wars WWI, WWII, the Korean War, and the Vietnam War, including a year of war aftermath for each case. The specific sample is 1914-20, 1939-46, 1950-54, and 1966-71. We treated WWI as ending in 1919 (because of continuing conflicts after the 1918 Armistice involving Russia, Poland, Greece, Turkey, and other countries) and thereby included 1920 as the year of war aftermath. However, the results change little if we treat the war as ending in 1918, so that 1919 is the year of war aftermath.

21. This result is not surprising because, in a first-stage regression for 1939-206 of Δg: defense on the "exogenous" variables, the estimated coefficient on Δg: defense interacted with war years is 0.945 (s.e. = 0.012); that is, the t-statistic is 77.

22. This result accords with Alesina and Ardagna (2010), who study 107 cases of large fiscal contraction and 91 of large fiscal stimulus for 21 OECD countries from 1970 to 2007. They find that fiscal stimuli are more likely to increase economic growth when the package is concentrated more on tax cuts than on spending increases. Similarly, they find for fiscal contractions that recessions are more likely to materialize when the package focuses on tax increases rather than spending reductions.

23. The cut by 4.6 percentage points in 1948 in the average marginal income-tax rate from the federal individual income tax is the largest one-year decline over the entire sample. This reduction reflected two changes with roughly equal effects on the AMTR: the introduction of a much more favorable treatment for joint returns (taxing a couple's income as though each spouse were a single person with half the family income) and the shift to a more generous tax-computation formula that cut the schedule of marginal tax rates for all taxpayers. Political events may have exerted important effects on expectations about tax-rate changes between 1947 and 1949. The underlying legislation passed in April 1948 when the heavily Republican Congress overrode President Truman's veto. Similar legislation passed the Congress twice in 1947, but Truman's veto was barely sustained in each case (see Romer and Romer [2008, p. 20]) and Thorndike [2006]). Given this background, the usual time pattern—whereby tax-rate cuts have their main effect on GDP with a one-year lag—may not apply. That is, the belief in 1947 that major tax-rate cuts were coming might have accelerated the response of GDP to the tax-rate cuts. A related idea is that the surprise reelection of Truman in 1948 and the accompanying shift back to a Democratic Congress would have affected expectations of tax-rate changes in 1949. The broader suggestion is that exogenous political events might affect GDP by influencing expectations of tax-rate changes.

24. The vector-autoregression (VAR) literature typically makes the same identifying assumption: changes in government purchases are pre-determined within a quarter; see, for example, Blanchard and Perotti (2002). Communications from IHS Global Insight indicate that they treat changes in federal non-defense purchases as exogenous but state & local purchases as dependent on state & local tax revenue and federal transfers.

25. We cannot test this proposition without satisfactory instruments related to non-defense purchases.

26. Our focus is on the overall marginal income-tax rate; that is, we implicitly have the same coefficients for changes in federal and state income-tax rates as for changes in social-security tax rates. If we separate the two income-tax rates from the social-security rate, we surprisingly get larger size coefficients for social security. The hypothesis of equal magnitude coefficients for the two variables is rejected with a p-value of 0.009. We have no good explanation for this result. However, a key part of the data pattern is that the increases in the AMTR from social security starting in the early 1970s fit well with the recessions of the mid 1970s and early 1980s.

27. The estimated coefficient becomes significantly negative at the 0.05 level, -1.11 (s.e. = 0.47), if we enter instead the lagged value of the Romer-Romer intended change in overall federal tax revenue, with the exogenous part still on the instrument list.

28. We constructed this variable, using the NBER's TAXSIM program, for the federal individual income tax and social security from 1967 to 2006. We formed an instrument by taking the AMTR computed from the current tax law and the prior year's incomes for the federal income tax and social security and subtracting the actual AMTR for these taxes from the previous year. (This procedure assumes a value of zero for the change in the AMTR from state income taxes.) For 1950-66, the instrument takes on the constant value -0.0005, which is the median change from 1950 to 2006. In a regression for 1950-2006 of the change in the AMTR on all of the instruments, the estimated coefficient on the newly constructed variable is 1.05 (s.e. = 0.11), with a t-statistic of 9.2. The F-statistic for the four excluded instruments is 24. Therefore, weak instruments are not a problem here.

