产值和税收的关系范文

时间：2023-07-02 08:20:53

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产值和税收的关系

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）：

ln（tax）

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）

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）

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：

[1] 林S，李大明，邱世峰.宏^税负的国际比较：1994-2007年――基于OECD的概念界定[J].学习与实践，2009，（1）：29-33.

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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

（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

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

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

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。

篇5

一、各项指标分析

（一）工业总产值指标分析

年镇尚未建立工业区时，有7家工业企业位于后来建成的工业区区域内，为了比较的方便，也为了使数据按照同一口径具有可比性，故将该7家企业的各项指标作为园区比较的基数（下文如无特别说明，都按此种涵义理解）。年，工业区原7家企业工业总产值为17339万元，年度工业区预计完成总产值150000万元（年度1-10月份已完成107000万元，工业区年工业产值比年增加了6倍多。年度全镇工业产值预计为218900万元（年度1-10月份已完成15510万元），比年度的44377万元，增加了近4倍。工业区产值的增长速度要快于全镇工业产值的增长速度。各年的具体工业产

园区内和全镇每年工业产值的增减情况如何，两者的变动又存在什么关系呢，请看下图：

图一：园区和全镇工业产值增加趋势图

由图可知，园区和全镇工业产值的同比增加数所走过的轨迹有着许多相似之处，年建园之初，增加比例小幅上扬，经年、年的大幅增加后，年、年渐趋平缓。但是两者又有所区别，主要体现在同比增加比例数值的大小上，除年以外，镇工业产值增加比例都要小于园区该项指标，尤其是年和年两年，两者的差距尤为显著。

下面通过雷达图示来看看工业区产值占全镇工业产值的变化情况

图二：园区内工业产值占全镇工业产值比例图

图中很清晰的显示了工业区产值占全镇工业产值的比例逐年提高这一趋势，从年的39.1%，一直到年的68.5%。单从工业产值该项指标而言，园区经济在全镇经济中的地位越来越重要，甚至可以说是起到了举足轻重的作用。

（二）工业企业（规模以上）数量指标分析

企业数量的增减也能反映一个地区经济发展的程度和趋势，尤其是较大型企业的数量。我们将年产值在500万元以上的企业称为规模以上企业（以下简称规上企业），并以此为标准统计了全镇和工业区年到年的企业数量，如下表：

总体来看，全镇和工业区内规上企业逐年增加。年相比年，区内增加了18家，增长到原来的5.5倍；全镇则增加了30家，增长到原来的3.67倍。为了更好了解工业区内和全镇规上企业数量变化之间的关系，请看下图：

图二：工业区内和全镇规上企业数量变化图

图中曲线代表的就是年区内规上工业企业占全镇规上企业的比例，从年（也就是建园之年）起，该项比例就不断提高，从21%一直上升到年的61%，年稍有下降，为50%。说明全镇较大型工业企业有向工业区集中的趋势。

（三）工业利润指标分析

对一家企业来说，在其成熟稳定期，利润指标往往比产值指标更能说明问题，因此对于一个地区的经济也是非常具有说服力的一项指标。我们对此也做了一下统计（其中年为计划数）：

图三显示，无论是全镇工业利润还是园区内工业利润，其增长趋势并不平稳，而是一直处于波动状态，全镇在年和园区在年都出现了负增长，分别为-6%和-13%。为了探究其原因，我们调阅了当年相关的资料，发现主要是因为某些较大型企业或受行业不景气影响、或因刚刚投产和原材料成本上涨等，导致当年的利润出现微利或较大幅度的亏损。比如年某某化工企业受行业不景气影响，利润从年的近500万下滑到30几万；又如某某电子企业年投产，当年产出近1.5个亿，却亏损近700万。

图四显示，园区内工业利润占全镇工业利润的比例有总体下降的趋势，03年之前，该比例在70%左右徘徊，03年之后，则基本处于50%的水平，这与园区产值占全镇工业产值逐年增加的趋势形成鲜明对比。

