产值和税收的关系范文

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篇1

经济是税收的源泉，经济决定税收，而税收作为财政支出的主要来源又反作用与经济，对经济增长具有促进作用，这是税收与经济增长关系的一般原理。经济决定税源，税源和税制决定税收收入能力，另外征管力度、纳税意识等也会在一定程度上影响税收。虽然在影响宏观经济指标中有很多对税收具有明显的甚至决定性的意义，但是要找到一个最能代表经济的规范指标当属国内生产总值（GDP），GDP是衡量经济的核心指标，是最大的税源。本文立足国内生产总值与税收的关系研究，通过计量经济学向量自回归模型（VAR模型）试图对二者的关系做一些探讨，发现数据背后所隐藏的一些规律。

一、模型的建立和分析

1、VAR模型的估计

我们用lnGDP表示国内生产总值，lnREV表示各项税收，lnGDP和lnREV的时间序列图如下：

两个序列都是带有趋势的非平稳序列，明显存在某种均衡关系，可构建标准型VAR模型：

LnGDPt=a+∑bilnGDPt-i+∑cilnREVt-i+e1t

LnREVt=a+∑bilnREVt-i+∑cilnGDPt-i+e2t

使用Eviews软件，判断出最佳滞后期为2期，对lnGDP和lnREV进行VAR模型估计得到如下估计结果：

表1：lnGDP与lnREV的VAR模型估计结果

LNGDP LNREV

LNGDP（-1） 1.753828 0.552307

（0.14835） （0.45308）

[ 11.8225] [ 1.21901]

LNGDP（-2） -0.809236 -0.412910

（0.14768） （0.45103）

[-5.47983] [-0.91549]

LNREV（-1） -0.107512 0.880757

（0.07115） （0.21731）

[-1.51101] [ 4.05293]

LNREV（-2） 0.162900 -0.015769

（0.07435） （0.22707）

[ 2.19107] [-0.06945]

C 0.164677 -0.216936

（0.10543） （0.32201）

[ 1.56192] [-0.67370]

R-squared 0.999024 0.990994

Adj. R-squared 0.998862 0.989493

Sum sq. resids 0.048118 0.448844

S.E. equation 0.044776 0.136755

F-statistic 6143.463 660.2425

Log likelihood 51.67112 19.29222

Akaike AIC -3.218698 -0.985671

Schwarz SC -2.982957 -0.749930

Mean dependent 10.54241 8.572490

S.D. dependent 1.327138 1.334164

Determinant resid covariance （dof adj.） 3.12E-05

Determinant resid covariance 2.14E-05

Log likelihood 73.61892

Akaike information criterion -4.387512

Schwarz criterion -3.916030

代数表达式为：

Estimation Proc：

===============================

LS 1 2 LNGDP LNREV @ C

VAR Model：

===============================

LNGDP = C（1，1）*LNGDP（-1） + C（1，2）*LNGDP（-2） + C（1，3）*LNREV（-1） + C（1，4）*LNREV（-2） + C（1，5）

LNREV = C（2，1）*LNGDP（-1） + C（2，2）*LNGDP（-2） + C（2，3）*LNREV（-1） + C（2，4）*LNREV（-2） + C（2，5）

估计出的VAR模型方程为：

VAR Model - Substituted Coefficients：

===============================

LNGDP = 1.753828311*LNGDP（-1） - 0.8092356372*LNGDP（-2） - 0.1075123231*LNREV（-1） + 0.1629003376*LNREV（-2） + 0.1646767896

LNREV = 0.5523070215*LNGDP（-1） - 0.4129102447*LNGDP（-2） + 0.8807567894*LNREV（-1） - 0.01576937133*LNREV（-2） - 0.2169361887

2、脉冲响应函数

脉冲响应函数的图形输出结果如下：

左上图为lnGDP对自身的响应函数的时间路径，其脉冲影响在第1期大约为0.04，以后逐期上升，并在第5期后趋于稳定，说明国内生产总值的增长会引起后面各时期国内生产总值的增长，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定的规律。

左下图为lnREV对lnGDP实施冲击，lnGDP的响应函数时间路径一直为正且比较平坦，说明各项税收的增加能引起后面各时期国内生产总值的增长，且这种增长是持续稳定的。

右上图为lnGDP对lnREV实施冲击，lnREV的响应函数时间路径，在第1期的时候脉冲影响几乎为0，在以后各期先略微下降后逐渐上升，说明国内生产总值的增长会引发后面各时期的各项税收的增加。

右下图为lnREV对自身的响应函数时间路径，响应路径一直为正，且呈现先下降后趋于平稳的趋势，说明各项税收的增长会引发后面各时期税收的增长，且增长的弹性呈现下降的规律。

3、方差分解

结果如图所示：

左上图为lnGDP对自身的方差分解时间路径，时间路径一直为正且小幅下降，这说明当期国内生产总值对后面各时期国内生产总值的贡献较为稳定，随后各期中自身变动的贡献率维持在80%以上。

左下图为lnGDP对lnREV的方差分解时间路径，时间路径快速上升并最终趋于平缓，说明lnGDP对lnREV的贡献率稳定增长。

右上图为lnREV对lnGDP的方差分解时间路径，时间路径一直为正且小幅下降后上升，这说明lnREV对lnGDP的贡献率稳定在0%～10%之间。

右下图为lnREV对自身的贡献率处于不断下降之中，当期各项税收对后面个时期的税收的贡献越来越小。

4、Granger因果关系检验

表2：lnGDP与lnREV的Granger因果关系检验

Null Hypothesis： Obs F-Statistic Probability

LNREV does not Granger Cause LNGDP 29 2.49636 0.10353

LNGDP does not Granger Cause LNREV 1.08989 0.35232

由上图可知，lnREV不是lnGDP的Granger原因的概率是0.10353，说明各项税收对经济增长有较大的推动作用，这种推动作用比较明显；同理，lnGDP不是lnREV的Granger原因的概率是0.35232，说明经济增长会刺激各项税收的增加，但这种刺激作用没有前者明显。

二、结论与建议

从以上的模型分析中，我们可以较为准确的得出国内生产总值与各项税收之间的关系，税收的增长对国内生产总值具有较大的推动作用，这种持续稳定的推动作用恰恰验证了税收作为财政支出的主要来源对于经济增长的重要作用；而另一方面，国内生产总值的增长对于税收增加也具有推动作用，但是这种推动作用却没有前者明显，并且处于相对较低的水平，这也就从一个方面解释了我国的税收增幅持续高于国内生产总值增幅，这其中的原因是多方面的，有GDP质量的提高带来的税收额增幅的加大，也有产业结构的升级带来的财政赋税的增加，同时也有政府税收征管水平的提高以及税种的创新设计等诸多原因。

虽然我国近几年的税收处于正常的增长范围，但总体而言，税收收入并不是越多越好，其增长速度应当适度，拉弗曲线也正说明了这一点。税收水平只有适应经济发展水平，才能有可靠的经济增长基础。如果财税负担过重，税收收入增长过快，必然影响正常的国民收入比例关系，加重企业和群众的负担，影响经济增长，反过来制约税收收入的持续增长。保持税收与经济合理的比例关系，是确保税收收入长期、稳定增长的前提。首先，要把握好税收收入弹性系数的合理比例。也就是说，税收收入的平均增长速度应等于或略高于经济增长的速度。在此基础上，要依据国家政策，深入研究税源的所有制结构、产业结构和国民收入结构，调整完善现有财税结构，使税收收入建立在现实经济增长的基础之上。

