潘亞嵐

（杭州電子科技大學(xué)會計學(xué)院，浙江杭州310018）

投資率與地方政府增值稅稅源
——基于靜態(tài)和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實證分析

潘亞嵐

（杭州電子科技大學(xué)會計學(xué)院，浙江杭州310018）

文章從全國和省級兩個層次，對我國投資率與地方政府增值稅稅源狀況進(jìn)行描述，并根據(jù)國民收入恒等式從理論上證明，提高投資率將會增加地方政府的增值稅稅源。在此基礎(chǔ)上，使用靜態(tài)和動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，就投資率對地方政府增值稅稅源的影響進(jìn)行實證分析。研究結(jié)果表明：我國的投資率與地方政府增值稅稅源成倒U型曲線關(guān)系；地方政府增值稅稅源在時間上具有連續(xù)性?；谠鲋刀惗愒匆蛩氐目紤]，地方政府有推高投資率的動機，但過高的投資率將侵蝕地方政府增值稅稅源。我國地方政府應(yīng)適當(dāng)控制本轄區(qū)的投資率水平，并保持經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策的穩(wěn)定性。

投資率；地方政府；增值稅稅源；面板數(shù)據(jù)模型

一、引言

投資需求、消費需求和出口需求被視為拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車，盡管學(xué)界普遍認(rèn)為消費需求才是經(jīng)濟(jì)增長的最終動力，但一直以來我國的經(jīng)濟(jì)增長卻始終依賴于投資需求的擴(kuò)張［1］。對于各地區(qū)投資的結(jié)構(gòu)，李嬋娟、李齊云（2013）認(rèn)為，在2001-2010年，我國各地區(qū)的公共基礎(chǔ)設(shè)施投資增速普遍滯后于其他行業(yè)的平均增速，具有明顯的時間和地域特征［2］。周黎安（2007）認(rèn)為，任何投資都需要在一定的激勵下發(fā)生，地方政府正是各地區(qū)投資率居高不下的主要推手［3］。朱漢清（2011）認(rèn)為，中國高投資率的制度根源在于地方政府官員的晉升錦標(biāo)賽制度，通過推高投資率來帶動地方經(jīng)濟(jì)增長，可以使官員在短期內(nèi)獲得升遷資本［4］。同時，也有學(xué)者認(rèn)為，投資的財政激勵效應(yīng)也是地方政府推升投資率的重要因素，Qian and Roland（1998）指出，我國地方政府除了部分自有稅種外，還與中央政府共享增值稅、企業(yè)所得稅等重要稅種，這給地方政府帶來了強烈的財政激勵，即地方政府為了獲得更多的財政收入而大力推進(jìn)轄區(qū)內(nèi)的固定資產(chǎn)投資［5］。增值稅是中央政府與地方政府共享的重要稅種［6］，部分學(xué)者對增值稅稅源的影響因素進(jìn)行過探討，如楊衛(wèi)華、楊靜、侯云潔（2000）分析了政府?dāng)U大內(nèi)需的政策對廣東省增值稅稅源的影響［7］，劉曉嵐（2010）通過西安市9413戶工業(yè)企業(yè)和14493戶商業(yè)企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)分析了增值稅轉(zhuǎn)型改革對增值稅稅源的影響［8］。程娟、肖永梅（2010）也指出，增值稅轉(zhuǎn)型改革不僅能夠直接減輕稅收負(fù)擔(dān)，更能夠增加流動資金，擴(kuò)大企業(yè)固定資產(chǎn)投資需求，因而有利于促進(jìn)企業(yè)的設(shè)備更新改造和高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展［9］。不過，幾乎很少有文獻(xiàn)就投資率對地方政府增值稅稅源進(jìn)行研究。但是，如果Qian and Roland（1998）提出的財政激勵效應(yīng)存在［5］，則地方政府勢必希望通過提高投資率來增加本轄區(qū)內(nèi)的增值稅稅源，以獲得更多的增值稅分成收入，提高自身的可支配財力。因此，本文主要研究投資率對地方政府增值稅稅源的影響，以驗證我國是否存在投資的財政激勵效應(yīng)。