29. In a regression for 1950-2006 of the change in the AMTR on all of the instruments, the estimated coefficient on the contemporaneous Romer-Romer variable is 1.05 (s.e. = 0.31), implying a t-statistic of 3.4. The F-statistic for the four excluded instruments is 4.2, indicating that weak instruments might be a problem here.

30. Almunia, et al. (2010) provide suggestive evidence that defense-spending multipliers are positive in a panel of 27 countries for 1925-1939. The results (in their Table 2) are hard to interpret because the measures of government expenditure include transfers and interest payments and lack a consistent definition across countries in terms of central versus total government.

1. Стандартные номера для реальной покупки государственных нужд правительства покупки дефлятор, который предполагает нулевое изменение производительности для входов куплена правительством. Мы исходим вместо того, чтобы путем деления номинального покупки правительство, дефлятор ВВП, эффективно при условии, что производительность заранее же за публичное потреблению производимых как в частной экономике.

2. Данные с 1929 года являются компании BEA "государственного потребления и валовых инвестиций". Эта серия включает в себя оценку обесценивание государственных запасов капитала (показатель доходов от аренды государственной собственности на капитал, предполагая, что реальная норма прибыли от нуля на этом капитал).

3. Федеральный индивидуальный подоходный налог система была внедрена в 1913 году, после ратификации 16-я Поправка, но первая подробная публикация от IRS относится прежде всего к 1916 году. Мы используем информацию из IRS 1916 книг по налоговым структуры ставок и номера возвращает подал в различных категориях дохода в 1914-15 оценить средний маржинальный доход, налоговые ставки на 1914 и 1915 гг. Для 1913 года, мы приближаем на основе налоговых курса структуры и общей суммы налогов платят.

4. построен AMTR рассматривается воздействие дополнительного дохода на EITC, которая стала основной программе перевода. Тем не менее, построить не считает эффекты при маржи по приемлемости для других программ, передачи, таких как Medicaid, талоны на питание и так далее.

5. Барро-Sahasakul федерального предельная ставка налога не считает вычета часть налогов в доход государства. Однако, так как средняя предельная ставка налога от уплаты налогов в доход государства до 1965 г. не превышает 0,016, этот эффект был бы незначительным. Кроме того, Барро-Sahasakul серии относится исключение работодателем социального обеспечения выплат из налогооблагаемого дохода, как вычитание из социального обеспечения скорости, а не от предельной годовой процентной ставки по федеральным подоходным налогом. Однако это различие не повлияет на сумму предельных налоговых ставок за счет средств федерального подоходного налога и социального обеспечения.

6. Первый подоходный налог состоянии был реализован Висконсин в 1911 году, после чего Миссисипи в 1912 году. Ряд других государств (Оклахома, штат Массачусетс, Делавэр, штат Миссури, Нью-Йорк, и Северная Дакота), реализованных налога на прибыль сразу после федерального индивидуального подоходного налога вступили в силу в 1913 году.

7. До 1929 года у нас нет BEA данные о доходах от государства. За этот период, по нашим оценкам средняя предельная ставка налога от уплаты налогов в доход государства путем линейной интерполяции от 0 в 1910 году (до осуществления первого подоходного налога штата Висконсин в 1911 году) до 0,0009 в 1929 году. Так как средней предельной ставки налога от уплаты налогов в доход государства являются крайне низкими до 1929 года, это приближение не имеет большого влияния на наши результаты.

8. Концептуально, наше "предельных ставок" соответствуют влияние дополнительного доллара дохода на суммы, выплачиваемые из трех видов налогов. Расчеты рассмотреть взаимодействия между сборами, например, часть налогов в доход государства подлежит вычету на федеральную налоговую декларацию, а работодатель части социального обеспечения выплаты не появляется в налогооблагаемый доход работников.

9. Тем не менее, налоговые курса структуры не должны быть установлены в начале года t. Более того, для данной структуры, информация о маржинального дохода, ставки налога расходы домашних хозяйств на год Т приходит постепенно в течение года как семья узнает о своих доходах, отчисления и т.д.

10. Основными контр-пример сократить налогов Рейгана в 1986 году, что позволило снизить средней предельной ставки налога с федеральным индивидуального подоходного налога на 4,2 процентных пункта до 1988 года. Потому что эта программа была разработана, чтобы быть нейтральным доходов (путем закрытия "лазейки" наряду со снижением ставок), Ромер-Ромер переменная показывает только незначительные изменения федерального налога в 1987 и 1988 годах.