参考文献：

[1] 龚睿、岳桂宁，税收与经济的关系，《当代经济》2009年12月（下）

[2] 王慧，浅析税收收入与经济增长，《山东商业会计》2008年3月

[3] 李静，经济增长与税收关系问题研究，《新西部》2007年2月

篇2

一、上海市税收超GDP增长现象的概述

1994年我国进行了税制改革，此后伴随着经济蓬勃发展，我国税收收入也保持着高速增长，税收收入弹性从1995年的0.87到达2011年的1.45，17年的弹性均值高达1.25，出现了税收超国内生产总值增长的现象。上海作为全国经济中心，每年纳税数额巨大，从1994年到2011年税收收入占GDP比重不断上升，且税收收入增长率大于生产总值增长率，税收收入弹性基本大于1，呈现上升趋势。

对这一现象的解释，国内学者多将其归纳为制度、经济、政治等因素。本文将从产业结构视角下，采用VAR模型进行实证研究。

二、文献综述

长期以来，我国税收超国内生产总值增长现象引起了国内学者的广泛兴趣，并从各自角度对这一现象进行了解释。陈东等（2013）从税收征管角度，建立随机生产前沿模型，认为税收超长增长的根源主要来自技术进步，且东部沿海地区明显高于中西部内陆地区。安体富（2002）从经济、政策、管理和税款虚收四个方面分析了近几年来我国税收的超长增长和减税问题。乌兰（2010）认为我国产业结构的优化促进了税收的增长，从分税种角度看，工商业增加值，企业效益等因素也促进了税收收入的增长。谷寒梅（2008）对税收增长因素进行分析，并对协调税收增长和GDP增长提出了相关的政策建议。罗春华等（2010）用两种方法测算了税收征管因素对税收超GDP增长的贡献率，认为符合实际的税收征管对税收增长的年均贡献率应该居于4.1%和4.4%之间。古丽娜尔 （2010）认为税收超GDP增长的原因有经济快速增长，产业结构调整，税收结构优化及税收征管水平提高。陈修玲（2010）运用因素分析法对税收增长的经济因素和宏观税负因素进行了实证分析，认为现阶段我国税收超GDP增长的速度是合理的，但长期下去是有害的。

本文研究上海市税收超GDP增长现象，不同于国内大部分学者的研究，将在产业结构视角下进行研究。

三、实证检验

我国1994年实行了税制改革，因此本文选取上海市1994年至2011年税收收入、GDP、第一产业、第二产业、第三产业生产总值的数值进行研究。根据2012年上海统计年鉴，上海市GDP每年高速增长，税收收入也逐年增高，且税收收入占GDP的比重也越来越高。同时，上海市第一、二、三产业生产总值均逐年增高，且第一产业占GDP的比重较小，并逐年降低，第二产业占GDP比重较大，第三产业占GDP比重逐年增大。因此，在本部分实证检验中，首先检验上海市生产总值是否为税收收入增长的主要原因，接着检验三大产业中哪几个产业对税收收入的变动程度影响较大。

（一）上海市生产总值对税收收入影响的OLS模型分析

上海市生产总值为上海市第一、二、三产业生产总值之和，因此本文选取生产总值作为解释变量，税收收入作为被解释变量，分析两者之间关系。建立普通最小二乘法模型，得到如下结果

ln（tax）=-4.40+1.26×ln（gdp）（1）

t=（-26.87） （68.00）

R2=99.66% F=4623.69

其中，tax为上海市税收收入，gdp为上海市生产总值。从公式（1）中可以看出，在5%显著性水平下，常数项和上海市生产总值前的系数即税收收入弹性是显著的；方程拟合优度高；整体是显著的。采用序列相关LM检验，发现方程不存在序列相关性。再采用White异方差检验，发现方程不存在异方差。方程只有一个解释变量，不存在多重共线性问题。

根据回归结果，上海市生产总值对税收收入影响显著，税收收入弹性为1.26，即生产总值增加1%，税收收入就会增加1.26%，说明税收收入的确超过生产总值增长。同时，上海市生产总值对税收收入的解释程度高达99.66%，因此本文接下来进一步分析三大产业分别对税收收入的影响程度。

（二）上海市第一、二、三产业生产总值对税收收入影响的VAR模型分析

为进一步研究上海市第一、二、三产业生产总值对税收收入的影响，本文将选取第一、二、三产业生产总值及税收收入数据，建立VAR（2）模型，进行实证研究。

记gdp_1、gdp_2、gdp_3分别为上海市第一、二、三产业生产总值，tax为上海市税收收入。为消除可能存在的异方差，并便于对最后结果进行解释，对上述变量采取对数形式，分别记为ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、ln（gdp_3）、ln（tax）。VAR理论要求模型中每一个变量都是平稳的，下面将采用ADF方法检验上述序列的平稳性，具体结果如表1。

从表1中可以看出，在10%显著性水平下，变量ln（gdp_1）平稳，变量ln（gdp_2）平稳，变量ln（gdp_3）二阶平稳，变量ln（tax）一阶平稳。因此本文将使用ln（gdp_1）、ln（gdp_2）、Δ2ln（gdp_3）、Δln（tax）这四个变量来建立VAR模型。由于税收主要来自于第三产业和第二产业，因此模型中按照变量重要程度重新排序为：Δln（tax）、Δ2ln（gdp_3）、ln（gdp_2）、ln（gdp_1）。根据滞后长度标准检验，本文将建立VAR（2）模型。具体结果如公式（2）：

Δ

ln（tax）

Δ

ln（gdp_3）

ln（

gdp_2）

ln（

gdp_1）=2.57

1.28

1.27

l0.21+-0.53 -0.48 1.08 0.13

-0.14 -1.00 0.55 -0.76

-0.09 0.54 0.71 -2.15

0.145 -0.39 0.47 1.45Δ

ln（tax）

Δ

ln（gdp_3）

ln（

gdp_2）

ln（

gdp_1）+-0.39 -1.30 -0.55 -1.64

-0.10 -0.60 -0.24 -0.10

0.06 0.11 0.58 1.40

l-0.11 -0.68 -0.35 -0.72Δ

ln（tax）

Δ

ln（gdp_3）

ln（

gdp_2）

ln（

gdp_1）+ε1t

ε2t

ε3t

ε4t（2）

经检验上述模型中大部分系数的t统计量在10%显著性水平下显著。

再检验模型平稳性，采用AR根方法，即如果模型中所有根模的倒数小于1，落于单位圆内，说明模型稳定。单位根图形检验结果如图1。

从图1中看出所有单位根都落于单位圆内，说明本文建立的VAR（2）模型平稳，四个变量间存在长期稳定关系，能够进行下一步分析。接下来将对模型进行格兰杰因果检验及脉冲响应函数分析和方差分解分析。