二、我國投資率與增值稅稅源的狀況描述

我國投資率與地方政府增值稅稅源間的對應(yīng)關(guān)系，可以分別從全國和省級兩個層面進(jìn)行描述。其中，投資率由“固定資產(chǎn)投資規(guī)?！碌貐^(qū)生產(chǎn)總值”計算得到，如果一個地區(qū)的投資率越高，則表明該地區(qū)的消費率和出口率越低；地方政府的增值稅稅源由增值稅占比表示，它由“地方政府增值稅收入÷地區(qū)生產(chǎn)總值”計算得到，增值稅占比越高的地區(qū)，表明該地區(qū)地方政府從每單位產(chǎn)值中獲得的增值稅收入越高，即該地區(qū)的增值稅稅源越豐富。

（一）我國2000-2012年投資率與增值稅稅源狀況描述

圖1從時間的縱向維度描述了我國2000-2012年投資率與增值稅稅源的變化情況。

圖1 我國2000-2012年投資率與增值稅稅源狀況

從圖1中可以看出，我國投資率從2000年的36.21%增長到2008年的52.72%，平均每年增長2.06個百分點；此后，由于國際金融危機的影響，我國出臺“四萬億”經(jīng)濟(jì)刺激政策，從而導(dǎo)致投資率由2008年的52.72%急劇增長到2009年的64.15%，并且到2012年達(dá)到69.53%的投資率水平。與此對比，世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫顯示，2008年世界中等收入國家平均投資率為29.6%，中低收入國家為29.4%，即使是投資率較高的東亞和太平洋地區(qū)也僅為39.4%?？梢哉f，我國投資率一直處于偏高的狀態(tài)，而通過提高投資率來刺激經(jīng)濟(jì)增長顯然是不可持續(xù)的。

就地方政府增值稅稅源而言，2000-2007年我國地方政府的平均增值稅占比從1.14%上升到1.37%，呈緩慢上升趨勢，盡管2004年出現(xiàn)突然下降，但該趨勢并未改變。此后，我國平均增值稅占比呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢，特別是從2008年的1.33%降低到2009年的1.21%，降低的幅度相對較大，主要原因是我國2009年實施增值稅由生產(chǎn)型向消費型全面轉(zhuǎn)型，導(dǎo)致地方政府增值稅收入比重明顯降低。到2012年，地方政府平均增值稅占比已經(jīng)降到1.16%，與2001年相接近。

從我國投資率與地方政府增值稅稅源的對比情況來看，在2000-2007年的時間段里，我國投資率與地方政府增值稅稅源的變化趨勢一致，即兩者都處于上升的趨勢。然而，在2008-2012年的時間段里，由于我國為了應(yīng)對國際金融危機，通過“四萬億”經(jīng)濟(jì)刺激政策大幅提高了投資率，但由于2009年開始的增值稅全面轉(zhuǎn)型卻使增值稅占比逐年降低，從而導(dǎo)致投資率與增值稅稅源成反方向變化。

（二）我國2012年各省投資率與增值稅稅源狀況描述

圖2從橫向維度描述了我國2012年各省投資率與地方政府增值稅稅源的狀況。

圖2我國2012年各省投資率與增值稅稅源狀況

圖2 根據(jù)2012年的投資率由低到高對各省份進(jìn)行排序，投資率最低的是廣東省的24.54%，不過由于廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值的基數(shù)較大，其固定資產(chǎn)投資的絕對量還是相對較大的；投資率排名前5的省份中，除吉林外，其他如青海、西藏、甘肅、寧夏等省份都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后的省市。從增值稅稅源的情況來看，西藏的增值稅占比最低，僅0.60%；廣東省的增值稅占比最高，為2.30%。至于投資率與增值稅稅源的對應(yīng)關(guān)系，從圖2中可以發(fā)現(xiàn)，投資率最低的廣東、湖南、北京、遼寧、海南等省市，隨著投資率的上升，增值稅占比有下降的趨勢；但是，就其他省份而言，隨著投資率的提高，增值稅占比并沒有表現(xiàn)出明顯的變化規(guī)律。

