Экономические науки/3.Финансовые отношения.

к.г.-м.н. Дудко В.С.,

Прокопенко В.В.

Національний університет державної податкової служби України

Визначення ефективності загальних податкових надходжень України за період з 2000-2010 роки.

Соціально-економічний розвиток країни та її територіально-адміністративних одиниць (регіонів) значною мірою визначається рівнем податкових надходжень до бюджетної системи та позабюджетних фондів, а також наявною податковою базою. Система оподаткування у ринковій економіці відіграє значну роль, оскільки на неї покладено такі важливі функції як регулююча, стимулююча та фіскальна. Поряд з цим, ця система має виконувати подвійну мету – послаблення податкового навантаження (тиску) на платників податків при одночасному збільшенні доходів бюджету країни [1].

Увага до проблем, пов’язаних з податковою політикою, формуванням податкової бази, соціально-економічним розвитком регіонів завжди була на часі. Це підтверджують ряд наукових розробок, присвячених відповідній тематиці. Слід відзначити праці таких вітчизняних та зарубіжних вчених як: В. Андрущенко, О.Василика, В.Геєця, І.Горського, А.Даниленко, Н.Кашиної, І.Луніної, П. Мельника, С. Онишко, А.Паскачова, А.Скрипника, Л.Тарангул, Л.Шаблисої, М.Шалюхіної, С.Юрія тощо . У працях вище зазначених вчених ґрунтовно розглянуто та висвітлено різні аспекти основних засад податкової політики, розроблялися практичні рекомендації щодо її вдосконалення на макрорівні, визначались підходи до оцінки податкових можливостей регіонів України з урахуванням особливостей галузевої структури податкових надходжень і рівня економічного розвитку регіону.

В даній роботі робиться спроба проаналізувати залежність величини загальних податкових надходжень від регіонального стану економіки. В якості пояснюючої змінної використано величина валового регіонального продукту, як інтегрального показника розвитку економіки регіону.

При побудові моделей загальних податкових надходжень були використані крос-секційні дані по регіонах починаючи з 2000 по 2010 роки, в яких досліджувався вплив на зміну загальних податкових надходжень основних факторів, що найбільше впливають на них, таких як: валовий регіональний продукт, роздрібна торгівля, величина виданих кредитів, випуск промислової та сільськогосподарської продукції. Прийнята залежність описується такою моделлю.

(1)

В моделі припускалась наявність лінійного зв’язку між досліджуваним показником та факторами, які на нього впливають. В формалізованому вигляді модель може бути записана наступним чином:

(2)

Де відповідно (в мільйонах гривень):

PN_it - загальні податкові надходження в і-тому регіоні в t- період часу;

VRP_it – валовий регіональний продукт в і-тому регіоні в t- період часу;

RT_it – роздрібна торгівля в і-тому регіоні в t- період часу;

Kred_it – виданих кредитів в і-тому регіоні в t- період часу;

VPP_it – випуск промислової продукції в і-тому регіоні в t- період часу;

VsxP_it – випуск сільськогосподарської продукції в і-тому регіоні в t- період часу;

c_i – специфічні ефекти для кожного регіону;

– випадкова величина.

Провівши аналіз вибірки методом головних компонент (рис.1) приходимо до висновку, що на податкові надходження найбільше впливають валовий регіональний продукт, роздрібна торгівля, величина виданих кредитів. Такі змінні, як випуск промислової продукції та випуск продукції сільського господарства мало впливають на податкові надходження, оскільки виявляють ознаки ортогональності у вибраній системі координат змінних.

Рис. 1. Графік головних компонент в системі компонента 1 та

компонента 3.

Крім того, виходячи з вибраних пояснюючих змінних, можемо зробити висновок, що в такому вигляді модель використовувати не можна, через те, що змінна валовий регіональний продукт (ВРП) - це агрегований результат функціонування регіональної економічної системи мезорівня, тому слід очікувати присутність в даній системі мультиколінеарності між усіма іншими пояснюючими змінними, а це, в свою чергу, означає, що потрібно розглядати окремо моделі податкових надходження з ВРП (VRP), та окремо з іншими чинниками. Виходячи з чого в роботі розглядаються така модель:

. Тобто модель залежності податкових надход-жень від величини валового регіонального прибутку за крос - секційними даними.

