孫 正

(天津財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，天津 300202)

流轉(zhuǎn)稅改革促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進升級嗎?
——基于“營改增”視角的PVAR模型分析

孫 正

(天津財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，天津 300202)

文章基于Baumol(1967)提出的非均衡增長模型，在考察新一輪財稅改革的基礎上，通過簡單的理論分析，考察“營改增”與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進升級之間的內(nèi)在經(jīng)濟邏輯。繼而以1995-2014年我國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，并利用面板向量自回歸(PVAR)模型，實證分析了“營改增”改革對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)從廣義矩估計與脈沖響應結(jié)果看，以“營改增”為主線索的新一輪流轉(zhuǎn)稅改革提高了國民經(jīng)濟中第三產(chǎn)業(yè)的比重，降低了第二產(chǎn)業(yè)的比重，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級演進；(2)由方差分解結(jié)果可知，營業(yè)稅變量對第二產(chǎn)業(yè)的政策沖擊作用更大，而增值稅變量對第三產(chǎn)業(yè)的政策沖擊作用更大，綜合來看流轉(zhuǎn)稅改革對第三產(chǎn)業(yè)的影響程度大于第二產(chǎn)業(yè)。

“營改增”；流轉(zhuǎn)稅；PVAR；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

一、引言與文獻綜述

當前，我國經(jīng)濟發(fā)展進入了新常態(tài)，增速放緩，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)陷入過剩困局，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整迫在眉睫，中國經(jīng)濟經(jīng)過30多年的粗放式發(fā)展，經(jīng)濟和社會發(fā)展面臨的資源和環(huán)境約束日益強化。因此，國家將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級作為當前工作的重中之重，現(xiàn)實經(jīng)濟中影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進升級的因素復雜多變，這其中財稅政策無疑是關鍵因素之一。目前大多數(shù)研究認為中國第二產(chǎn)業(yè)比重過高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與政府財稅政策息息相關，政府稅制改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進具有重要的推動效應，政府可以通過增加財政支出來改善基礎設施，并對產(chǎn)業(yè)多樣化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供因勢利導的支持。同時，財稅體制改革作為政府宏觀調(diào)控的重要政策工具制度成本最小，并能很好地體現(xiàn)一個國家或地區(qū)在特定時期產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整的方向與力度。因此，財稅改革也是我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重大調(diào)整的主要推動力。

事實上，政府大部分產(chǎn)業(yè)政策的出臺都是圍繞著稅收工具展開，或者有具體的財稅政策予以配套。與稅制改革比較，無論是稅收優(yōu)惠，抑或是財政支持，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的促進作用操作性不強，而稅制改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響更為徹底。以“營改增”為主線索的流轉(zhuǎn)稅改革是我國近年來最重要的稅制改革之一，也是我國結(jié)構(gòu)性減稅的重要組成部分，牽扯到我國營業(yè)稅與增值稅兩大稅種，對三次產(chǎn)業(yè)的行業(yè)稅負、投資收益率、投資結(jié)構(gòu)和資源配置的方向具有深遠的影響。本文研究“營改增”與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進之間的內(nèi)在邏輯關系有利于深化認識稅制改革，并進一步解釋稅制改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時空演進的正向促進作用與傳導機制。從理論和實證兩個層面考察“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進理論的構(gòu)建，充分發(fā)揮財政“定向誘導”功能，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，特別是經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與結(jié)構(gòu)調(diào)整背景下產(chǎn)業(yè)政策的出臺具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

財稅改革既可以直接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷，又可以通過間接的渠道影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進升級。第一，稅制改革通過稅負直接影響各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟成本，進而使資源在各產(chǎn)業(yè)之間重新配置；第二，財稅政策間接影響不同產(chǎn)業(yè)內(nèi)部和各產(chǎn)業(yè)之間的平衡關系。隨著“營改增”推廣到全行業(yè)，增值稅徹底取代營業(yè)稅，原來并行于第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的營業(yè)稅、增值稅二元稅制模式，徹底轉(zhuǎn)變?yōu)橐栽鲋刀悶橹黧w的流轉(zhuǎn)稅一元稅制模式，改善了國民經(jīng)濟中各產(chǎn)業(yè)之間資源配置的扭曲程度，一定程度上降低了第三產(chǎn)業(yè)稅負，將促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級?！盃I改增”主要是通過以下兩個方面來影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的：其一，基于對稅收歸宿理論的認知，“營改增”最終會降低居民的實際商品稅負擔，增加居民可支配收入，隨著可支配收入的增加，由于工業(yè)品與服務的需求彈性有差別，必然帶來第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)商品需求此消彼長的變動；其二，基于對稅收在經(jīng)濟運行中性質(zhì)和作用機理的認識，作為一個主體稅種，營業(yè)稅總體稅負比增值稅高1/3左右，營業(yè)稅主要存在于服務業(yè)，增值稅主要存在于第二產(chǎn)業(yè)，隨著“營改增”徹底推廣到全行業(yè)，必然帶來第三產(chǎn)業(yè)宏觀稅負相對于第二產(chǎn)業(yè)下降，形成政策洼地，進而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進升級。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進受到國內(nèi)外學者的廣泛關注，國外文獻主要是通過恩格爾效應和鮑莫爾效應對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進行解讀的。恩格爾效應認為，隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，個人或家庭對農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務的需求之收入彈性的差異，會帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷(Kongsamut，Rebelo和Xie，2001；Buera和Kaboski，2012)。鮑莫爾效應主要是以提高全要素生產(chǎn)率來對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷進行解釋的，隨著全要素生產(chǎn)率在不同產(chǎn)業(yè)與部門之間的調(diào)整，會帶來勞動力在不同部門之間的重新調(diào)配，進而會帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷(Ngai和Pissarides，2004；Acemoglu和Guerrieri，2008)。