11. Рикардо эквивалентность не обязательно подразумевает, что эти эффекты нулю. Высокое значение Ромер-Ромер налоговой переменной могут сигнализировать увеличение соотношения ожидаемых будущих государственных расходов в ВВП, тем самым, вероятно, подразумевая отрицательный эффект богатства.

12. За данное соотношение федеральных доходов к ВВП, увеличение AMTR могут сигнализировать о том, что правительство перешло к менее эффективным налоговой системы сбора, тем самым подразумевая отрицательный эффект богатства.

13. Первый бен на самом деле не связаны с эндогенности налоговых изменений по отношению к ВВП, но вместо этого отражает озабоченность коррелированы, опущен переменной государственных расходов, которые могут повлиять на ВВП. Эмпирически основных случая такого типа в Ромер-Ромер образец связать с вариациями в защиту расходы во время и после войны, в частности, корейской войны.

14. Обратите внимание, что переменная у _т является на душу населения величина номинального ВВП, деленный на дефлятор ВВП неявный, Р _т (определяется BEA из цепи для взвешивания 1929-2006). Переменная GT рассчитывается аналогично как одно значение душу государственных закупок (например, расходы на оборону), разделенное на той же Pt. Таким образом, единицы и у г сравнимы и β ₁ показывает влияние дополнительной единицы государственных закупок на ВВП.

15. Ромер и Romer (2008, табл 1, колонки 9-12) оценить последствия налогового законодательства для текущей стоимости прогнозируемых доходов федерального, и эти изменения могут быть отделены от эффектов для первого года (колонки 1-4). Тем не менее, мы находим эмпирически (в соответствии с Ромера и Ромера [2009, раздел VI]), что настоящее значение мера последовательно не хватает значительных дополнительных объяснительной силой для ВВП.

16. Поскольку спред доходности имеет сильную настойчивость, отставали значение имеет высокую объяснительную силу. Например, в первой стадии регрессии для квадрата спреда доходности с 1917 по 2006 год г-статистики на отставали переменной 9.3.

17. Смотрите Барро (1984, стр. 312-315) за ранее анализ последствий военных расходов на вывод.Зал (2010, таблица 1) также приводятся оценки оборонных расходов мультипликаторы связаны с войнами.

18. Образца, начиная с 1914 дает результаты, подобные тем, для 1917 образцов представлены в таблице 2, столбец 5. Учитывая большую погрешность измерения в переменной * Δg: защита новость для 1914-16, мы не приводим результаты для 1914 образцов.

19. Если мы добавим отставали значение Δg *: Defense News, по оценкам, коэффициент близок к нулю.

20. Мы рассматриваться как крупные войны Первой мировой войны, Второй мировой войны, Корейской войны, и войны во Вьетнаме, в том числе год войны после для каждого случая.Конкретного образца 1914-20, 1939-46, 1950-54, и 1966-71. Мы обращались с Первой мировой войны как окончание в 1919 году (из-за продолжающихся конфликтов после 1918 перемирия с участием России, Польши, Греции, Турции и других стран) и тем самым включены 1920 году как год войны последствий. Тем не менее, результаты мало что изменит, если мы относимся к войне как окончание в 1918 году, так что 1919 год является годом войны последствий.

21. Этот результат не является удивительным, так как в первой стадии регрессии для 1939-206 от Δg: защита от "экзогенного" переменных, расчетный коэффициент на Δg: защита взаимодействовали с военными лет 0,945 (SE = 0,012), то есть, т-статистика 77.

22. Этот результат согласуется с Алесина и Ardagna (2010), которые учатся 107 случаев крупных бюджетных сокращений и 91 крупный бюджетный стимул для 21 стран ОЭСР с 1970 по 2007 год.Пользователи считают, что фискальные стимулы, скорее всего, увеличение экономического роста, когда пакет сосредоточен больше на снижение налогов, чем на увеличение расходов. Точно так же они находят для финансовых сокращений, что рецессии, скорее всего, материализуются, когда пакет сосредоточен на увеличение налогов, а не тратить сокращений.