Як відомо на регіональному рівні, узагальнюючим показником який характеризує рівень розвитку економіки регіону, є валовий регіональний продукт (ВРП). ВРП у ринкових цінах визначається як сума валової доданої вартості усіх видів економічної діяльності, включаючи чисті податки на продукти. Оцінки параметрів моделей податкових надходжень з 2000 по 2010 роки наведені в табл.1 та рис. 2. Де крім власне оцінок параметрів моделей, наводяться також значення t – критерія Ст’юдента, F – критерія Фішера та стандартна похибка оцінки параметрів моделі [3]. Для уніфікації отриманих результатів для всіх однофакторних моделей була проведена корекція на автокореляцію за допомогою процедури Кохрейна-Оркатта (СО). Вибір даної процедури виправдане, тому що значення коефіцієнта автокореляції в усіх моделях не перевищує 0,25. Після чого, у розглянутих моделей за критерієм Дарбіна-Уотсона, автокореляція не фіксувалась (DW =1.822-2.02).

Таблиця1

Моделі залежності від для періоду з 2000 по 2010 роки.

№	Модель
1	PN00 - VRP00	-281.7	1.939	0.286	13.38	0,881	179.1	425.29
2	PN01 - VRP01	359.04	1.57	0.245	13.95	0,898	194.46	708.55
3	PN02 - VRP02	-350.38	1.61	0.240	15.77	0,919	248.56	683.09
4	PN03 - VRP03	-263.7	1.55	0.198	20.69	0,951	427.91	531.51
5	PN04 - VRP04	-315.81	1.77	0.164	22.03	0,957	485.26	583.55
6	PN05 - VRP05	-132.31	2.96	0.248	17.20	0,931	295.70	1445.3
7	PN06 - VRP06	-1961.6	2.71	0.272	13.95	0,998	194.62	2412
8	PN07 - VRP07	-1685.1	2.36	0.275	15.96	0,921	254.59	2445
9	PN08 - VRP08	1753.8	4.99	0.371	30.51	0,976	931.14	1385
10	PN09 - VRP09	-2602,6	2,28	0,247	18,44	0,939	339,9	3120
11	PN10 – VRP10	-2291,9	3,74	0,220	22,74	0,959	517	2688

Продовження таблиці 1

№	Модель	Метод корекції^*		( Після корекції)
1	PN00 - VRP00	CO	0.22	1.822
2	PN01 - VRP01	CO	0.236	1.889
3	PN02 - VRP02	CO	0.22	1.959
4	PN03 - VRP03	CO	0.238	1.953
5	PN04 - VRP04	CO	0.18	1.94
6	PN05 - VRP05	CO	0.20	1.908
7	PN06 - VRP06	CO	0.16	1.892
8	PN07 - VRP07	CO	0.18	1.907
9	PN08 - VRP08	CO	-0.10	2.02
10	PN09 - VRP09	CO	0,284	1,89
11	PN10 – VRP10	CO	0,267	1,87

^*- СО – процедура Кохрейна –Оркатта.

Виходячи з вище наведеного, можемо зробити висновок, що вплив інших чинників і насамперед тих, які пов’язані з неправильною специфікацією моделі, еліміновано. Цей факт дає нам змогу порівнювати коефіцієнти при валовому регіональному продукті (VRP), і розглядати їх величини для кожного року як певну ефективність податкових надходжень (PN), або як частку податкових надходжень в валовому регіональному продукті. Виходячи з результатів розрахунків, можемо констатувати, що для даного періоду прослідковуються дві основні тенденції (табл. 2, рис. 2.).

1. PN00 = -343,499 + 0,283784*VRP00. 2. PN01 = -359,037 + 0,244789*VRP01.

3. PN02 = -350,378 + 0,239799*VRP02. 4. PN03 = -263,7 + 0,197912*VRP03.

5. PN04 = -315,808 + 0,163856*VRP04. 6. PN05 = -1221,16 + 0,247504*VRP05.

7. PN06 = -1961,64 + 0,272*VRP06. 8. PN07 = -1484,92 + 0,273511*VRP07.

9. PN08 = -1753,8 + 0,371*VRP08; 10. PN09 = -2602,57 + 0,247*VRP09;

11. PN10 = -2291,9 + 0,220*VRP10

Рис. 2. Моделі залежності податкових надходжень від величини валового регіонального продукту з 2000 по 2010 роки.