國內(nèi)學者的研究大都集中于微觀領域，很少從宏觀層面上研究稅制改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響。柳光強、田文寵(2012)對我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)稅收優(yōu)惠政策進行考察，提出了加快發(fā)展我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的稅制設想。魏福成等(2013)以新政治經(jīng)濟學為分析工具，考察了中國式分權(quán)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的抑制作用。王文舉、向其鳳(2014)構(gòu)建了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的投入產(chǎn)出動態(tài)模型，對產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)進行了預測。另外，國內(nèi)學者還考察了財政支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的內(nèi)在經(jīng)濟邏輯。石奇、孔群喜(2012)分析了政府生產(chǎn)性支出對不同產(chǎn)業(yè)資本積累的影響，認為財政支出重新配置了不同產(chǎn)業(yè)之間生產(chǎn)要素的投入。褚敏、靳濤(2013)研究發(fā)現(xiàn)中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的大背景一定程度上拖累了中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，特別指出了中國特色財政支出的行政壟斷是抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要因素。部分學者也從土地財政視角對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化問題進行了解讀。曹廣忠等(2007)從當前中國地方政府土地財政激勵的視角考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，實證檢驗了地方政府土地出讓對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的促進作用。國亮、王一笑(2015)在地方政府預算軟約束的前提下實證分析了土地財政對不同產(chǎn)業(yè)稅負的影響，進而考察其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響。李勇剛、王猛(2015)則發(fā)現(xiàn)土地財政明顯阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的服務化，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

綜上所述，國內(nèi)學者主要從財政政策和稅收優(yōu)惠兩個方面考察其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響。本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：首先，將“營改增”變量引入Baumol(1967)提出的非均衡增長模型，通過簡單的理論分析，考察流轉(zhuǎn)稅改革影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的作用機理與傳導機制，研究發(fā)現(xiàn)“營改增”徹底推廣到全行業(yè)以后，降低了第三產(chǎn)業(yè)的稅負，提高了第三產(chǎn)業(yè)的投資收益率，進而改變了要素投入結(jié)構(gòu)、優(yōu)化了資源配置，最終將實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級演進。理論模型的構(gòu)建為后續(xù)學者的研究提供了新的理論視角，并豐富了相關文獻研究。其次，鑒于“營改增”于2016年5月1日才徹底推廣到全行業(yè)，前人研究受“營改增”推行時間的客觀限制，具有一定的局限性，很少系統(tǒng)全面考察“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響。為此，本文利用面板向量自回歸模型，從廣義矩估計(GMM)、脈沖響應和方差分解等多個維度全面、直觀地考察了“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響，并定量測算了“營改增”對第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)政策沖擊作用的大小。最后，通過方差分解考察以“營改增”為主線索的流轉(zhuǎn)稅改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的貢獻程度，并比較了營業(yè)稅與增值稅兩個變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響程度的大小。

二、簡單理論分析

(一)流轉(zhuǎn)稅改革影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的作用機理。一個國家(地區(qū))影響產(chǎn)業(yè)升級演進最重要的因素就是資本回報率。同時，一個國家(地區(qū))的宏觀稅負和不同產(chǎn)業(yè)的稅負也是影響資本回報率的關鍵因素。2016年5月1日，我國“營改增”徹底推廣到全行業(yè)，貫通了第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部之間的增值稅抵扣鏈條，對營業(yè)稅來說，增值稅的稅負低約1/3。因此，“營改增”對第三產(chǎn)業(yè)實質(zhì)上是一種變相的減稅。同時，“營改增”試點實施四年多以來，減稅的絕對規(guī)模超過一萬億元，降低了整個經(jīng)濟體的宏觀稅負，加之其他配套的減稅措施，為二三產(chǎn)業(yè)的相互融合提供了更寬松的稅制環(huán)境?！盃I改增”主要通過以下幾個渠道影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級演進：

1.行業(yè)稅負效應。一方面，以“營改增”為主線索的稅制改革所帶來的減稅效應，降低了第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的總體稅負，也就是說無論是制造業(yè)、服務業(yè)，還是商貿(mào)業(yè)，其稅負都有所降低，有利于社會資源更多地配置到這兩個產(chǎn)業(yè)；另一方面，“營改增”實施后，第三產(chǎn)業(yè)取得的增值稅進項稅額可以抵扣，直接降低了第三產(chǎn)業(yè)的行業(yè)稅負，而且相對于第二產(chǎn)業(yè)，“營改增”對第三產(chǎn)業(yè)的稅負降低效應更大。因此，“營改增”徹底推廣到全行業(yè)以后，總體來看對第三產(chǎn)業(yè)稅負的降低效應更明顯。