1.格兰杰因果检验

基于上述VAR（2）模型，对上海市税收收入、第一产业产值、第二产业产值和第三产业产值波动进行Granger因果检验，结果如表2所示。

结果表明：在10%显著性水平下，税收方程中，第三产业产值波动不是税收变动的Granger原因，第二产业和第一产业产值波动是税收变动的Granger原因，三大产业产值波动联合起来是税收变动的Granger原因；第三产业方程中，税收波动不是第三产业产值变动的Granger原因，第二产业和第一产业产值波动是第三产业产值变动的Granger原因，但三者的联合波动是其变动的Granger原因；第二产业方程中，税收、第三产业、第一产业及三者联合波动均不是第二产业产值变动的Granger原因；第一产业方程中，税收及第三产业产值波动都不是第一产业产值变动的Granger原因，第二产业产值及三者的联合波动是第一产业产值变动的Granger原因。

2. 脉冲响应函数分析

在第0期分别给一个正冲击，变量的波动情况如图2。

从图2（a）中可以看出：在本期给变量Δ2ln（gdp_3）一个正向冲击后，Δln（tax）在前9期内正向波动，在第4期达到最高点，从第13期开始小幅负向波动，29期后趋于稳定。说明第三产业在前期对税收收入有促进作用，后期对税收收入有小幅度阻碍，但总体会促进税收收入增长。

从图2（b）中可以看出：在本期给变量ln（gdp_2）一个正向冲击后，Δln（tax）在前3期内正向波动，第2期达到最高点，第4期到第5期负向波动，第4期达到最低点，此后一直正负波动，到30期趋向平稳。说明第二产业冲击对税收收入的作用是交替进行的。

从图2（c）中可以看出：在本期给变量ln（gdp_1）一个正向冲击后，Δln（tax）在前9期内一直负向波动，在第3期达到最低点，后期有小幅度正向波动，第25期开始趋向平稳。说明第一产业的冲击对税收收入并没有促进作用。

3.方差分解分析

为了进一步分析每一个产业结构冲击对税收收入变化的贡献度，本文接下来将进行方差分解分析，具体结果如下。

结果表明：第二产业对税收收入的贡献率最大，约在40%左右，在第15时期达到最大，为45.58%，随后有减小趋势；第三产业对税收收入的贡献率次之，约为20%，并且贡献率一直在增大；第一产业对税收收入的贡献率最低，一直维持在6%左右。

四、结论和政策建议

本文利用1994～2011年上海市税收收入、第一产业、第二产业和第三产业时间序列数据建立了VAR（2）模型，从产业结构角度阐明了上海市税收收入超过生产总值增长的现象，结果发现：上海市税收收入增长的主要来源是生产总值的增长，且税收收入的弹性较大，为1.26，超过1，确实出现了税收收入超过生产总值增长的现象；来自第三产业的冲击在前期会给税收收入带来同向较大的影响，后期有小幅度负向影响，总体影响为正向影响，来自第二产业的冲击会给税收收入带来正负交替的影响，来自第三产业的冲击对税收收入主要带来负向影响；在对税收收入的贡献程度中，第二产业的贡献程度最大，呈现抛物线状态，第一产业贡献度次之，但呈现递增状态，第一产业的贡献度最低，为6%左右。因此，上海市在面对税收收入超生产总值增长这一现象时，要优化产业结构升级来促进经济增长，从而使税收进一步增长。特别是第三产业的技术创新，如金融业可以创新产品种类，同时要保持第二产业稳定增长，实现从粗放型生产向集约型生产转变。

参考文献：

[1]陈东，刘金东.从税收征管角度看我国税收超GDP增长――基于随机生产前沿模型的实证分析[J].中南财经政法大学学报，2013（01）.

[2]安体富.如何看待近几年我国税收的超常增长和减税的问题[J].税务研究，2002（08）.

[3]乌兰.产业结构视角下中国税收超GDP增长问题研究[J].内蒙古大学学报，2010（04）.

[4]谷寒梅.税收增长超GDP增长的因素分析[J].法制与社会，2008（12）.

[5]罗春华，吕普生.税收征管在税收超GDP增长中的贡献――测算方法、分析及展望[J].中国社会科学院研究生院学报，2010（01）.

[6]古丽娜尔・阿不都拉.我国税收超GDP增长的原因探析[J].经济问题探索，2010（02）.

[7]陈修玲.我国税收收入高速增长的影响因素及其实证分析[J].中外企业家，2010（10）.

篇3

一、 问题的提出

中国经济进入新常态发展阶段，经济增速出现明显的下降，中国制造业原来所依靠的低成本优势逐渐减弱。制造业作为国民经济和社会发展的重要支撑，在新形势下亟需优化现有的产业结构，从而实现转型升级。税收政策对于一个国家的产业发展起着重要的作用，引导着资金、劳动和技术等生产要素的流动与分布情况，国家通过税收政策的变化来调控各产业的发展方向。税收负担的轻重不仅反映国家财政收入的多少，更与相关的产业政策相配合影响着制造业转型升级的路径和方向。中国制造业的低成本优势已经逐渐减弱，产业升级已经迫在眉睫。通过相关税收政策的有效引导，加快产业升级速度对于制造业以及整个工业的发展具有着重要的理论意义和实践指导价值。

目前，对于税收负担如何影响产业升级较少有学者展开研究，因此对于这一问题还没有一致的结论，有些学者的研究认为税收优惠和减免政策能够通过提高企业的积极性来促进产业结构的调整，进而实现产业升级;另外一些学者，则认为较低的税收负担让企业停留在低附加值、依靠劳动和资源的大量投入的产业链的底端，应该提高税收负担从而实现优胜劣汰，最终达到产业的升级。正是针对这一理论的空缺，文章对于制造业的产业升级与税收负担之间的关系进行分析，再通过实证模型来进行验证，从而丰富相关的理论研究。

二、 税收负担与产业升级之间的理论机制

税收政策作为政府进行宏观调控的一种方式，对于一个产业、行业或者微观企业主体的l展方向产生指导作用，体现出国家对于相关产业发展的政策导向，引导着社会资源的流向和聚集。一个国家税收政策直观、定量的体现就是各经济主体所承受税收负担的轻重，合理的税收负担不但会增加政府的财政收入，从而使其更好的履行公共服务职能。税收政策与一个国家的经济发展阶段相适应，当其产业结构发生变化时，税收政策也要做出及时和相应的调整，从而促进产业结构的优化，向产业链条高附加值区域移动，从而实现产业升级，最终助推整个国家层面的经济发展。

产业升级最终可以归结为各生产要素在不同的产业或行业之间动态配置过程，那么税收政策对于相关生产要素的引导作用就成为影响产业升级关键，产业结构的变化也会影响到相关税收政策的制定与实施，从而对整个国家的经济结构和增长方式产生影响。我国从1949年建国以来就对税收政策进行着不断的完善，对于经济的宏观调控作用在日渐改善。从供给的角度而言，税收政策对于产业升级从要素供给侧来发挥作用。从需求的角度而言，税收是政府的主要收入来源，政府支出的以其收入为基础，当政府的收入充足时，其可以进行的投资范围就有扩大的空间。而政府的投资和税收负担的过高都会在一定程度上挤占私人的投资空间，从而引起微观主体投资需求的降低，进而改变产业的结构。