Рис. 3. Залежність ефективності податкових надходжень від часового фактора з 2000 по 2010 роки.

Для періоду з 2000 по 2004 роки це тренд, який має яскраво виражений регресивний характер, а для періоду з 2004 по 2008 роки – прогресивний. Перша тенденція описується рівнянням виду Еf₁= 55.89- 0.028t. Це означає, що якщо ця тенденція збереглась би на наступні роки то з кожним роком при збільшенні часового фактора на одиницю ( рік ) ефективність податкових надходжень зменшувалась в середньому на 0,028 одиниць. Починаючи з 2005 року ця тенденція змінюється на протилежну: Еf₂= -87.901+0.044t, яка показує, що при збільшенні часового фактора на одиницю ( рік ) ефективність податкових надходжень збільшувалась в середньому на 0,044 одиниці щорічно. Хотілось би відмітити, що мова йде про податкові надходження загальні без врахування відшкодувань.

а) б)

Рис. 4. Моделі регресивного (а) та прогресивного (б) тренду для Еf.

Таблиця.2

Моделі регресивного та прогресивного тренду для кутового коефіцієнта b₁.

№	Період
1	2000 - 2004	55.89	8.35	-0.0278	-8.32	0,97	69.19	0.01
2	2004 - 2008	-87.9	4.78	0.044	4.8	0,89	23.01	0.04

Продовження таблиці.2

№	Період	Метод корекції^**
1	2000 - 2004	CO	-0.265	2.04
2	2004 - 2008	-	-0.05	2.2

Рис. 5. Поліноміальна модель залежності b₁ від часу.

Цю нелінійну залежність можна також описати поліноміальною моделлю виду b₁ = 0,350548-0,0675351*t + 0,00766017*t². Точка мінімуму, відміченої залежності, відноситься до 2004 року. І цей факт - зменшення частки податкових надходжень у ВРП, повинен бути пояснений. З нашої точки зору, це може бути пов’язано, насамперед, із зменшенням ефектив-ності роботи податкової служби, пов’язаною, як недосконалістю податко-вого законодавства, так і, можливо, з певними зловживаннями при адмі-ніструванні податками, на що вказує зокрема неефективність повторних перевірок [2]. Більше того, взаємозв’язок між величиною доходів підприємств різної форми власності, базуючись на аналізі більше ніж 2500 підприємств в м. Києві, показав його відсутність ( мова йшла про 2004-2005 роки) тобто є певна неузгодженість між фактичними справами та деклараціями. Інше пояснення може бути пов’язане з тим, що різниця між сумарним податковим навантаженням в проценті до величини еластичності до відповідного року може вказувати на перерозподіл частини податкових надходжень частково в реальний сектор економіки( повернення ПДВ), а можливо частково в тіньовий сектор [5, 6, 7].

Негативна тенденція, яка існувала для періоду з 2000 по 2004 рік була змінена на протилежну в 2005 році. Як відомо, більшість економічних процесів мають лагову структуру. Не виключенням є і податкові надход-ження. В свій час, в роботі [4], була проведена спроба оцінити інерційність економіки в залежності від зміни податкового законодавства. Була запропонована проста авторегресійна модель, яка дозволила зробити висновок, що довірчий інтервал інерції економіки для 1997 року лежить в межах 4 – 10 місяців. Врахувавши збільшення ВВП країни, за наступний період, можемо припускати, що його середнє значення для нинішнього періоду дорівнює приблизно одному року. Отже певна зміна в податковому законодавстві, очевидно, посприяла перелому негативної тенденції на позитивну. Треба зазначити, що це стосувалось: 1. зменшенню ставки податку на прибуток підприємств з 25% до 20%; 2. зменшення податку з доходів фізичних осіб з регресійної ставки до 13%; 3. заміна порядку відшкодування ПДВ, відмінивши пільги по ВЕЗ. Це, безумовно, заслуга уряду в 2004 році. Інша причина зміни негативної тенденції – політична. Як правило при зміні уряду, а тим більше президента, зменшується, на певний період, корупційна складова, якщо в період президентських перегонів активно декларується суспільству боротьба з корупцією. Крім того, зміна уряду приводить до активізації відповідних процесів в адмініструванні податків. На позитивному тренді найбільше значення припадає на 2008 рік. Це період початку світової фінансової кризи. Разом з тим, при зменшенні середнього ВРП динаміка збільшення величини податкових надходжень залишилась на тому ж самому рівні. Це, можливо, посприяло, і девальвація гривні, яка супроводжувалась збільшенням цін на товари і, як наслідок, визвало значну інфляцію, що в свою чергу збільшило величину податкових надходжень, при зменшені середнього регіонального ВРП.