2.資源配置效應。增值稅具有稅收中性的特點。一方面，隨著二三產(chǎn)業(yè)之間以及第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部增值稅抵扣鏈條的完善，減少了稅收對資源配置的扭曲，使資源在行業(yè)、產(chǎn)業(yè)之間的配置更趨合理，有利于第三產(chǎn)業(yè)的要素整合，提高其資源配置效率，引導資源更多地配置到第三產(chǎn)業(yè)；另一方面，“營改增”改變了第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的相對資金成本，相對于第二產(chǎn)業(yè)，提高了第三產(chǎn)業(yè)的資本回報率，資本的逐利性決定了企業(yè)必然會進入資本回報率高的產(chǎn)業(yè)，最終改變企業(yè)的投資行為與生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，使社會資源和社會資本更多地配置到第三產(chǎn)業(yè)，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級演進。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應。營業(yè)稅具有重復征稅的弊端，“營改增”徹底避免了對服務業(yè)的重復征稅，消除了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的稅收制度性障礙，有利于產(chǎn)業(yè)之間分工細化與產(chǎn)業(yè)之間的融合發(fā)展，產(chǎn)業(yè)發(fā)展也從以產(chǎn)品為中心逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐苑諡橹行?，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務化，進而提升產(chǎn)業(yè)層次。特別是以“營改增”為主線索的流轉(zhuǎn)稅改革所形成的下游企業(yè)增值稅進項稅抵扣與企業(yè)本身進項稅抵扣的雙重效應，對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展壯大的政策支持效應明顯。另外，“營改增”改革以后，第二產(chǎn)業(yè)購買服務產(chǎn)品，尤其是基礎研發(fā)、技術(shù)咨詢等生產(chǎn)性服務，可以相應抵扣一部分進項稅，有利于傳統(tǒng)工業(yè)向服務型工業(yè)轉(zhuǎn)型。

(二)簡單理論模型構(gòu)建。我們將流轉(zhuǎn)稅改革變量引入Baumol(1967)提出的非均衡增長模型，借鑒李勇剛和王猛(2015)文獻基礎上，構(gòu)建一個包含第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)兩部門的理論模型，用以考察“營改增”影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進升級的作用機制，從“營改增”視角為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進提供一個合理的經(jīng)濟解釋。由于2015年我國第一產(chǎn)業(yè)只占經(jīng)濟總量的5.1%，因此“營改增”對第一產(chǎn)業(yè)的作用很有限。我們假設經(jīng)濟系統(tǒng)中只有第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)，模型中只考慮“營改增”對這兩個行業(yè)的影響。其中，假設第二產(chǎn)業(yè)主要投入包括勞動、資本和財政支出；鑒于第三產(chǎn)業(yè)主要是服務業(yè)，其主要投入的生產(chǎn)要素為勞動和第二部門的一部分產(chǎn)品作為中間投入。引入“營改增”的非均衡增長模型各表達式為：

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

其中：Lit、Kit和Git分別表示國民經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)投入的勞動、資本與政府支出，政府支出主要來源于稅收，可近似等價于稅收。seinduit為國民經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)最終產(chǎn)出，teinduit為國民經(jīng)濟中第三產(chǎn)業(yè)最終產(chǎn)出，0<α<1，0<β<1，0<γ<1，0<σ<1，ε>1，α、β和γ分別表示第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過程中投入的勞動、資本和政府支出三要素的產(chǎn)出彈性，ε表示作為第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過程中投入的部分第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的產(chǎn)出彈性。κ為儲蓄率，n和g分別表示勞動和財政支出兩個要素的增長率，ρ為從事第二產(chǎn)業(yè)勞動力占總勞動力的比重。那么，由式(1)與式(3)聯(lián)立，可以得到資本增長率的表達式為：

(7)

式(8)為資本增長率πκ所求關于時間t的導數(shù)，由式(3)至式(5)和式(7)聯(lián)立可得：

(8)

πκ=(αn+γg)/(1-β)

(9)

同時，由式(1)與式(9)聯(lián)立可以得到第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出增長率：

πseindu=αn+βπκ+γg=(αn+γg)/(1-β)

(10)

由式(2)與式(9)聯(lián)立可以得到第三產(chǎn)業(yè)的增長率：

πteindu=ρn+επseindu=[(1-β)ρn+αεn+γεg]/(1-β)

(11)

“營改增”徹底推廣到全行業(yè)，增值稅取代營業(yè)稅，也就意味著營業(yè)稅、增值稅并行于第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的流轉(zhuǎn)稅二元稅制模式轉(zhuǎn)化為一元稅制模式，“營改增”從本質(zhì)上說是第三產(chǎn)業(yè)稅負的降低，有利于資源配置傾向于第三產(chǎn)業(yè)，促進傳統(tǒng)工業(yè)服務化。為了更好地考察“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，本文令λ表示第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長率與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長率的比值，即：λ=πteindu/πseindu，如果“營改增”帶來第三產(chǎn)業(yè)的增長速度快于第二產(chǎn)業(yè)的增長速度，那么我們就認為“營改增”促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進升級，可以得到：

λ=πteindu/πseindu=[(1-β)ρn+αεn+γεg]/(αn+γg)=(1-β)ρn/(αn+γg)+ε

(12)

由式(6)可知財政支出增長率等于稅收增長率：g=τ，故兩部分產(chǎn)出比又可以表述為：

λ=(1-β)ρn/(αn+γτ)+ε

(13)

中國政府官員政績考核的最重要指標就是GDP，為了獲得政績，地方政府會竭盡所能整合所有經(jīng)濟和政治資源來發(fā)展本地經(jīng)濟。由式(2)可知，政府財政支出是地方經(jīng)濟發(fā)展的重要投入之一，財政支出的增加必然倒逼地方政府擴大稅源，提高稅收收入，而稅收的增速又主要與經(jīng)濟、政策、稅制和管理等因素息息相關。而本文主要考慮“營改增”這個變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響，基于前述邏輯可知，“營改增”實際上是一種變相的減稅。據(jù)統(tǒng)計，“營改增”試點四年以來，減稅規(guī)模超過一萬億。這也就意味著稅收增長率與“營改增”之間存在著負相關關系，用公式表示為：τ=f(taxsys)，f′(taxsys)<0，taxsys表示“營改增”。稅收增長率也就是政府財政支出增長率，將τ=f(taxsys)代入式(13)可得：