基于上面关于产业升级与税收负担之间互动关系的理论分析，可以知道，税收负担的轻重对于一个国家产业升级水平和速度产生着重要的影响，运用相关的数据和模型进行实证分析则从另一个角度来验证两者之间的互动关系，对于税收政策的改进和加快产业升级具有重要的现实意义。

三、 高技术产业税收负担与产业升级的测度

建国以来，中国的税收政策经历了三次比较大的变革，第一次是在全国范围内将原来分散的税收制度进行了统一。接下来是1994年的分税制改革，这次改革理顺了地方政府和中央政府的财政分配关系。再就是2012年率先在上海的交通运输业和部分现代服务业开展的营业税改征增值税的改革正在如火如荼的进行着。这些税收政策的变化无疑会对制造业税收负担产生影响，最终反映在制造业的发展趋势上。将高技术行业的税收负担界定为小口径的税收负担，即税收总额与各行业工业总产值的比值。对与产业升级水平的界定则沿用大多学者的测算方法，即高技术产业的各行业总产值占制造业总产值的比重。根据《高技术产业（制造业）分类（2013）》中对于高技术产业（制造业）的界定，另外考虑到相关数据的可获得性，只对计算机及办公设备制造业，航空、航天器及设备制造业，电子及通信设备制造业，医药制造业和医疗仪器设备及仪器仪表制造业的相关数据进行了收集和分析。表1具体列示了1995年和2011年我国高技术产业的税收负担情况和在制造业中所占的比重，从表中的数据可以发现高技术产业的比重呈现上升的趋势，而税收负担却存在一定程度的下降。

四、 实证分析

1. 样本选择和数据说明。本文以1995年～2012年高技术产业的5个行业的数据为研究样本，高技术产业的总产值、税收总额和研发经费内部支出的数据均来自2002年～2012年《中国高技术产业年鉴》，鉴于2012年各行业总产值数据存在缺失，使用主营业务收入作为替代。一个行业的产业升级水平与研发经费内部支出、所在行业的竞争程度有很大的相关性，因此将研发经费内部支出和非市场化程度作为控制变量，从而能够更加准确的对行业税收负担和产业升级之间的关系进行实证分析，其中非市场化程度用国有及国有控股企业总产值占高技术产业的比重进行测度。表2对总体样本的描述性统计结果进行了列示。

为了检验行业税收负担对于制造业的产业升级水平的影响，文章在用面板数据经常用到的固定效应模型和随机效应模型的基础上，借鉴了杨广青等（2014）在研究宏观税负对产业升级的影响时采用了分位数回归模型。具体模型构建如下：

Upgradingit=α0+α1tax-burdenit+α2unmarkit+α3rdit+εit（1）

Upgradingit（τ|tax-burden，et al）=βi+βτ1tax-burdenit+βτ2unmartit+βτ3rdit （2）

其中，Upgradingit代表产业升级水平，由各高技术产业总产值占制造业总产值的比重来衡量;tax-burden代表行业税收负担，以相对额来表示;unmark代表行业竞争程度，反映了市场力量对于产业升级的影响力;rd代表了行业研发经费内部支出的部分，反映了行业对于研发的重视程度;εit为干扰项;Upgrading（τ|tax-burden，et al）代表因量的条件τ分位数。i代表不同的行业;t代表不同的年份。

2. 实证结果与分析。在对于回归模型选择时，Hausman检验的结果支持固定效应模型，从回归结果可以发现两个模型的回归结果均反映了行业税收负担与产业升级存在负相关的关系。再就是所在行业的非市场化程度对于产业升级的影响是正向的，也就是说国有或者国有控股企业总产值所占的份额越大越能推动制造业的产业升级，这与政府对于国有企业的战略定位以及国有企业在投融资方面的优势等存在很大的关系，进而延伸到政府和市场在经济发展中应该扮演着何种角色的问题。最后，行业的研发经费内部支出在固定效应模型中对于产业升级的影响不显著，在随机效应模型中也仅在10%的水平上显著，这与我们通常认为的有所差异，当涉及到制造业的产业升级时，大多会提及由劳动密集型产业向技术密集型或者知识密集型产业转移，而技术密集型和知识密集型的产业一般具有较高的研发费用的支出，出现这种回归结果是由于样本选择行业均是高技术产业，因此它们在研发费用的投入方面已经经过了规模报酬递增的阶段，研发费用的支出对于这些行业的产业升级不存在明显的推动作用。

通过运用固定效应模型和随机效应模型，我们检验了行业税收负担与产业升级之间存在显著的负相关关系，面板分位数回归则进一步的对于产业升级水平的不同分位点进行了检验，这对于分析现阶段我国工业发展中的不同行业处于不同的产业升级水平下何种因素起到主要作用具有重要价值。对于0.2分位点处的回归结果可以发现，在产业升级水平较低时，国有企业所占的比重和研发费用的支出对于产业升级存在着显著的正相关关系，行业税收负担与产业升级的仍然存在负相关关系但不明显;再看当位于0.6分位点处时，行业税收负担与产业升级的负相关关系开始在10%的水平上显著，随着分位点的增加，税收负担对于产业升级的影响在不断增大;研发费用的支出对于产业升级的正面影响则恰好相反，随着分位点的增加，其对于产业升级的正面影响在不断降低。这同上面固定效应模型和随机效应模型的回归中，研发费用支出与产业升级之间存在不显著的正相关关系的结果是一致的，两者相互之间得到了印证。国有企业在行业中所占比重对于产业升级存在着重要的正面影响，这在不同的分位点上均有所体现，这也反映出我国的国有企业在国民经济中的重要地位，也反映出政府在整个经济发展中发挥着指导性的作用。

通过对于三个模型回归结果的分析可以发现，行业税收负担对于产业升级存在负面的影响，随着产业升级水平的上升影响力在增大;国有企业在其所在行业中所占的比重对于产业升级有着显著的正效应;最后研发费用支出对于产业升级存在推动作用，其随着产业升级水平的上升而降低。

五、 相关政策建议

本文以1995年～2012年的高技术产业相关行业的数据为样本，对于行业的产业升级水平和税收负担进行了测算，并建立了固定效应模型、随机效应模型以及分位数回归模型对产业升级和税收负担之间的关系进行了验证。因此结合实证研究的结果和现阶段中国制造业的发展状况，提出以下几点政策建议：

（1）应该继续推行增值税改革。我国从2009年开始由生产型增值税向消费型增值税转变，将原有的增值税进项抵扣的范围进行了一定程度的扩大，起到了降低企业增值税负担的作用，但是距离完全意义上的消费型增值税仍然有一定的距离。2012年开始的营业税改征增值税进一步扩大了增值税的征收范围，主要是针对服务业进行的减税政策。从整个产业链条上而言，服务业特别是生产业税收负担的降低，也有利于制造业税收负担的降低，只是存在着间接性和局限性。当前我国制造业正处于转型和升级的关键阶段，应当针对不同行业处于不同的产业升级水平，实行不同的增值税征收政策。目前我国税制结构呈现出以间接税为主，特别是增值税所占比重较大的税收结构，扩大增值税抵扣范围将有利于税收结构的优化，降低制造业综合成本，从而推动中国制造业由劳动密集型向技术密集型或者知识密集型产业的转型，实现真正意义上的“中国创造”。