（四）税收数指标分析

一个地区财政收入的多少直接影响着该地区公共事业的完善程度和基础建设的建设力度，最终影响到当地经济的发展速度，而税收是财政收入的最主要来源，因此很有必要分析一下工业园区在这方面的贡献。需要说明的是，由于资料所限，没法获取04年以前的相关数据，也没有按具体税种对税收数加以分解，全镇税收额也只是一个总数，没有按产业加以分类。虽然有上述诸多不足之处，但通过我们的分析，在一定程度上还是能说明某些问题的。

由表可知，年到年，全镇和园区税收总额逐年增加，全镇从6812万元增长到15000万元（预计数，1-10月完成10727万元），园区则从2388万元增加到4100万元（预计数，1-10月完成3429万元）。年均增加的幅度虽然不太一样，05年全镇增长幅度大于园区，而06年正好相反，但两者的比例却基本保持稳定，在20%-35%之间浮动。

（五）就业人数指标

该项指标比较简单，又由于资料所限，只能获取园区04年到06年的统计数据，也就不再展开论述，请看

从图中可以看出，工业区在解决全镇人口就业方面也在扮演着越来越重要的角色。

二、综合评价

通过以上的五项指标分析，我们发现工业园区无论是在工业产值、工业利润、企业数量（规上）还是税收总额、就业人数等方面都对全镇产生着重要影响，尤其是工业产值方面，在更是占了全镇工业产值的近七成之多。但是，通过对数据的统计分析后我们也发现了一些问题，，主要体现在以下两个方面：

（一）、工业区建区时间短，处于发展的初级阶段，因而总体规模不大，龙头企业缺乏，创税大户也较少。工业区年总产值只有12个亿，最大的企业年产值只不过4个亿，创税1000多万，而附近某镇的工业区年总产值超过30个亿，最大一家企业的年产值也超过10个亿，创税过4000万元，差距是全方位的。

（二）园区企业创利和创税质量普遍不高。相对于全镇工业产值的高比例，在利润和税收这两项指标上，园区企业没能作出应有的贡献，相对偏低，参看下图：

图六：各项比例图

从图中可以清晰的看到，从04年开始，园区内工业企业利润占全镇工业利润比例都要低于园区内工业产值占全镇工业产值比例，而园区税收占全镇税收比例更是低于园区内工业企业利润占全镇工业利润比例

三、对策和建议

针对以上存在的问题，可以采取以下措施加以改进：

篇6

GDP是衡量一个国家或地区经济发展水平的重要指标，税收是政府取得公共收入最有效、最主要的形式。经济发展水平决定税收收入，税收收入又来源于经济发展，只有当税收收入与经济实现协调增长，才能说明税收收入取得的巨大发展是合理的。为探究玉溪地区税收与经济增长之间的内在关系，文章采用协整误差模型，对1994年至2009年玉溪市经济综合数据进行计量分析。

由于分析对象，税收和GDP都属于时间序列数据，存在数据非平稳现象，如果实证只停留在线性回归阶段，则无法避免“虚假回归”导致的短期均衡状况，为了更深层次探究这二者之间长期的均衡关系，下文将对1994-2009年玉溪市税收（TAX）与GDP做协整分析，并建立误差修正模型。

一、单位根检验

首先，对二者数据分别取自然对数，降低数据的波动程度，使得他们呈现更好的性质。得到序列ln（TAX）和ln（GDP）。再分别对原始序列进行ADF单位根检验，以确定两组序列的平稳差分模型，结果如下：

Lntax的ADF检验

Lngdp的ADF检验

Lntax的ADF检验结果中，二阶差分模型t统计量（-3.658）大于显著性水平为10%的临界值，拒绝零假设，此时差分序列平稳，带有截距项、时间趋势、和一阶滞后项。说明序列lntax二阶单整。

Lngdp的ADF检验结果中，二阶差分模型t统计量（-5.959）大于显著性水平为5%的临界值，拒绝零假设，此时差分序列平稳，带有截距项、时间趋势、和一阶滞后项。说明序列lntax同样二阶单整。

二、协整检验

经济理论指出，某些经济变量之间确实存在着长期均衡关系，即使是非平稳的时间序列，只要能在它们中找到能够降阶和稳定的线性模型（可能不唯一），就说明二者之间存在长期均衡关系，亦可以说这两组序列是协整的，并且两个序列的单整阶数必须相同才能构建协整关系。