λ=(1-β)ρn/[αn+f(taxsys)γ]+ε

(14)

對不同的參數(shù)值，會帶來λ經(jīng)濟含義的不同，相應地存在著三種不同的經(jīng)濟解釋：第一，當(1-β)ρn>(1-ε)[αn+f(taxsys)γ]，此時λ>1，那么πteindu>πseindu，這時的經(jīng)濟含義為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的相對增長速度更快。第二，當(1-β)ρn=(1-ε)[αn+f(taxsys)γ]時，此時λ=1，那么πteindu=πseindu，這時的經(jīng)濟含義為第三產(chǎn)業(yè)的增長速度與第二產(chǎn)業(yè)的增長速度相等。當(1-β)ρn<(1-ε)[αn+f(taxsys)γ]，此時λ<1，那么πteindu<πseindu，這時的經(jīng)濟含義為第二產(chǎn)業(yè)的相對增長速度更快。進一步，我們對式(14)求導數(shù)分別有：

?λ/?taxsys=-{(1-β)γρn/[αn+f(taxsys)γ]2}f′(taxsys)

(15)

?λ/?taxsys>0

(16)

由式(16)可知，λ與taxsys(營改增)之間存在正相關關系，也就是說“營改增”改革會引起λ的提高?！盃I改增”實施后，營業(yè)稅、增值稅和流轉(zhuǎn)稅三個稅種收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重必然發(fā)生改變，這種“占比”的改變，必定改變二三產(chǎn)業(yè)的相對稅負，進而改變資本回報率，導致投資明顯向第三產(chǎn)業(yè)傾斜。經(jīng)過測算，隨著時間的推移，營業(yè)稅占GDP的比重由2012年的2.9%降低到2015年的2.6%，增值稅占GDP的比重由2012年的4.8%降低到2015年的4.6%，流轉(zhuǎn)稅占GDP的比重由9.3%降低到8.9%。與此同時，三產(chǎn)固定資產(chǎn)投資占全社會固定投資的比重由2012年的52.6%提高到2015年的56.6%，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重也提高了5個百分點，超過50%。那么，相應的經(jīng)濟含義可以解讀為，隨著“營改增”徹底推廣到全行業(yè)，“營改增”所帶來的行業(yè)、產(chǎn)業(yè)稅負的改變，將使第三產(chǎn)業(yè)的增長速度快于第二產(chǎn)業(yè)的增長速度，這說明流轉(zhuǎn)稅改革促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進升級。在此基礎上，本文提出有待檢驗的命題：隨著“營改增”徹底推廣到全行業(yè)，基于“營改增”視角的流轉(zhuǎn)稅改革將會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進升級。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

財稅改革是經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關鍵因素，在前述“營改增”影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷簡單理論分析的基礎上。為進一步系統(tǒng)描述“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響，本文采用面板向量自回歸(PVAR)模型，運用30個省級單位1995-2014年的面板數(shù)據(jù)，實證分析流轉(zhuǎn)稅改革與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的內(nèi)在經(jīng)濟邏輯。PVAR模型兼具時間序列與面板數(shù)據(jù)優(yōu)點，并且可以多層次、多角度刻畫“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響。

(一)計量模型構(gòu)建。設定如下計量模型來考察“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的沖擊效應：

(17)

(18)

(19)

(20)

其中：prinduit-p、seinduit-p和teinduit-p分別為國民經(jīng)濟三次產(chǎn)業(yè)滯后P階作為動態(tài)面板模型的解釋變量，tax為核心解釋變量“營改增”，包括流轉(zhuǎn)稅、營業(yè)稅和增值稅，Xit-p為計量模型控制變量組。

面板向量自回歸(PVAR)模型，不但可以清晰描述“營改增”對國民經(jīng)濟中三次產(chǎn)業(yè)受政策沖擊時動態(tài)反應的差異性，還能夠更好地控制樣本中不可觀測的個體異質(zhì)性。計量模型同時考察了核心解釋變量、控制變量組對本地區(qū)和其他地區(qū)政策沖擊的聯(lián)動反應，這種模型的設計可以更好地刻畫不同解釋變量影響被解釋變量的傳導機制。

(二)變量與數(shù)據(jù)。

1.數(shù)據(jù)來源。樣本選取30個省份的數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1995-2014年，共20個年度的數(shù)據(jù)組。由于重慶1997年設直轄市，缺少1995年和1996年數(shù)據(jù)，所以本文面板數(shù)據(jù)為非平衡面板。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)主要來源于1996-2015年《中國統(tǒng)計年鑒》以及30個省級單位的統(tǒng)計年鑒，流轉(zhuǎn)稅、營業(yè)稅和增值稅等稅收相關數(shù)據(jù)來源于《中國財政年鑒》和《中國稅收年鑒》，控制變量組數(shù)據(jù)主要通過《中國統(tǒng)計年鑒》《中國對外經(jīng)貿(mào)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟年鑒》《中國人口統(tǒng)計年鑒》以及wind數(shù)據(jù)庫等獲取。