三、投資率與地方政府增值稅稅源的模型設(shè)定

（一）投資率對地方政府增值稅稅源影響的理論分析

從總支出的角度來看，國民收入核算恒等式可以表示為：Y=C+I+G。其中，Y表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，C表示消費支出，I表示投資支出，G表示政府支出，由此可見，一個地區(qū)投資規(guī)模的增加將會促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)總值的同步增加。并且從動態(tài)視角來看，投資具有乘數(shù)效應(yīng)，乘數(shù)值為1/（1-MPC），其中MPC為居民的邊際消費傾向。邊際消費傾向是居民消費曲線的斜率，表示居民的收入每增加一個單位所帶來的消費量的增加數(shù)，其數(shù)值通常大于0小于1，因此投資乘數(shù)是一個大于1的數(shù)值，即表明投資增加一個單位，能夠同步帶動消費支出和政府支出的增加。從具體數(shù)值上分析，I增加一個單位，可以誘導(dǎo)C和G增加MPC/（1-MPC）個單位，從而使1個單位的投資帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增加1/（1-MPC）個單位。我國從2009年開始實施消費型增值稅，企業(yè)購進(jìn)固定資產(chǎn)所包含的增值稅進(jìn)項稅額在計算當(dāng)期增值稅應(yīng)納稅額時可以全部抵扣，消費型增值稅僅限于對國民收入核算恒等式中的C+G部分征稅。因此，當(dāng)一個地區(qū)的投資增加1個單位，該地區(qū)的增值稅應(yīng)稅收入增加MPC/（1-MPC）個單位。我國當(dāng)前的增值稅屬于共享稅，其收入由中央政府和地方政府分成，因此從理論上講，投資率的提高將會增加地方政府的增值稅稅源。

（二）投資率對地方政府增值稅稅源影響的計量模型設(shè)定

為了從實證上分析一個地區(qū)投資率對該地區(qū)地方政府增值稅稅源的影響，本文建立如下計量模型：

在式（1）中，增值稅占比padv是本文的被解釋變量，它衡量了地方政府增值稅稅源狀況，如前文所述，它由“地方政府增值稅收入÷地區(qū)生產(chǎn)總值”計算得到，此外本文還以人均增值稅adv作為地方政府增值稅稅源狀況的另一衡量指標(biāo)，并用它來對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗；pinvest是本文的核心解釋變量投資率，它由“固定資產(chǎn)投資規(guī)?！碌貐^(qū)生產(chǎn)總值”計算得到。根據(jù)本文的理論分析，一個地區(qū)的投資率越高，則該地區(qū)的增值稅稅源越豐富，地方政府可以獲得越多的增值稅收入，因此預(yù)期pinvest的符號為正。同時，為了考察pinvest對padv是否存在非線性影響，本文進(jìn)一步引入pin?vest的二次項作為解釋變量，并預(yù)期其符號為負(fù)，即pinvest與padv存在倒U型曲線關(guān)系，其中的原因是：一個地區(qū)固定資產(chǎn)投資未達(dá)到飽和前，其固定資產(chǎn)投資所生產(chǎn)的產(chǎn)品都能被市場需求消化，因此這部分投資屬于有效投資，將有利于增加該地區(qū)的增值稅稅源，此時地方政府的投資率與增值稅稅源成正比；但是隨著投資率的進(jìn)一步提高，該地區(qū)的固定資產(chǎn)投資逐漸達(dá)到飽和，進(jìn)行固定資產(chǎn)投資所生產(chǎn)的產(chǎn)品難以被市場需求消化，這部分投資也就成了無效投資，并且由于市場供給過剩導(dǎo)致無序競爭，進(jìn)一步侵蝕了該地區(qū)的增值稅稅源，此時投資率反而與地方政府的增值稅稅源成反比。