（2）对于高技术产业试行准备金制度。对于高技术产业而言，其研发活动存在着高风险性，投资的收益存在着很大的不确定性，因此对于这一类型的行业或者特定项目可以尝试设置准备金并可以在税前扣除，这一准备金制度在韩国和新加坡等国家早就开始实行。这一举措既可以减轻企业的税收负担，又可以有效的激励企业增加研发投入，特别是在创业期或者新产品开发阶段，从而引导社会资金流向技术密集型产业，优化现行的产业结构，实现制造业产业升级。

（3）针对各行业产业升级水平的差异采取不同的调控政策。鉴于面板数据的分位数回归结果，不同的行业处于不同的产业升级水平上，会有不同的因素对于产业升级的速度产生影响。因此政府或者行业协会等在采取政策措施时要将各种刺激措施综合运用，针对处于产业升级水平相对较低的行业加大研发费用的投入;而对于产业升级水平较高的行业则从税收优惠方面进行有效的刺激，从而对不同的产业升级阶段发挥不同的作用，形成相互辅助，相互结合的政策网络。

参考文献：

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[3] 郭庆旺，吕冰洋.中国税收负担的综合分析[J].财经问题研究，2010，（12）：5-10.

[4] 赵志耘，杨朝峰.经济增长与税收负担、税制结构关系的脉冲响应分析[J].财经问题研究，2010，（1）：3-9.

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[6] Teresa Shuk-Ching Poon， Beyond the global production networks： a case of further upgrading of Taiwan's information technology industry， International journal of technology and globalization，2004，1（1）：130-144.

[7] 刘志彪.产业升级的发展效应及其动因分析.南京师范大学学报（社会科学版）[J]，2000，（3）：3-10.

篇4

在过去的20年中，我国利用外资历经1979—1985年的起步阶段、1986—1991年的完善利用外资法律法规与改善投资环境和扩大利用外资规模阶段、1992—1997年利用外资高速增长阶段、1998年至今的利用外资结构调整与稳步增长阶段等四个时期。截止1999年底，全国已批准利用外资项目342745项，累计实际使用外资4595.64亿美元，其中外商直接投资项目341012项，外商直接投资累计实际使用额3059.22亿美元。利用外资规模的迅速扩大，使其对我国投资供给的影响日益增强，特别是进入90年代利用外资规模迅速扩大之后，利用外资占整个固定资产投资资金来源的比重大幅度提高，由1991年的5.7％提高到1996年的11.8％和1999年的6.7%，超过国家预算内投资成为我国固定资产投资的第三大资金来源。

我们以全社会固定资产投资资金来源总计（GDZJ）作为被解释变量，将国家预算内投资（GJ

YS）、银行贷款（YHDK）、利用外资（LYWZ）、企业自筹和其他投资（ZCQT）作为解释变量，对相关数据进行对数回归分析，结果表明：（1）1981—1999年期间利用外资对全社会固定资产投资资金来源的贡献为0.081396301，即利用外资每增长1个百分点，可以带动固定资产投资资金来源增长0.081个百分点。从各解释变量的T值比较看，利用外资在各解释变量中对固定资产投资资金来源影响的重要性最低。（2）1981—1990年期间利用外资对固定资产投资资金来源的贡献为0.078。从T值比较看，利用外资对固定资产投资资金来源影响的重要性低于其他各变量。（3）1991—1999年期间利用外资对固定资产投资资金来源的贡献为0.08866。从T值比较看，利用外资对固定资产投资资金来源影响的重要性高于国家预算内投资，但低于银行贷款和企业自筹与其他投资。由此可见，1990年以后利用外资对全社会固定资产投资资金来源的贡献明显提高，说明1991年以后外资流入的高速增长，使利用外资对各种固定资产投资供给的影响加强。

1981—1999年：

LOGGDZJ＝0.086114804*LOGGJYS＋0.081396301*LOGLYWZ＋

（2.873）(2.369）

0.13579025*LOGYHDK+0.68113992*LOGZCQT+1.1137746＋

（4.122）（10.857）（8.920）

［MA(1)=0.98989239,BACKCAST=1981］

（32356.944）

R2＝0.999829AdjustedR2＝0.999763Durbin-Watson＝2.398996



1981—1990年：

LOGGDZJ=0.16851019*LOGGJYS+0.077979345*LOGLYWZ+

(15.524）（10.114）

0.12648539*LOGYHDK+0.64624686*LOGZCQT+

（20.308）（52.344）

0.94501192+［MA(1)=-0.9899256,BACKCAST=1981］

（17.373）（-9250.346）

R2＝0.999996AdjustedR2＝0.999991Durbin-Watson＝2.37395

1991—1999年：

LOGGDZJ=0.036258768*LOGGJYS+0.08866047*LOGLYWZ

（2.573）（4.898）

+0.19766501*LOGYHDK+0.66467377*LOGZCQT+1.0450302

（8.959）（14.155）（13.397）

R2＝0.999982AdjustedR2＝0.999964Durbin-Watson＝2.185445

此外，从各经济类型固定资产投资的相对变化看，90年代以后外商投资经济固定资产投资是各种经济类型固定资产投资增长速度中最快的，由1993年的783.79亿元增加到1998年的2973.81亿元，名义增长3.79倍，远高于全社会固定资产投资的平均增长速度（2.17倍），也高于增长相对较快的股份制等其他经济固定资产投资增长速度（3.74倍）和个体经济固定资产投资增长速度（2.54倍）。1996年以后因利用外资在全社会固定资产投资中的比重有所降低，但从外商投资经济固定资产投资的构成看，外商直接投资对国内投资需求的拉动作用并未减弱：1993—1996年，外商投资经济固定资产投资由783.79亿元增加到2712亿元，增长3.46倍；其中直接利用外资从302.55亿元增加到1536.28亿元，增长5.08倍；国内配套投资（国家预算内投资、银行贷款、自筹投资和其他投资）由481.24亿元增加到1175.72亿元，增长2.44倍。1996年以后，受外资流入增长下降的影响，外商直接投资经济固定资产投资中利用外资增长下降，1998年出现绝对数量减少，但国内配套投资仍然有较快增长，由1996年的1175.72亿元增加到1998年的1473.76亿元，增长1.253倍，高于同期全社会固定资产投资的平均增长速度（1.236倍），即1996年以后因利用外资（外商直接投资）增长下降、甚至负增长，外商直接投资经济固定资产投资增长速度相对下降，但外商直接投资对国内投资需求的直接拉动作用并未因此减弱，而是相对增强。我们以外商投资经济固定资产投资中的国内配套投资（包括除利用外资之外的国家预算内投资、银行贷款、自筹投资和其他投资）（GNPT）作为被解释变量，利用外资作为解释变量，以1993—1998年数据为基础进行对数回归统计分析，结果表明：1993—1998年期间，外商投资经济固定资产投资中利用外资对国内配套投资的贡献为0.611922，即利用外资每增长1个百分点，可以拉动国内配套投资增长0.611922个百分点。