2.變量設定與數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計。被解釋變量：主要包括國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的占比。其中，(prinduit)為國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重，prinduit-1為上一期第一產(chǎn)業(yè)比重；(seinduit)為國民經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重，seinduit-1為上一期第二產(chǎn)業(yè)比重；(teinduit)為國民經(jīng)濟中第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重，teinduit-1為上一期第三產(chǎn)業(yè)比重。

在此次優(yōu)課比賽中，筆者正是因為一段個人才藝展示贏得了學生的肯定和達到激發(fā)學生學習興趣的目的。在平日里，教師可以通過自身的才藝展示或扎實的基本功展示進行導入，也可以通過學生對學習成果的展示導入。這樣，學生對教師的展示會表現(xiàn)出贊賞和佩服，教學過程中會虛心求教，努力學習。

核心解釋變量：計量模型中將tax變量設定為核心解釋變量，主要包括流轉(zhuǎn)稅(turtit表示各省級單位營業(yè)稅、增值稅、消費稅之和)、營業(yè)稅(stit)、增值稅(vatit)三個變量。隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，一個國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會在市場力量的作用下重新調(diào)整，但這種調(diào)整期限比較長也相對緩慢，要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的進程，必須依靠政府這

表1 主要變量說明

注：變量為作者定義。

只看得見的手，而政府影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最重要的政策手段就是財稅政策。本文主要研究目的就是考察“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的沖擊。因此，本文將上述三個變量設定為計量模型的主要政策沖擊變量。

其他控制變量：控制變量組主要考察其他影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的系統(tǒng)性因素：(1)固定資產(chǎn)投資比率(faiit)；(2)城鎮(zhèn)化率(urbit)；(3)利用外資水平(fdiit)；(4)經(jīng)濟開放程度(eoit)；(5)經(jīng)濟發(fā)展程度(pgdpit)；(6)人口密度(pdenit)。見表1和表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

資料來源：見前述“數(shù)據(jù)來源”部分的闡述。

四、實證分析

本文將營業(yè)稅、增值稅與流轉(zhuǎn)稅占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重設定為“營改增”變量。隨著“營改增”于2012年1月1日開始試點實行，到2016年5月1日開始徹底推廣到全行業(yè)，那么營業(yè)稅、增值稅和流轉(zhuǎn)稅占GDP的比重必然因受這次改革的影響而發(fā)生改變，不同稅種稅負的改變推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級演進。為了更好地描述政策沖擊的效果，本文通過PVAR模型的GMM估計、脈沖響應和方差分解三個維度進行實證分析。另外，依據(jù)前面式(18)至式(20)所示計量模型，估計“營改增”改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的影響之前，需要對模型中各變量序列的平穩(wěn)性進行檢驗，主要目的是防止出現(xiàn)虛假回歸。

(一)平穩(wěn)性檢驗?？紤]到各個檢驗方法的優(yōu)劣，為了更全面檢驗變量的平穩(wěn)性，借助于stata12軟件，本文選擇IPS檢驗、LLC檢驗和HT檢驗三種方法，考察主要變量的平穩(wěn)性，得出結(jié)果見表3。結(jié)果顯示各變量平穩(wěn)，可以進行后續(xù)計量檢驗。

表3 各序列平穩(wěn)性檢驗

注：*、**和***分別表示該系數(shù)在10%、5%和1%的置信水平通過檢驗。表4同。

(二)面板向量自回歸(PVAR)的參數(shù)估計。對計量模型(18)-(20)進行檢驗，主要是借助連玉君(2010)編寫的PVAR2程序包。結(jié)合模型的有效性與穩(wěn)定性，采用(AIC)信息準則判定PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，檢驗結(jié)果顯示最優(yōu)滯后階數(shù)均為二階。通過計量模型設定可知，模型的解釋變量中包含被解釋變量的滯后項，為了更好地控制個體效應和內(nèi)生性問題，本文采用廣義矩估計方法(GMM)對模型參數(shù)進行有效估計。

(三)主要變量實證結(jié)果分析。為了更全面地考察“營改增”對三次產(chǎn)業(yè)的政策沖擊效應，我們通過廣義矩估計、脈沖響應圖和方差分解三個維度來考察其內(nèi)在經(jīng)濟邏輯。

表4 PVAR模型的GMM估計結(jié)果(第一產(chǎn)業(yè))

注：使用stata12軟件整理，h表示對各個變量進行前向差分，括號內(nèi)數(shù)字為估計系數(shù)的t檢驗值。

1.第一產(chǎn)業(yè)。由傳統(tǒng)VAR模型的原理可知，面板向量自回歸模型并不區(qū)分內(nèi)生變量與外生變量，而是將所有的變量都等同為內(nèi)生變量。所以這里把產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量、營業(yè)稅、增值稅和流轉(zhuǎn)稅等均作為PVAR模型的內(nèi)生變量。進行“營改增”改革對第一產(chǎn)業(yè)占比政策沖擊的檢驗，主要來自式(18)的實證分析結(jié)果。由表4估計結(jié)果可見，被解釋變量為h_prindu方程中，滯后一期與滯后二期的h_sat與h_vat變量的實證檢驗結(jié)果都不顯著，“營改增”對第一產(chǎn)業(yè)的占比變動沒有影響，或是解釋力度不大，這主要是由于流轉(zhuǎn)稅以第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)為課稅主體。另外，滯后一期與滯后二期變量h_prindu系數(shù)都為正，這說明第一產(chǎn)業(yè)所占比重存在著自我增強機制。通過對比，由被解釋變量為h_sat和h_vat的方程可見，第一產(chǎn)業(yè)、營業(yè)稅和增值稅變量之間PVAR模型的GMM估計結(jié)果不顯著，這也從側(cè)面說明“營改增”對第一產(chǎn)業(yè)變動沒有影響。