Починаючи з 2009 року позитивна тенденція у ефективності податкових надходжень змінилась на негативну. Головна причина – фінансова криза. Для того, щоб описати залежність ефективності від часу розглянемо модель залежності ефективності від часового фактора та індикаторних змінних, які враховують вплив фінансової кризи, а також, регресивну частину залежності величини загальних податкових надходжень від величини валового регіонального продукту (рис. 3, 4)(табл. 3).

Таблиця 3.

Багатофакторна модель залежності ефективності від часового фактора та індикаторних змінних.

Multiple Regression - Ef

Dependent variable: Ef

Independent variables: T, D1, D2

Parameter	Estimate	Standard Error	T Statistic	P-Value
CONSTANT	0,188146	0,0439483	4,28107	0,0052
t	0,0140734	0,00670595	2,09865	0,0806
D1	-0,0688884	0,0311274	-2,21311	0,0688
D2	-0,108098	0,0415902	-2,59913	0,0407

Analysis of Variance

Source	Sum of Squares	Df	Mean Square	F-Ratio	P-Value
Model	0,0168635	3	0,00562117	4,75	0,050
Residual	0,00740831	6	0,00123472
Total (Corr.)	0,0242718	9

R-squared = 69,4777 percent

R-squared (adjusted for d.f.) = 54,2166 percent

Standard Error of Est. = 0,0351386

Mean absolute error = 0,0232464

Durbin-Watson statistic = 1,78414

Lag 1 residual autocorrelation = 0,0689457

Модель має вигляд

Модель побудована якісно і пояснює залежність яку досліджуємо приблизна на 70%. Тобто, варіація ефективності на 70% пояснюється варіацією вибраних пояснюючих змінних.

Рис. 6. Багатофакторна модель залежності ефективності від часового фактора та індикаторних змінних.

Модель пояснюється наступним чином: з кожним наступним роком ефективність в середньому збільшується на 0,014 одиниць- тобто збільшення величини валового регіонального продукту в середньому на одну одиницю призведе до збільшення ефективності саме на 0,014 одиниць; зменшення ефективності для 2003 та 2004 років складає в середньому 0,069 одиниць, тобто збільшення валового регіонального продукту на один мільярд гривень в середньому призвело до зменшення ефективності податкових надходжень на 0,069 одиниць; a втрата ефективності, яка пояснюється фінансовою кризою для 2009 та 2010 складає в середньому 0,108 одиниць.

Література

1. Аткинсон Э.Б. Лекции по экономической теории государственного сектора/. Аткинсон Э.Б., Стиглиц Д.Э. – М.: Аспект Пресс, 1995. – 831 с.

2. Брехов С.С. Аналіз впливу податкового навантаження на рівень сплати податків підприємств різної форми власності в м. Києві/ Брехов С.С., Прокопенко В.В.// Науковий вісник Національної академії ДПС України. – 2007. – № 1(33). – С. 116 – 127.

3. Дудко В.С. Економіко-математичне моделювання : навчальний посібник для студ. Вищ. навчал. закл. в 2 частинах: / В.С. Дудко, Т.Д. Краснова, В.В.Лаговський. Ірпінь: НАДПСУ, 2010.-Ч. 1: Економетричні моделі. – 2010. - 448 с.

4. Мельник П. Розрахунок інерційності впливу податків на економіку України / Мельник П., Дудко В., Скрипник A. // Науковий вісник.-1999.-№ 2. –С. 14-20.

5. Предборський В.А. Детінізація економіки у контексті трансформа-ційних процесів. Питання теорії та методології: Монографія. – К.: Кондор, 2005. – 614 с.

6. Скрипник А. Оцінка тіньового сектора економіки України / Скрипник А., Дудко В. // Вісник НБУ. – 2000. – № 4. – С. 16-19.

7. Скрипник А. Моделі мотивації ухилення від сплати податків/ Скрипник А., Межейнікова Л.С. // Науковий вісник .-Ірпінь.-2004.-№ 3(25).-С.65-77.