由上ADF单位根检验后，发现lntax与lngdp两组序列均为二阶单整，此时满足协整前提条件，这时可对二者进行协整回归，并检验其合理性。

协整回归模型：LNTAX■=α■+α■LNGDP■+μ■

Lntax与lngdp的协整模型

上述回归结果lngdp的t统计量显著，截距项t统计量基本通过10%的显著水平，拟合优度较高。

对模型残差做ADF检验，模型仅有一阶滞后项，无截距，无时间趋势。结果显示t统计量为-2.18在5%的显著水平下拒绝原假设，此处不存在单位根，残差序列平稳。证明lntax与lngdp构建的协整模型为0阶单整，它们之间是（2,2）阶协整关系。

三、误差修正模型

Granger表述定理认为，如果两组时间序列数据是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。将二者间的长期均衡关系构成误差修正项，并作为解释变量之一，连同其他反应短期波动的解释变量一起，建立短期模型，即误差修正模型。

首先，对协整模型的残差做序列相关检验，以确定差分滞后项的滞后阶数。LM统计量为9.641，F统计量为9.097，变量显著，残差存在二阶自相关，以残差的滞后二阶变量作为误差修正项；lntax与lngdp同为二阶单整序列，差分形式亦为二阶，建立误差修正模型如下：

Δ■LNTAX■=β■ΔLNTAX■+β■Δ■LNGDP■+β■ΔLNGDP■+λECM■+μ■

Δ■LNTAX■=－1.03ΔLNTAX■+0.57Δ■LNGDP■+0.83ΔLNGDP■－0.422ECM■

t =（-3.57）（1.79）（2.49）（-1.61）

=0.71 D.W=1.81

从模型回归结果来看，各解释变量的t统计量基本通过显著性10%的检验。各项指标均在合理范围内，整体效果较好。误差修正模型将税收与GDP之间的关系分为长期和短期均衡两部分。

协整回归模型提供了长期均衡部分，LNGDP的回归系数为0.689（t=7.169），即税收对GDP的长期弹性，表示税收随GDP变化的长期趋势，GDP每增长1%，税收相应增加0.68%。

误差修正模型中，Δ2LNGDP的系数为0.57（t=1.79），即税收对GDP的短期弹性，表示平均水平下，税收对GDP变化的敏感程度，GDP每增长1%，税收相应增加0.57%。

误差修正项ecm的参数大小为-0.422，这一值反应了短期偏离长期均衡的调整力度。当短期波动偏离长期均衡时，将以0.422的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。负号表示负向调整纠偏机制，即当期短期波动高于长期，下一期值就会降低，当短期低于长期，下一期值就会升高，如此短期波动将时刻与长期趋势保持一致，不会偏离均衡状态。

结论：

首先，模型的结论基本符合经济规律，玉溪市税收与GDP呈正向因果关系，总产值的增长对税收贡献较大，每单位基本在0.5～0.6之间，这样大比重的影响力与玉溪地区的产业结构紧密相关。玉溪市的税收来源有很大一部分来源于烟草业，故而烟草业产值也会在很大程度上影响当地税收。

其次，实证还发现，除了GDP外，其余理论上影响税收的经济因素皆没有突出表现。经济理论指出，拉动国民经济的三驾马车分别为投资、消费、出口。由于云南地区整个经济发展较全国水平落后，产业结构简单，消费水平低下，其主要经济增长依靠投资，但从实际分析来看，玉溪地区投资对税收的促进作用并不明显，这和样本区域小，统计口径出入有关，小范围的数据难以达到理论上大样本呈现出规律。本文的实证分析结论仅适用于玉溪地区，代表性不强。

最后，影响玉溪市税收的主要经济因素是地区总产值，这个结果从两方面提示我们，第一，玉溪市的经济结构过于单一，一种产业独大的格局不利于地区全面经济发展。在保证支柱产业贡献的前提下，适当发展其他产业，以构建多样均衡的经济发展模式。第二，内需不足，有效投资不足。从回归分析中看到，虽然玉溪市的固定资产投资逐年上升，却未能对税收做出有效贡献，这就牵扯到投资有效性问题。包括投资的方向，渠道和方式等等。