23. Сокращение на 4,6 процентных пункта в 1948 году в среднем предельный доход Ставка налога за счет средств федерального индивидуального подоходного налога является крупнейшим один год снижение по всему образцу. Это сокращение отражение две смены с примерно одинаковыми воздействия на AMTR: введение гораздо более благоприятный режим для совместных деклараций (налоговых доходов пары, как будто каждый из супругов было ни одного человека с половины семейного дохода) и переход к более щедрой налогов вычисления формулы, сократить график предельных ставок налога для всех налогоплательщиков. Политические события, возможно, оказывали существенное влияние на ожидания относительно налогов изменения курсов между 1947 и 1949 годах. Лежащий в основе законодательства, принятого в апреле 1948 года, когда сильно республиканский Конгресс преодолел вето президента Трумэна. Подобные законы, принятые конгрессом дважды в 1947 году, но вето Трумэна едва выдержан в каждом конкретном случае (см. Ромер и Ромера [2008, стр. 20]) и Торндайк [2006]). На этом фоне, в обычное время шаблону которой налогом снижение ставок их основной эффект на ВВП с лагом в один год, может не применяться. То есть, вера в 1947 году, что основные налоги снижение ставок шли, возможно, ускоренным ответ от ВВП до налоговой ставки. Связанных идеей является то, что сюрприз переизбрание Трумэна в 1948 году и сопровождающих сдвиг обратно в демократический Конгресс сказалось бы на ожиданиях налоговых изменения курса в 1949 году. Более широкое предложение в том, что экзогенный политические события могут повлиять на ВВП, оказывая влияние ожиданий налогов изменения курса.

24. Вектор-авторегрессии (VAR) литературы как правило, делает то же самое определение предположение: изменения в правительстве покупки заранее определенного в течение квартала, см., например, Бланшар и Перотти (2002). Сообщения IHS Global Insight указывают, что они относятся к изменениям в федеральном невоенных покупки как экзогенные, а государственный и местные закупки, как зависит от государственного и местных налоговых доходов и федеральных трансфертов.

25. Мы не можем проверить это утверждение без удовлетворительных документов, касающихся невоенного покупок.

26. Мы делаем упор на общую маржинального дохода, ставки налога, то есть, мы неявно имеют одинаковые коэффициенты изменения в федеральных и государственных доходов налоговые ставки, как на изменения в социально-безопасности, налоговых ставок. Если выделить два дохода налоговые ставки от социального обеспечения случае, мы на удивление получить больший размер коэффициентов для социальной защиты. Гипотеза равные коэффициенты величины для двух переменных отвергается с р-значение 0,009. У нас нет хорошего объяснения этого результата. Тем не менее, ключевым элементом картины данных является то, что увеличение AMTR социального обеспечения, начиная с начала 1970-х хорошо вписываются в рецессии середины 1970-х и начале 1980-х.

27. Расчетный коэффициент становится значительно отрицательным на уровне 0,05, -1,11 (SE = 0,47), если ввести вместо отставали значение Ромер-Ромер предполагаемого изменения в общие доходы федерального налога, с экзогенными часть все еще ​​на список инструментов.

28. Мы построили эту переменную, используя программу TAXSIM NBER, для федерального подоходного налога индивидуальных и социального обеспечения с 1967 по 2006 год. Мы создали инструмент, принимая AMTR вычисляется из действующего налогового законодательства и доходах за предыдущий год для федерального подоходного налога и социального обеспечения и вычитания фактического AMTR для этих налогов с предыдущим годом. (Эта процедура предполагает нулевое значение для изменения AMTR от уплаты налогов в доход государства.) За 1950-66, прибор берет на постоянную величину -0,0005, который среднем на период с 1950 по 2006 год. В регрессии для 1950-2006 изменения AMTR на всех инструментах, расчетный коэффициент на вновь построенных переменная 1,05 (SE = 0,11), с т-статистика 9.2. F-статистика для четырех инструментов исключены 24. Таким образом, слабые инструменты не проблема.

29. В регрессии для 1950-2006 изменения AMTR на всех инструментах, расчетный коэффициент на одновременные Ромер-Ромер переменная 1,05 (SE = 0,31), подразумевая, т-статистика 3.4. F-статистика для четырех инструментов исключены составляет 4,2, что указывает на слабые инструменты может быть проблема.

30. Альмуния, и др.. (2010) обеспечивают наводящий доказательств того, что оборонных расходов мультипликаторы положительны в панель из 27 стран за 1925-1939. Результаты (в их табл. 2) трудно интерпретировать из-за мер государственных расходов включают трансферты и выплаты процентов и отсутствие согласованного определения в разных странах с точки зрения центрального правительства по сравнению с общим.