LOG（GNPT）＝2.672493＋0.611922×LOG（LYWZ）

(6.168）（9.81）

R2＝0.960093AdjustedR2＝0.950117Durbin—Watson＝1.3

二、外商投资经济对我国工业总产值和增加值的贡献

利用外资在增加我国固定资产投资资金来源、拉动国内投资需求的同时，直接促进了我国工业总产值和工业增加值的快速增长。从外商投资经济工业总产值和工业增加值的规模及其发展趋势看，外商投资经济已成为我国经济快速增长的重要推动力量。

改革开放后我国经济的快速增长主要是非国有经济的高速增长拉动的，这一作用体现在工业

总产值构成的变化上，是国有经济工业产值在工业总产值中的比重逐年快速下降，由1978年的77.63％降为1999年的27.31％(其中1996年国有经济工业总产值比重的提高，是由于统计口径改变所致，国有经济成分中增加了国有控股企业的工业产值，这部分产值在以前年份中统计在其他经济成分中。），非国有经济部门工业产值在工业总产值中的比重迅速上升，由1978年的22.37％提高到1999年的72.69％。但不同时期集体经济、个体经济和外商投资经济等非国有经济成分对经济增长的拉动作用明显不同，其中外商投资经济对工业总产值的贡献呈逐步增强趋势。

1978—1985年期间非国有经济的快速发展主要是由集体经济部门的快速发展带动的，个体经

济和包括外商投资经济在内其他经济成分只是从无到有，对经济发展的影响较小，主要是“拾遗补缺”的补充作用。

1985—1990年期间，个体经济成为增长最快的非国有经济部门。外商投资经济发展环境改善、发展空间拓宽，虽然外商投资经济工业总产值规模仍相对较小，1990年在全社会工业总产值中的比重只有1.88％，但其快速增长已成为非国有经济工业产值比重提高的主要拉动力量之一。

1990—1997年期间，随着利用外资规模的高速增长，外商投资经济工业产值高速增长，对工

业总产值的贡献大幅度提高。个体经济和外商投资经济工业产值在全社会工业总产值中的比重分别由1990年的5.39％和1.88％提高到1997年的17.92％和12.66％，分别提高12.53个百分点和10.78个百分点；期间非国有经济部门工业产值比重提高了23个百分点，即非国有经济部门经济规模的相对扩张几乎全部由个体经济和外商投资经济单位经济规模的相对扩张带动。

1997年以后，受亚洲金融危机和国内结构性矛盾凸显的影响，我国经济发展进入以结构调整

为主的新时期，利用外资也进入以结构调整和优化升级为主的新阶段，1999年我国实际利用外资总额有较大幅度下降，外商直接投资比1998年减少了51亿美元，但外商投资经济工业产值在全社会工业总产值中的比重仍保持上升趋势，由1998年的14.91％提高到1999年的15.03％，其中在1999年规模以上工业企业总产值中，按当年价计算的外商投资经济工业总产值所占比重为26.07％，按不变价计算的外商投资经济工业总产值所占比重高达29.67％。

从1995年以后工业增加值的变化看，外商投资经济工业增加值增长速度明显快于全国工业增

加值增长速度，其在全国工业增加值中的比重逐年提高，由1995年的14.77％提高到1999年的20.69％。从表1和表2的数据比较可以看到，1995年以后各年度外商投资经济工业增加值比重高于相应年度工业产值比重，且从1995年到1999年外商投资经济工业增加值比重提高的幅度（5.92个百分点）超过工业产值比重提高的幅度（2.71个百分点），说明外商投资经济工业增加值对全国工业增加值的贡献，高于其产值对工业总产值的贡献，进一步说，外商投资经济对GDP增长的贡献，要高于其规模扩张对整个经济规模发展的贡献。

为了准确度量外商投资经济、国有经济、集体经济和个体经济等不同所有制经济工业产值对

我国工业总产值的贡献，并分析其对工业总产值增长的重要性，我们以工业总产值（GYZCZ）为被解释变量，以国有经济工业产值（GYGYZCZ）、集体经济工业产值（JTGYZCZ）、个体经济工业产值（GTGYZCZ）和外商投资经济工业产值（WZGYZCZ）为解释变量，以1990—1998年的数据为基础进行对数回归分析，得到如下结果：

国有经济工业产值与工业总产值呈不显著的负相关关系，造成不显著的原因估计与1995年前

后国有经济工业产值的统计口径调整有关，1995年以后国有经济工业产值统计中加入了增长较快的国有控股企业工业产值，使其相对下降趋势减弱，影响了其与工业总产值负相关的显著水平。将国有经济从解释变量中剔除后，回归效果明显改善：从分析结果可以看到，1990—1998年期间外商投资经济工业产值对工业总产值的贡献或弹性为0.1016，低于个体经济的0.2164和集体经济的0.3798，但三个解释变量的T值比较表明，外商投资经济工业产值对工业总产值增长影响的重要性远高于个体经济工业产值，而个体经济又高于集体经济。同时，常数项的T值均高于各解释变量的T值，由此推断除各种所有制经济工业产值之外的其他因素，如产业结构升级、技术进步、制度创新等，对工业总产值的增长有至关重要的作用，而外商投资经济在产业结构升级、技术进步和制度创新等方面有其他所有制经济所无法替代的作用，因此，我们可以得出如下结论：1990—1998年期间外商投资经济对我国工业总产值增长的综合贡献要显著高于其他经济类型。

LOGGYZCZ=0.3798*LOGJTGYZCZ+0.2164*LOGGTGYZCZ+0.1016*LOGWZGYZCZ+4.4711

（2.332）（2.490）(4.631）（5.603）



R2＝0.999547AdjustedR2＝0.999275Durbin－Watson＝2.403

三、外商投资经济税收对我国税收收入增长的贡献

我国涉外税收中95％左右是外商投资经济创造的税收(本节数据除特别说明之外，均引自《中国税务年鉴》1993—1999年各版)。涉外税收和外商投资经济税收的增长及其在我国工商税收总额中的比重变化，与外商投资经济的工业产值增长和在工业总产值中的比重变化基本是同步的，但在利用外资的不同发展阶段，二者变化略有差异。具体表现为：受外商投资经济税收优惠政策的影响，1991年以前税收增长落后于外商投资经济工业产值的增长；1991年以后，由于较多的外商投资企业税收优惠政策到期、利用外资速度加快、税收监管工作加强等，税收增长快于外商投资经济工业产值增长。

（一）不同时期涉外税收和外商投资经济税收对我国工商税收增长的影响

1982年我国工商税收总额623.17亿元，其中国有经济478.4亿元，集体经济133.41亿元，个体经济11.33亿元，包含涉外税收在内的其他税收只有0.03亿元。到1985年，我国工商税收总额增加到1197.7亿元，其中国有经济增加到868.78亿元，集体经济287.17亿元，个体经济27.32亿元，包含涉外税收在内的其他税收上升到14.43亿元，占工商税收总额的比重也只有1.2％。即在利用外资的起步阶段，包含涉外税收在内的其他税收虽然增长很快，但其规模相对有限，对我国工商税收增长的影响是有限的。