参考文献:

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主要做法：

一、牢固树立快速发展的思想

多年来，在县委、县政府的关心下，在相关部门的大力支持下，××区丰富的资源优势已逐渐得到合理的开发，目前以铜、铁、镍、钼等为主的矿产资源的开发已形成全区经济快速发展的支柱，特别是近年县委、政府提出的工业强县，为××区工业强区指明了方向。全区已具备快速发展条件，全区各级干部已形成抢抓机遇，主挑全县工业重担，勿须扬鞭自奋蹄，自加压力，负重发展的思想。

二、围绕一个奋斗目标

1至6月，全区紧紧围绕：“全年完成铜金属××吨、铁精粉××万吨、镍金属××吨，钼金属××吨，工业产值××个亿，全年实现税收总量保××万元，力争达到××个亿”的奋斗目标抓好工业发展。

三、强化一个措施促发展

（1）、优化××发展大环境

进一步深化对工业发展、工业兴区、工业强区、工业兴乡、工业强乡重要性的认识，树立“企业发财，我发展”的思想，把优化良好的投资环境摆在企业发展的首位，主动关心已经投产的企业和正在建设的企业，教育引导村、组干部和群众做好优化环境工作，通过优化地方环境工作，构建和谐厂社关系，进一步规范企业，农户和基层组织的行为，以优化促规范，以规范促发展。

（2）、狠抓新建和在建项目的工作进度，为全区经济持续增长打基础

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20__年我市涉外企业正式登记注册的有217户。其中：属于第一产业的“农林牧副渔业”3户；属于第二产业的“采矿业”7户、“制造业”103户、“电力煤气及水的生产供应业”2户、“建筑业”28户；属于第三产业的“交通运输仓储和邮政业”7户、“信息传输、计算机服务和软件业”8户、“批发和零售业”18户、“住宿和餐饮业”19户、“房地产业”5户、“租赁和商业服务业”3户、“其他行业”14户。注册类型结构为：内资企业9户、港澳台投资企业134户、外商投资企业74户。

20__年纳税登记户新增30户，减少34户，为213户。其产业结构：属于第一产业的“农林牧副渔业”3户；属于第二产业的“采矿业”10户、“制造业”99户、“电力煤气及水的生产供应业”2户、“建筑业”24户；属于第三产业的“交通运输仓储和邮政业”6户、“信息传输、计算机服务和软件业”9户、“批发和零售业”21户、“住宿和餐饮业”18户、“房地产业”8户、“租赁和商业服务业”3户、“其他行业”10户。注册类型结构为：内资企业11户、港澳台投资企业126户、外商投资企业75户、外国企业1户。

以上企业直接纳入我分局征管范围的户数：20__年70户，20__年66户。其他均在各县市区由当地税务机关负责税收征管和入库。

（二）经济税源及入库税收收入：

20__年全市涉外企业实现产值36.78亿。20__年实现产值32.23亿。

20__年元至12月，我分局共计入库税费4863.55万元。其中：纯税收入4403.27万元（营业税1715.14万元、个人所得税808.55万元、城市维护建设税1154.34万元、房产税251.89万元、印花税191.47万元、城镇土地使用税171.89万元、土地增值税0.7万元、车船使用和牌照税3.41万元、城市房地产税105.88万元）、教育费附加171.35万元、文化市场建设费收入10万元、社会保险基金收入278.92万元。

20__年元至12月，我分局共计入库税费5913.52万元。其中：纯税收入5290.89万元（营业税2900.23万元、个人所得税828.77万元、资源税0.66万元、城市维护建设税703.55万元、房产税321.21万元、印花税207.26万元、城镇土地使用税182万元、土地增值税0.89万元、车船使用和牌照税2.5万元、城市房地产税143.82万元）、教育费附加351.39万元、文化市场建设费收入5万元、社会保险基金收入266.24万元。