脈沖響應函數(shù)是從動態(tài)反應角度判定各變量間時滯關系的一種方法，這種動態(tài)反應主要是通過隨機擾動項的一個標準信息差的沖擊對其他變量當前和未來值的影響軌跡來衡量，可以很直觀地刻畫變量之間的動態(tài)交互效應。圖1是本文通過蒙特卡羅500次模擬得到的“營改增”對第一產(chǎn)業(yè)占比變動政策沖擊的脈沖響應圖。考慮到我國每屆政府的任期為10年，為更好地刻畫流轉(zhuǎn)稅改革影響第一產(chǎn)業(yè)占比的動態(tài)傳導機制，將脈沖響應持續(xù)時間設定為10期。重點考察“營改增”改革一個標準新息沖擊后我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動情況。

圖1 “營改增”對第一產(chǎn)業(yè)的沖擊(蒙特卡羅模擬500次)

圖1三條實線中，中間實線表示“營改增”政策沖擊的程度，橫軸表示脈沖響應持續(xù)時間，縱軸表示脈沖響應程度，虛線表示0刻度線。通過考察脈沖響應圖可知，面對一個標準差的營業(yè)稅(stit)、增值稅(vatit)變量的沖擊，國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)所占比重的反應并不是很明顯，可以忽略不計，脈沖響應程度也顯得雜亂無章。另外，通過右側(cè)流轉(zhuǎn)稅對第一產(chǎn)業(yè)比重的沖擊可以看出，“營改增”并不影響國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)占比的變動。

為了更好地驗證前述廣義矩估計與脈沖響應函數(shù)的分析結(jié)果，繼續(xù)使用方差分解從多個維度檢驗政策沖擊的程度。通過分析表5可見，在第1期，給定一個標準信息差的營業(yè)稅與增值稅變量對第一產(chǎn)業(yè)比重的變動都沒有影響，隨著時間的延續(xù)，營業(yè)稅與增值稅二變量對國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)比重的變化也可忽略不計。綜合上述三方面實證分析結(jié)果可以看出，“營改增”對第一產(chǎn)業(yè)比重的變動沒有影響。

表5 第一產(chǎn)業(yè)的方差分解結(jié)果

2.第二產(chǎn)業(yè)。對“營改增”改革影響第二產(chǎn)業(yè)占比政策沖擊效果的檢驗，主要來自式(19)的實證分析結(jié)果。這里同樣通過PVAR模型的GMM估計、脈沖響應圖和方差分解三個層面考察“營改增”對第二產(chǎn)業(yè)占比的政策沖擊。

表6 PVAR模型的GMM估計結(jié)果(第二產(chǎn)業(yè))

根據(jù)表6PVAR模型GMM估計結(jié)果可知，被解釋變量為h_seindu的方程中，營業(yè)稅變量滯后一期與滯后二期對第二產(chǎn)業(yè)占比的變動有顯著影響，并且估計系數(shù)符號都為正，這說明營業(yè)稅變量對第二產(chǎn)業(yè)占比的變動有一個持續(xù)正向的影響。增值稅變量滯后一期與滯后二期估計系數(shù)的符號都為負，這說明增值稅變量與第二產(chǎn)業(yè)占比的變動有顯著負向關系。另外，通過對被解釋變量為h_sat、h_vat的方程中估計系數(shù)的分析也可以佐證前述分析結(jié)果。因此，基于“營改增”視角的流轉(zhuǎn)稅改革降低了第二產(chǎn)業(yè)的比重，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

圖2為“營改增”對第二產(chǎn)業(yè)占比政策沖擊的脈沖響應圖。通過分析可知，對增值稅(vatit)一個標準差的沖擊，第二產(chǎn)業(yè)占比當期就有一個明顯的負向脈沖響應，響應程度在第2期達到峰值，隨著時間的推移，逐漸遞減，在第8期逐漸減少至0。而對營業(yè)稅(stit)變量一個標準差的沖擊，第二產(chǎn)業(yè)占比在第一期就有一個比較明顯的正向脈沖響應，并在第1期末達到峰值，第2期以后逐漸遞減，第10期減少至0。另外，對流轉(zhuǎn)稅(turtit)變量一個標準差的沖擊，第二產(chǎn)業(yè)占比在第1期也有一個明顯的負向脈沖響應，這個沖擊在第6期以后逐漸降低為0，可以從這兩個角度佐證“營改增”對第二產(chǎn)業(yè)占比具有負向沖擊作用。

圖2 “營改增”對第二產(chǎn)業(yè)的沖擊(蒙特卡羅模擬500次)

為了從多層次考察第二產(chǎn)業(yè)、營業(yè)稅、增值稅和流轉(zhuǎn)稅等變量之間的相互影響程度，面板數(shù)據(jù)預測的方差分解是其自身擾動項共同作用的結(jié)果，主要是考察PVAR模型中，擾動項對預測均方差的貢獻率。通過表7方差分解結(jié)果可見，增值稅變量對第二產(chǎn)業(yè)占比變動的貢獻程度為6.93%，營業(yè)稅變量對第二產(chǎn)業(yè)占比變動的貢獻程度3.97%。隨著時間的推移，

流轉(zhuǎn)稅改革對第二產(chǎn)業(yè)占比

變動的貢獻率維持在9%左右。其中，增值稅變量貢獻率維持在6%，營業(yè)稅變量貢獻率為3%左右，可以看出增值稅變量對第二產(chǎn)業(yè)占比的影響更大。