1986—1991年期间，利用外资规模和外商投资经济规模快速扩大，但受扩大利用外资税收优

惠政策的影响，包含涉外税收在内的其他经济税收增长低于其他经济工业产值的增长，其在工商税收总额中的比重由1986年的1.21％提高到1991年的2.85％，增幅只有1.64个百分点，远低于同期其他经济工业产值4.8个百分点的增幅。

1992年以后，我国利用外资进入高速增长期，外商投资经济规模迅速扩大，涉外税收总额也

由1992年的122.26亿元迅速增加到1999年的1648.86亿元，增长速度远高于同期工商税收总额的平均速度，其中外商投资经济税收由1993年的206.66亿元逐年递增到1998年的1166.95亿元；涉外税收在工商税收总额中的比重由1992年的4.25％逐年递增到1999年的15.99％，外商投资经济税收在工商税收总额中的比重由1993年的5.2％递增到1998年的13.48％，涉外税收和外商投资经济税收成为国内工商税收中增长最快的重要税源之一。同时，涉外税收和外商投资经济税收的增长速度高于外商投资经济工业产值的增长速度，1993—1998年期间，外商投资经济工业产值增长1.95倍，涉外税收和外商投资经济工商税收分别增长了2.52倍和2.59倍；1992—1999年期间外商投资经济工业产值名义增长2.41倍，而涉外税收名义增长高达3.76倍。

（二）1992—1998年外商投资经济税收对工商税收总额的贡献

我们将工商税收总额（GSS）作为被解释变量，以国有经济工商税收（GYJJGSS）、集体经济

工商税收（JTJJGSS）、私营个体经济工商税收（SYGTGSS）、外商投资经济工商税收（WZJJGSS）作为解释变量，进行对数回归分析，结果表明：1993—1998年期间，国有经济税收对工商税收总额的贡献最高（0.4991），其次是私营个体经济税收（0.4498），再次是集体经济税收（0.1147），外商投资经济税收的贡献最低，只有0.04575。但从T值比较分析可以看到，外商投资经济税收对工商税收总额的重要性虽低于私营个体经济和国有经济税收，但高于集体经济税收。

LogGSS=0.49915486*LogGYJJGSS+0.11472255*LogJTJJGSS+

(37.475）（6.816）

0.44980814*LogSYGTGSS+0.04575247*LogWSTZGSS+0.75839442

(18.559）(12.480）（9.738）

R2＝0.999996AdjustedR2＝0.999981Durbin-Watson＝2.507

四、利用外资对我国经济结构转变的影响

利用外资在通过扩大预算约束、直接促进经济增长的同时，还通过加速劳动力就业结构、产

业结构和贸易结构的转变，间接促进了我国经济的快速增长。

（一）利用外资对我国劳动力就业结构转变的影响

我国是典型的劳动力过剩经济，且大量剩余劳动力沉淀于农村。加快第二产业和第三产业的

发展，扩大非农产业对剩余劳动力的吸纳能力，是加速农村剩余劳动力由农业向非农产业的转移，解决农村劳动力过剩问题的根本途径，也是保持我国经济长期持续稳定发展和社会稳定的核心问题之一。外资流入在促进我国经济发展的同时，也创造了大量就业机会，直接或间接地促进了农村剩余劳动力向非农产业的转移过程：1981—1985年期间，利用外资仅处于起步阶段，外商投资经济（包括港、澳、台投资经济，下同）吸纳的新增就业人员只有6万人，占新增就业人员（7512万人）的比重不足千分之一。1986—1990年期间，外商投资经济创造了60万个就业机会，占同期新增从业人员（14036万人）的比重提高到0.43％。1991—1996年期间，我国新增从业人员4051万人，其中外商投资经济新创造了375万个就业机会，比1985—1990年期间增加了6.25倍，约占新增劳动力的9.26％，成为我国新增就业机会的重要来源之一。1997年以后，受东南亚金融危机的冲击和国内结构性矛盾凸现的影响，我国经济发展进入结构调整期，外资流入增长下降，外商投资经济吸纳劳动力的能力有所下降，1997—1999年期间仅增加72万人，占同期新增从业人员（1199万人）的比重下降到6％。将外商投资经济从业人员（WZJJ）作为被解释变量、外商直接投资（WSTZ）作为解释变量进行回归分析的结果表明，1985—1999年期间外商直接投资对从业人员的贡献为1.0599，即外商投资每增加1单位，可以创造1.0599个单位的就业机会。

LogWZJJ=1.0599339*LogWSTZ+［MA(1)=0.90838425,MA(2)=0.31521639,BACKCAST=1985］

（30.575）（7.333）（2.524）

R2＝0.9692AdjustedR2＝0.9641Durbin-Watson＝1.99786

（二）利用外资对我国产业结构转变的影响

产业结构的提升取决于多方面因素。从需求决定论的观点看，产业结构的转变最终取决于消

费需求结构的转变，但推动产业结构转变的直接因素是劳动力（人力资本）、资本和技术进步等生产要素在不同产业部门之间的配置与再配置，其中由投资决定的新增固定资产和存量资本的再配置是最重要的影响因素，因为其他生产要素总是伴随着投资结构的转变或资本再配置而流动。改革开放之后我国利用外资规模日益扩大，且90％以上集中于第二产业和第三产业，成为促进我国产业结构转变的重要因素。同时，与外资流入特别是外商直接投资相伴而来的先进生产技术和管理技术及其扩散效应和示范效应，促进了国内利用外资行业的技术进步和劳动生产率的相对提高，也间接促进了产业结构的转变。我们以三次产业合同利用外资额作为解释变量、以三次产业增加值作为被解释变量，对1984—1999年期间进行回归统计分析的结果表明，利用外资对第三产业增加值的贡献高于对第二产业增加值的贡献，对第一产业增加值的贡献最低；T值比较分析也同样表明，利用外资对第三产业增加值影响的重要性要高于对第二产业增加值影响的重要性，对第一产业增加值影响的重要程度最低。这说明利用外资是期间我国产业结构转变中第一产业产值比重逐年下降、第二产业和第三产业产值比重不断上升的重要影响因素。

第一产业：

LogGDP1=0.3325493*LogWZR1+7.5875486+［MA(2)=0.89781853,BACKCAST=1984］

（3.092）（17.439）（12.61）

R2＝0.850166AdjustedR2＝0.827115Durbin-Watson＝0.873

第二产业：

LogGDP2=0.497026*LogWZR2+6.084255

(8.784)(15.640)

R2＝0.846423AdjustedR2＝0.835453Durbin-Watson＝0.4765

第三产业：

LogGDP3=0.568403*LogWZR3+5.353824

(5.996)(8.598)