為了獲得更加穩(wěn)健的估計結(jié)果，本文在式（1）中引入一系列與地方政府增值稅稅源相關(guān)的控制變量control，它們是：①城鎮(zhèn)居民人均消費支出expense，我國官方分別統(tǒng)計城鎮(zhèn)居民人均消費支出和農(nóng)村居民人均消費支出，而城鎮(zhèn)居民實際上是商品消費的主力，因此本文選擇城鎮(zhèn)居民人均消費支出作為控制變量。消費者是增值稅最終的負(fù)稅人，居民人均消費支出越高，則地方政府增值稅稅源越豐富，預(yù)期ex?pense的符號為正。②工業(yè)化水平industry，它由“第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值÷地區(qū)生產(chǎn)總值”表示，第二產(chǎn)業(yè)比重越高的地區(qū)工業(yè)化水平越高，而增值稅稅源與工業(yè)化水平有著密切聯(lián)系，因此預(yù)期其符號為正。③人口密度popd，它由每平方公里居住的人口規(guī)模表示，用于刻畫該地區(qū)的社會環(huán)境。④年度啞變量yeard，2008年國際金融危機對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生較大沖擊，因此本文設(shè)置年度啞變量yeard，當(dāng)樣本所屬年度為2008-2012年時，yeard的值為1，否則為0，以考察國際金融危機對我國地方政府增值稅稅源可能存在的影響。

（三）變量的描述性統(tǒng)計

本文使用我國2000-2012年31個省份的省級面板數(shù)據(jù)對上述模型進(jìn)行估計，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2001-2013年《中國統(tǒng)計年鑒》，表1報告了本文中各個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

本文已經(jīng)就增值稅占比padv和投資率pinvest的狀況做了詳細(xì)描述。此外，從表1來看，人均增值稅adv的平均值為245.51元，最小值為30.12元，最大值為2 097.53元，歷年各省份間的差距比較大，其他控制變量也存在相同的情況。年度啞變量的平均值為0.38，這表明有38%的樣本處于2008-2012年的時間段里。

四、投資率與地方政府增值稅稅源的實證分析

（一）模型估計結(jié)果分析

本文使用stata12.1軟件對式（1）進(jìn)行估計，為了使數(shù)據(jù)更加平滑，我們先對各連續(xù)變量進(jìn)行取對數(shù)處理。在表2中，模型1是OLS方法的估計結(jié)果，模型2是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果，模型3是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果，它們都使用無需球型擾動項假設(shè)就能計算得到的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，從而使估計結(jié)果更為有效［10］。此外，本文進(jìn)一步引入被解釋變量的滯后項作為解釋變量，從而建立動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，以考察地方政府增值稅稅源過去值對當(dāng)期值存在的影響。由于動態(tài)面板數(shù)據(jù)可能存在的內(nèi)生性問題，本文運用Arellano and Bond（1991）提出的差分GMM估計方法［11］和Blundell and Bond（1998）提出的系統(tǒng)GMM估計方法［12］對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計，它們使用所有可能的滯后變量作為工具變量，可以獲得一致的估計結(jié)果。模型4報告了差分GMM的估計結(jié)果，模型5報告了系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果。同時，在應(yīng)用差分GMM和系統(tǒng)GMM方法時，還需要使用Arellano-bond檢驗對模型擾動項進(jìn)行相關(guān)性檢驗，使用Sargan檢驗對工具變量進(jìn)行過度識別檢驗［13］，表2也報告了相應(yīng)的檢驗結(jié)果。