3.第三產(chǎn)業(yè)?！盃I改增”改革對第三產(chǎn)業(yè)占比政策沖擊的檢驗，主要來自式(20)的實證分析結(jié)果。這里同樣通過PVAR模型的GMM估計、脈沖響應圖和方差分解三個層次考察“營改增”對第三產(chǎn)業(yè)占比的政策沖擊。

表8 PVAR模型的GMM估計結(jié)果(第三產(chǎn)業(yè))

根據(jù)表8PVAR模型GMM的估計結(jié)果可知，被解釋變量為h_seindu的方程中，營業(yè)稅變量滯后一期與滯后二期對第三產(chǎn)業(yè)占比的影響顯著，并且估計系數(shù)的符號都為負，這說明營業(yè)稅變量對第三產(chǎn)業(yè)占比的變動有一個負向影響。增值稅變量滯后一期與滯后二期對第三產(chǎn)業(yè)占比的估計系數(shù)符號都為正，這說明增值稅變量對第三產(chǎn)業(yè)占比的變動有顯著正向作用。另外，通過對被解釋變量為h_sat、h_vat的方程分析也可以佐證前述分析結(jié)果?；凇盃I改增”視角的流轉(zhuǎn)稅改革提高了第三產(chǎn)業(yè)的比重，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進升級。

圖3 “營改增”對第三產(chǎn)業(yè)的沖擊(蒙特卡羅模擬500次)

圖3為“營改增”影響第三產(chǎn)業(yè)占比政策沖擊的脈沖響應圖。在其他變量對被解釋變量不產(chǎn)生影響的前提下，通過脈沖分析可以獲得一個變量沖擊其他變量的凈影響。本文使用蒙特卡羅模擬500次方法，模擬脈沖響應。由結(jié)果可見，對營業(yè)稅(stit)變量一個標準差的沖擊，第三產(chǎn)業(yè)占比在當期就有一個負向脈沖響應，響應程度在第2期開始即達到峰值，第3期以后變?yōu)檎驔_擊，但沖擊作

表9 第三產(chǎn)業(yè)的方差分解結(jié)果

用不大，之后逐漸降低，在第7期基本減少至0。而對增值稅(vatit)變量一個標準差的沖擊，第三產(chǎn)業(yè)占比在開始有一個較高的正向脈沖響應，隨著時間的延續(xù)，波動逐漸衰減，到第3期急速減小為0。對流轉(zhuǎn)稅(turtit)變量一個標準差的沖擊，第三產(chǎn)業(yè)占比在第1期有一個相對較大的脈沖響應，并在第3期與第4期之間減小為0。

在得到上述第三產(chǎn)業(yè)、營業(yè)稅、增值稅和流轉(zhuǎn)稅四個變量之間的相互影響后，本文通過方差分解更清楚地刻畫變量之間的長期影響。表9主要刻畫“營改增”對第三產(chǎn)業(yè)占比變動的貢獻程度。第1期，營業(yè)稅變量對第三產(chǎn)業(yè)占比變動的貢獻程度為5.33%，而增值稅變量對第三產(chǎn)業(yè)占比變動的貢獻程度為13.78%。從數(shù)值大小上看，增值稅變量對第三產(chǎn)業(yè)變動的貢獻遠高于營業(yè)稅變量，在第5期以后，這個貢獻程度略有升高，達到約20%，第10期以后逐漸降低到15%。

(四)控制傳導變量實證結(jié)果?，F(xiàn)實經(jīng)濟中，除財稅改革外，還有諸多其他因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷產(chǎn)生影響，這里主要考察其他控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的沖擊作用。圖4和圖5為控制變量組對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的脈沖響應圖。

圖4 其他變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的沖擊(蒙特卡羅模擬500次)

從綜合脈沖響應結(jié)果看，經(jīng)濟發(fā)展程度(rgdpit)與城鎮(zhèn)化率(urbit)同時提高了第二、第三產(chǎn)業(yè)的比重，降低了第一產(chǎn)業(yè)的比重，這主要是由于隨著經(jīng)濟的發(fā)展和更多的人口進入城市居住生活，造成第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員下降，第二與第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員增加。另外，隨著居民人均收入的提高和城鎮(zhèn)居民的增加，對高質(zhì)量服務的需求也在增加。企業(yè)所得稅(citit)與個人所得稅(iitit)兩個變量提高了第二產(chǎn)業(yè)占比，人口密度(pdenit)變量對第三產(chǎn)業(yè)占比的提高具有正向促進作用。政府規(guī)模(govsit)對第三產(chǎn)業(yè)占比的變動具有負向促進作用，政府規(guī)模(govsit)與固定資產(chǎn)投資(faiit)兩個變量都對第二產(chǎn)業(yè)占比的提高具有正向促進作用。經(jīng)濟開放度(eoit)與利用外資水平(fdiit)兩個變量提高了第二產(chǎn)業(yè)占比。

圖5 其他變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的沖擊(蒙特卡羅模擬500次)

(五)穩(wěn)健性估計。為了避免實證結(jié)果的偏誤，本文考察了改變各變量順序后的計量結(jié)果，并對每兩個變量分別進行了方差分解和脈沖響應的蒙特卡羅模擬，發(fā)現(xiàn)主要實證分析結(jié)果和上述計量檢驗結(jié)論基本沒有出入。所以我們認為上述模型是穩(wěn)健的，正確反映了變量之間的內(nèi)在經(jīng)濟邏輯，GMM估計、脈沖響應與方差分解三個維度的實證分析結(jié)果合理可靠，限于篇幅，本文不列出穩(wěn)健性估計結(jié)果。