重点税源户提供的税收：

20__年：新能湖南——发电有限公司2155.99万元、移动通信——公司691.89万元、昌盛石化419.36万元；

20__年：新能湖南——发电有限公司2275.99万元、移动通信——公司__5.08万元、中国联通——公司310.16万元。

二、——市涉外企业宏观税负基本描述：

1.宏观税负基本数据：

（见附表）

2.基本数据比较：

从税收总量比较：

20__年度：全省GDP为5641.92亿元，税收收入154.93亿元，税负2.75；——市GDP为590.31亿元，税收收入10.15亿元，税负1.72；我分局负责征管的涉外企业GDP为21.62亿元，税收收入0.45亿元，税负1.23，略低于省市水平。

20__年度：全省GDP为6473.61亿元，税收收入185.33亿元，税负2.86；全市GDP628.57亿元，税收收入11.32亿元，税负1.8；我分局负责征管的涉外企业GDP为25.81亿元，税收收入0.63亿元，税负1.96，高于全市水平。

从产业结构比较：

20__年度第一产业税负水平全省为零，全市为零，我分局为0.04。第二产业税负水平全省为2.66（其中工业1.7建筑业7.47），全市1.51（其中工业1.01建筑业4.7）我分局为1.07（其中工业0.91建筑业8.28）；第三产业税负水平全省为4.24，全市为2.65，我分局为2.34。

20__年度第一产业税负水平全省为0.01，全市为0.02，我分局为0.01；第二产业税负水平全省为2.92（其中工业1.93建筑业8.33），全市2.04（其中工业1.33建筑业7.97），我分局为1.71（其中工业1.10建筑业5.48）；第三产业税负水平全省为4.17，全市为2.48，我分局为2.87。

三、——市涉外企业宏观税负比较分析：

从税收总量角度对比，我分局税负20__年低于省市水平，

20__年低于全省水平高于全市水平。分析原因主要有两个：首先，由于统计局与商务局均未对涉外企业做过相应的GDP统计，我分局取得的涉外企业GDP数字系——市工商局涉外科在年检验资时按各企业上年GDP乘以全市平均增长率（1.19）得出。该数据明显大于实际数，造成了税负比例的偏低。同时，工商部门登记在册的涉外企业户数和我分局实际征管的户数存在很大的区别。前面列出的登记数据20__年217户、20__年213户，而我局实际归口征管的为20__年70户、20__年67户，其他百余户均划归其所在地各县市区统一征收管理。我局在进行宏观税负分析时,使用70户左右的税收收入除以200余户的GDP总额，客观上造成分母过大，以致比例降低。从产业结构角度对比：第一产业20__年我分局比例高于省市水平、20__年持平；第二产业20__年和20__年我分局比例均低于省市水平；第三产业20__年略低、20__年略高于全市水平。整体低于省市平均水平。

分析原因主要在第二产业：由于我分局属于专业分局，纳入征管的都是涉外企业，享受税收优惠政策。.我国的税收优惠政策上存在“税收歧视”现象，缺乏统一性。内外资企业享受的税收优惠不同，内资企业以照顾性优惠为主，外资企业则以鼓励性优惠为主，外资企业较内资企业享有更多的税收优惠。造成这些涉外企业（尤其是负担着我分局全部税收收入的75％左右的第二产业）产值增长迅速，但是无论从税收收入总额还是营业税各税目的比重上都无法像内资企业那样相应地得到高比例增长，宏观税负水平自然也就低于省市平均水平。例如我局负责征管的“新能湖南——发电有限公司”20__年产值为__982.40万元，全年纳税总额为2025.99万元（企业所得税未在我局征收），税负为0.02，20__年产值为115234万元，全年纳税总额为1970.89（企业所得税未在我局征收），税负为0.02，远远低于省市水平。

四、从税负分析角度对提高——市涉外企业税收质量的对策思考：

（一）尽快与统计局、商务局、工商局共同构建一个指标分析体系，使各项指标趋于精确，是提高税负分析水平，从而提高税收征管质量的前提条件。

通过这次宏观税负分析发现我市涉外企业各类经济数据存在未共享、不精确的问题。统计、商务、工商、税务各自为政，你做你的产值、就业分析，我做我的税收收入增长分析，没有实现数据的共享。造成数据采集上的困难和人力物力的浪费。目前统计局颁布的月度指标比较少，单纯就税收尤其是地税分行业的指标根本就没有。我们要与统计局沟通，尽可能的从其颁布的指标或内部指标中找到税收与经济能够连接上的统计指标。这是我们首先要做的工作，这项工作也是做得越细越好。