R2.21％提高到1991年的2.85％，增幅只有1.64个百分点，远低于同期其他经济工业产值4.8个百分点的增幅。

1992年以后，我国利用外资进入高速增长期，外商投资经济规模迅速扩大，涉外税收总额也

由1992年的122.26亿元迅速增加到1999年的1648.86亿元，增长速度远高于同期工商税收总额的平均速度，其中外商投资经济税收由1993年的206.66亿元逐年递增到1998年的1166.95亿元；涉外税收在工商税收总额中的比重由1992年的4.25％逐年递增到1999年的15.99％，外商投资经济税收在工商税收总额中的比重由1993年的5.2％递增到1998年的13.48％，涉外税收和外商投资经济税收成为国内工商税收中增长最快的重要税源之一。同时，涉外税收和外商投资经济税收的增长速度高于外商投资经济工业产值的增长速度，1993—1998年期间，外商投资经济工业产值增长1.95倍，涉外税收和外商投资经济工商税收分别增长了2.52倍和2.59倍；1992—1999年期间外商投资经济工业产值名义增长2.41倍，而涉外税收名义增长高达3.76倍。

（二）1992—1998年外商投资经济税收对工商税收总额的贡献

我们将工商税收总额（GSS）作为被解释变量，以国有经济工商税收（GYJJGSS）、集体经济

工商税收（JTJJGSS）、私营个体经济工商税收（SYGTGSS）、外商投资经济工商税收（WZJJGSS）作为解释变量，进行对数回归分析，结果表明：1993—1998年期间，国有经济税收对工商税收总额的贡献最高（0.4991），其次是私营个体经济税收（0.4498），再次是集体经济税收（0.1147），外商投资经济税收的贡献最低，只有0.04575。但从T值比较分析可以看到，外商投资经济税收对工商税收总额的重要性虽低于私营个体经济和国有经济税收，但高于集体经济税收。

LogGSS=0.49915486*LogGYJJGSS+0.11472255*LogJTJJGSS+

(37.475）（6.816）

0.44980814*LogSYGTGSS+0.04575247*LogWSTZGSS+0.75839442

(18.559）(12.480）（9.738）

R2＝0.999996AdjustedR2＝0.999981Durbin-Watson＝2.507

四、利用外资对我国经济结构转变的影响

利用外资在通过扩大预算约束、直接促进经济增长的同时，还通过加速劳动力就业结构、产

业结构和贸易结构的转变，间接促进了我国经济的快速增长。

（一）利用外资对我国劳动力就业结构转变的影响

我国是典型的劳动力过剩经济，且大量剩余劳动力沉淀于农村。加快第二产业和第三产业的

发展，扩大非农产业对剩余劳动力的吸纳能力，是加速农村剩余劳动力由农业向非农产业的转移，解决农村劳动力过剩问题的根本途径，也是保持我国经济长期持续稳定发展和社会稳定的核心问题之一。外资流入在促进我国经济发展的同时，也创造了大量就业机会，直接或间接地促进了农村剩余劳动力向非农产业的转移过程：1981—1985年期间，利用外资仅处于起步阶段，外商投资经济（包括港、澳、台投资经济，下同）吸纳的新增就业人员只有6万人，占新增就业人员（7512万人）的比重不足千分之一。1986—1990年期间，外商投资经济创造了60万个就业机会，占同期新增从业人员（14036万人）的比重提高到0.43％。1991—1996年期间，我国新增从业人员4051万人，其中外商投资经济新创造了375万个就业机会，比1985—1990年期间增加了6.25倍，约占新增劳动力的9.26％，成为我国新增就业机会的重要来源之一。1997年以后，受东南亚金融危机的冲击和国内结构性矛盾凸现的影响，我国经济发展进入结构调整期，外资流入增长下降，外商投资经济吸纳劳动力的能力有所下降，1997—1999年期间仅增加72万人，占同期新增从业人员（1199万人）的比重下降到6％。将外商投资经济从业人员（WZJJ）作为被解释变量、外商直接投资（WSTZ）作为解释变量进行回归分析的结果表明，1985—1999年期间外商直接投资对从业人员的贡献为1.0599，即外商投资每增加1单位，可以创造1.0599个单位的就业机会。

LogWZJJ=1.0599339*LogWSTZ+［MA(1)=0.90838425,MA(2)=0.31521639,BACKCAST=1985］

（30.575）（7.333）（2.524）

R2＝0.9692AdjustedR2＝0.9641Durbin-Watson＝1.99786

（二）利用外资对我国产业结构转变的影响

产业结构的提升取决于多方面因素。从需求决定论的观点看，产业结构的转变最终取决于消

费需求结构的转变，但推动产业结构转变的直接因素是劳动力（人力资本）、资本和技术进步等生产要素在不同产业部门之间的配置与再配置，其中由投资决定的新增固定资产和存量资本的再配置是最重要的影响因素，因为其他生产要素总是伴随着投资结构的转变或资本再配置而流动。改革开放之后我国利用外资规模日益扩大，且90％以上集中于第二产业和第三产业，成为促进我国产业结构转变的重要因素。同时，与外资流入特别是外商直接投资相伴而来的先进生产技术和管理技术及其扩散效应和示范效应，促进了国内利用外资行业的技术进步和劳动生产率的相对提高，也间接促进了产业结构的转变。我们以三次产业合同利用外资额作为解释变量、以三次产业增加值作为被解释变量，对1984—1999年期间进行回归统计分析的结果表明，利用外资对第三产业增加值的贡献高于对第二产业增加值的贡献，对第一产业增加值的贡献最低；T值比较分析也同样表明，利用外资对第三产业增加值影响的重要性要高于对第二产业增加值影响的重要性，对第一产业增加值影响的重要程度最低。这说明利用外资是期间我国产业结构转变中第一产业产值比重逐年下降、第二产业和第三产业产值比重不断上升的重要影响因素。

第一产业：

LogGDP1=0.3325493*LogWZR1+7.5875486+［MA(2)=0.89781853,BACKCAST=1984］

（3.092）（17.439）（12.61）

R2＝0.850166AdjustedR2＝0.827115Durbin-Watson＝0.873

第二产业：

LogGDP2=0.497026*LogWZR2+6.084255

(8.784)(15.640)

R2＝0.846423AdjustedR2＝0.835453Durbin-Watson＝0.4765

第三产业：

LogGDP3=0.568403*LogWZR3+5.353824

(5.996)(8.598)

R2＝0.719752AdjustedR2＝0.699734Durbin-Watson＝0.3855

（三）利用外资对我国贸易结构的影响

利用外资对促进外贸发展具有重要作用，集中表现在外商投资企业进出口的增长方面。随着

利用外资规模的扩大，外商投资企业数量迅速增加。由于这些企业基本是两头在外型的，即材料和主要零部件从国外进口，产品主要销往国外，因此外商投资企业的发展，引起了加工贸易进出动的大量增加，使外商投资企业进出口在我国进出口中的比重迅速提高。1986年我国外贸进出口中外商投资企业占4.04％，到1999年，已经提高到48.38％；在出口中的比重则从5.82％提高到45.47％。在促进进出口总量增长的同时，外商投资企业进出口的增长还促进了进出口商品结构的优化。由于外商投资企业主要面向国际市场，所以产品结构与国际接轨程度较高，制成品所占比重大，高新技术产品所占比重大，对改变我国进出口结构发生了重要作用。据有关统计，外商投资企业出口中工业制成品的比重大多数年份高于全国水平，对提高制成品在出口商品中的比重发挥了积极作用；外商投资企业在全国机电产品出口中的比重，1993年为37.14％，1997年提高到57.87％；在1999年全国高新技术产品出口额中，外商投资企业占了70％以上。