在表2中，我們通過Hausman檢驗對模型2和模型3進(jìn)行選擇，結(jié)果顯示Hausman值為8.07，適合建立隨機效應(yīng)模型。模型4的Arellano-bond檢驗表明，擾動項的一階差分存在一階負(fù)相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，因此接受擾動項eit序列不存在自相關(guān)的原假設(shè)。但是模型5的Arellano-bond檢驗表明，擾動項存在二階自相關(guān)，說明擾動項eit序列存在自相關(guān)，此時使用GMM方法不能獲得一致估計。同時，Sargan檢驗顯示，模型4和模型5的工具變量都是有效的。從模型1到模型4的估計結(jié)果來看，ln_pinvest的系數(shù)顯著為正，而ln_pinvest2的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明投資率與地方政府增值稅稅源存在顯著的倒U型曲線關(guān)系，即隨著一個地區(qū)投資率的上升，該地區(qū)地方政府增值稅占比也隨之增加，但是當(dāng)投資率上升到一定程度，投資達(dá)到飽和以后，投資率的進(jìn)一步上升反而會減少地方政府增值稅占比。在模型4中，L1. ln_padv和L2.ln_padv的系數(shù)都顯著為正，且前者的數(shù)值要大于后者，這表明增值稅稅源的過去值與當(dāng)期值存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且1期滯后項對當(dāng)期值的影響要大于2期滯后項。此外，從控制變量的估計結(jié)果來看，ln_expense和ln_in?dustry的系數(shù)在絕大部分模型中都顯著為正，這表明城鎮(zhèn)居民人均消費支出、工業(yè)化水平與地方政府增值稅稅源成顯著的正相關(guān)關(guān)系；ln_popd和yeard的估計結(jié)果并不穩(wěn)定，表明它們對地方政府增值稅稅源的影響可能比較小。

（二）進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步驗證投資率對地方政府增值稅稅源存在的影響，使實證分析結(jié)果更加可靠，本文以地方政府的人均增值稅收入adv作為增值稅稅源的另一衡量指標(biāo)，對式（1）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在模型估計過程中，也對adv做了取對數(shù)處理。表3報告了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，與表2的結(jié)果一致，模型6是OLS估計結(jié)果，模型7和模型8是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果，而模型9和10則分別是動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型差分GMM和系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果。

表2 實證分析結(jié)果

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表3

在表3中，通過Hausman檢驗對模型7和模型8進(jìn)行選擇，結(jié)果Hausman值為13.32，適合建立固定效應(yīng)模型；模型9和模型10的Arellano-bond檢驗表明，擾動項的一階差分存在二階自相關(guān)，這說明擾動項eit序列存在自相關(guān)，此時使用GMM方法不能獲得一致估計，因此模型9和模型10的估計是有偏的，不過為了保持結(jié)果的完整性，這里仍報告它們的估計結(jié)果作為參照。從模型6到模型8的估計結(jié)果來看，ln_pin?vest的系數(shù)顯著為正，而ln_pinvest2的系數(shù)顯著為負(fù)，進(jìn)一步證明我國各省份投資率與地方政府增值稅稅源存在的倒U型曲線關(guān)系，而且這一結(jié)果從經(jīng)驗數(shù)據(jù)的角度來看是非常穩(wěn)健的。同時，從控制變量的估計結(jié)果來看，ln_expense和ln_in?dustry的估計結(jié)果也與表2一致，實證結(jié)果也相當(dāng)穩(wěn)健。

五、簡要結(jié)論

本文分別從全國和省級兩個層次，對我國投資率與地方政府增值稅稅源狀況進(jìn)行描述，并根據(jù)國民收入恒等式的原理，就投資率對增值稅稅源的影響進(jìn)行理論分析，在此基礎(chǔ)上建立計量模型就投資率對地方政府增值稅稅源的影響進(jìn)行實證檢驗。研究結(jié)果表明：①全部線性回歸模型、靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和部分動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果都顯示，投資率與地方政府增值稅稅源成倒U型曲線關(guān)系，即隨著投資率的增加，我國地方政府的增值稅稅源也隨之增加，這與本文運用國民收入核算恒等式對投資率與地方政府增值稅稅源進(jìn)行理論分析得到的結(jié)果相一致；同時，當(dāng)投資率達(dá)到較高水平以后，如果地方政府再盲目地推高投資率水平，將會導(dǎo)致地區(qū)產(chǎn)能過剩，從而侵蝕增值稅稅基，進(jìn)而導(dǎo)致地方政府增值稅稅源減少，這也與本文的預(yù)期結(jié)果一致。②模型4的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型結(jié)果顯示，增值稅稅源的1期和2期滯后項都與其當(dāng)期值顯著正相關(guān)，且1期滯后項對當(dāng)期值的影響要大于2期滯后項，表明地方政府增值稅稅源在時間上具有連續(xù)性。同時，本文將地方政府增值稅稅源由增值稅占比替換成人均增值稅收入，對模型進(jìn)行進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)本文建立的線性回歸模型和靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果非常穩(wěn)健，但動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果欠缺穩(wěn)健。