五、結(jié)論與啟示

本文考察了“營改增”與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進之間的內(nèi)在經(jīng)濟邏輯。首先，通過簡單的理論分析，考察了“營改增”對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響；其次，基于1995-2014年省級面板數(shù)據(jù)，利用(PVAR)模型，實證檢驗了“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的促進作用，并定量測度了“營改增”對國民經(jīng)濟三次產(chǎn)業(yè)變動的貢獻程度。實證結(jié)果表明：其一，綜合廣義矩估計與脈沖響應結(jié)果看，“營改增”對第一產(chǎn)業(yè)的占比基本沒有影響，流轉(zhuǎn)稅改革降低了國民經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)比重，提高了國民經(jīng)濟中第三產(chǎn)業(yè)比重，也就是說“營改增”改革促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。其二，從脈沖函數(shù)響應的強度分析看，相對于營業(yè)稅變量，國民經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)都對增值稅變量的反應程度更強烈。其三，考察方差分解結(jié)果可知，相對于第二產(chǎn)業(yè)占比，“營改增”對國民經(jīng)濟中第三產(chǎn)業(yè)占比增加的貢獻程度更大，并且“營改增”對國民經(jīng)濟中第一產(chǎn)業(yè)占比的變動基本沒有貢獻。

由上分析可得出流轉(zhuǎn)稅改革推動中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級的政策啟示：(1)消除稅收制度障礙，留下必要實施空間。具體的財稅政策可以依據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的需要來設定。(2)配套其他改革措施，切實減輕企業(yè)稅負?！盃I改增”推行到全行業(yè)以后，地方政府在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級過程中可適當增加一些配套措施，并建立激勵約束機制，切實降低企業(yè)稅負。(3)以財稅改革為契機，加速服務業(yè)發(fā)展。建立適合服務業(yè)發(fā)展的財稅制度環(huán)境，促使傳統(tǒng)的服務業(yè)轉(zhuǎn)向知識性、技術(shù)性的現(xiàn)代服務業(yè)，讓資源配置更多地向第三產(chǎn)業(yè)傾斜。(4)降低政府行政成本，適當減少政府規(guī)模。通過控制變量組實證分析結(jié)果可知，地方政府規(guī)模對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級演進具有負向作用，也即政府規(guī)模的擴大阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。(5)改變政績考核機制，引導產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。未來官員政績考核的機制設計可以更多地考慮與生態(tài)環(huán)境和民眾滿意度掛鉤，加大地方政府公共服務供給水平。良好的政績考核機制，必然倒逼地方政府將更多的經(jīng)濟與政治資源投入公共服務領域，進而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

本文證實研究了以“營改增”為主線索的流轉(zhuǎn)稅改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進具有積極作用。鑒于“營改增”于2016年5月1日才徹底推廣到全行業(yè)，同時“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響具有一定的動態(tài)滯后性，因此本文的研究因樣本限制而有所不盡如人意。隨著時間的推移，“營改增”改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的動態(tài)影響會全部釋放出來，未來的跟蹤研究可圍繞以下兩方面展開：一是“營改增”影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級演進的區(qū)域性差異，作用機理與傳導機制受哪些客觀條件的限制？二是可以在三次產(chǎn)業(yè)的基礎上繼續(xù)考察“營改增”對行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，例如“營改增”是通過提高全要素生產(chǎn)率還是通過擴大消費需求來促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進升級？這些都是值得進一步深入研究和驗證的問題。

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(責任編輯 許 柏)

Does the Reform of Turnover Tax Promote the Upgrading of Industrial Structure?An Analysis of PVAR Model from a Perspective of Business-to-VAT Reform

Sun Zheng

(SchoolofEconomics,TianjinUniversityofFinanceandEconomics,Tianjin300202,China)

Based on the non-equilibrium growth model proposed by Baumol (1967), and the exploration of a new round of fiscal and taxation reform, this paper examines the internal economic logic between the business-to-VAT reform and the evolution of industrial structure upgrading through a simple theoretical analysis.Then based on the provincial panel data from 1995 to 2014, it uses the panel vector autoregressive model to empirically analyze the influence of the business-to-VAT reform on the evolution of China’s industrial structure upgrading.It arrives at the results as follows: firstly, in terms of the results of GMM and impulse response, the new round of turnover tax reform which is based on the business-to-VAT reform, improves the proportion of the tertiary industry in the national economy and reduces the proportion of the secondary industry, thereby promoting the evolution of industrial structure upgrading; secondly, in terms of the results of variance decomposition, it can be seen that the policy-shock impact of the business tax variable on the secondary industry is greater, and the policy-shock impact of the VAT variable on the tertiary industry is greater; and the effect of the turnover tax reform on the tertiary industry is greater than the one on the secondary industry.

the business-to-VAT reform; turnover tax; PVAR; industrial structure

2016-09-01

天津市哲學社會科學研究規(guī)劃項目(TJYY16-002Q)；天津市哲學社會科學研究規(guī)劃項目(TJGLWT15-003)； 國家社會科學基金項目(15BTJ010)

孫 正(1985-)，男，山東五蓮人，天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院講師，經(jīng)濟學博士。

F810.4;F062.9

A

1001-9952(2017)02-0070-14

10.16538/j.cnki.jfe.2017.02.005