根據(jù)理論分析與實證分析的結(jié)果，本文提出的政策建議有：①由于投資率與地方政府增值稅稅源存在倒U型曲線關(guān)系，我國地方政府應(yīng)將本地區(qū)的投資率控制在恰當(dāng)水平以內(nèi)，不能為了追求政績而盲目推高本地區(qū)的投資率水平，以免導(dǎo)致投資過剩，侵蝕增值稅稅基。具體到現(xiàn)實中，我們從圖1中看到，我國的投資率由2000年的36.21%一路上漲到2012年的69.63%，歷年來屢創(chuàng)新高，顯然如此高的投資率水平已經(jīng)幾乎沒有進(jìn)一步提升的空間，而由此導(dǎo)致的鋼鐵、水泥等行業(yè)的產(chǎn)能過剩，也已經(jīng)成為我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型所面臨的主要困境。因此，我國地方政府應(yīng)該全面深刻地認(rèn)識投資率與增值稅稅源所存在的辯證關(guān)系，適當(dāng)降低轄區(qū)內(nèi)的投資率水平，并在此基礎(chǔ)上重點調(diào)整投資結(jié)構(gòu)，在稅收政策支持、項目審批、金融扶持等方面向高科技、低能耗的投資項目傾斜，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)的同時也能鞏固本轄區(qū)的增值稅稅基。②動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果表明地方政府增值稅稅源在時間上具有連續(xù)性，盡管這一結(jié)果欠缺穩(wěn)健，但是政府在制定相關(guān)經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策時也還是應(yīng)該保持政策本身的連續(xù)性，特別是在面對金融危機等較為嚴(yán)重的宏觀經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)折時，更應(yīng)該保持穩(wěn)定而非激進(jìn)的經(jīng)濟(jì)調(diào)整政策，以保持宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定與持續(xù)發(fā)展，防止政府財政收入出現(xiàn)較大波動。

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［責(zé)任編輯：張兵］

Investment Rates and Value-added Tax Sources of Local Governments—An Empirical Analysis Based on Static and Dynamic Panel Data Model

PAN Ya-lan
（School of Accounting，Hangzhou Dianzi University，Hangzhou 310018，China)

The paper describes the status of China’s investment rates and value-added tax sources of local governments from both national and provincial levels.According to the national income identity，it proves theoretically that the increase of invest?ment rate can also expand value-added tax sources of local governments.Based on this，this paper uses static and dynamic pan?el data model to carry out an empirical analysis of the impact of investment rate on value-added tax sources of local govern?ments.The research results show that，the investment rate and local government’s value-added tax sources are in the inverted U curve relation in China’and the value-added tax sources of local governments have continuity in time.Based on the consider?ation of value-added tax sources，local governments have an incentive to push up the investment rates，but high investment rate will erode value-added tax sources of local governments.Therefore，China’s local governments should control investment rates appropriately，and maintain the stability of economic regulation and control policy.

investment rate；local government；value-added tax source；panel data model

F810.422

A

1007-5097（2014）03-0091-05

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.03.018

2013-08-28

教育部人文社科基金項目“促進(jìn)創(chuàng)新要素投入與產(chǎn)業(yè)升級的財稅政策研究”（09YJA790057）

潘亞嵐（1965-），女，浙江新昌人，教授，副院長，研究方向：稅收理論與政策。