另外，各有关管理部门计算口径不一致影响了数据的精确性。统计局每个月都公布规模以上企业增加值，而税务部门在做税负分析时需要计算全口径的企业缴纳的税收，所以我们要计算的是全部企业的增加值。在一般情况下，规模以上企业增加值增长速度要高于全口径增加值的增长，因此我们计算时还要进行换算，这就难以保证计算的准确性。此外，统计局公布的增加值是不变价的形式，而税收反映的是现价，因此要将不变价换算成现价。这种换算从全国来讲有一个方法，即不变价加上物价指数（即全国工业品出厂价格指数）。而对于某个具体地方，其指数又不尽然相同，者就进一步造成了计算上的差距，制约了高水平的税负分析。所以，尽快地与统计、商务、工商等部门加强协作，构建一个高度信息共享数据准确的分析体系，应是加强税负分析提高税收质量的先决条件。

（二）要建立税收分析档案，宏观与微观相结合分析税收。

有感于此次税负分析数据采集的困难，我们建议平时应建立税收分析档案，全面记录、视同台帐管理，即可保证数据的完整性和连续性。而且，当我们在进行税负分析的时候，应该剔出不具有代表性的特殊情况，把常规情况跟常规情况进行比较，即剔除非即期因素，比如企业所得税的汇算清缴、查补税收、清理欠税、缓交税款、政策性减免等等。如果不建立档案，非即期因素会使得本来应该有的函数关系失真。没有税收档案，就很难进行准确的税收分析。

另外，税收征管最根本的就是税源管理，我们搞的宏观税收分析只是从宏观角度判断税收是不是收足了，是相对间接的。如果微观税源管理好了，宏观上体现的结果也应该是没有问题的。所以管理重点应该是在宏观分析与微观税源管理相结合上。

篇9

中图分类号：F810.7 文献标志码： A 文章编号：1673-291X（2011）07-0026-03

引言

在研究小城镇的类型、特点的工作中，比较多的是利用人口、产值等社会经济数据进行分析。如小城镇规模用小城镇的非农业人口数量进行分类；县城以下小城镇的经济职能可以划分为如下基本类型：交通枢纽型、工业型、旅游型、商贸型、集贸型等[1]。但是在目前的统计资料中很难进行细化。另外，我们在丹东地区的小城镇研究中，发展目前在乡镇一级的统计资料中，往往工业和农业产值等数据上下级口径不统一，但是在财政税收方面相对统一。我们试图利用财政收入的一些数据去进行小城镇的经济职能类型分析。比如，增值税是对销售货物或者提供加工、修理修配劳务以及进口货物的单位和个人就其实现的增值额征收的一个税种，中国税收收入主要来源于第二产业，在第二产业的各项税收收入中，又以工业增值税收入和企业所得税为主[2]，并且，这两项税收主要依据以价格和利润多少来征收。可见，增值税和企业所得税与工业经济关系度极高，从某种意义上讲它体现了一个地方企业的生产能力；营业税是在企业征税中除增值税征收范围以外的主要税种，其中服务业最为广泛，包括旅店业、饮食业、旅游业、其他服务业等等，它主要体现一个地区的第三产业发展的程度。而资源税从1994年中国开始以量计税，征收范围扩大到所有矿种的所有矿山，目前资源税依然采取从量定额征收的办法。以煤炭行业为例，原煤每吨征收资源税2元～5元，焦煤8元，综合起来平均每吨3.5元。资源税征收不足每吨煤销售价格的1%[3]。但是，它间接反映矿业产值。本文通过对2008年丹东地区小城镇的总人口、非农业户口、一般预算收入、增值税、营业税、资源税等要素进行分析研究。去分析不同类型的规模和结构。

一、区域特征

丹东地区位于辽东半岛东北部，东南隔鸭绿江与朝鲜民主主义人民共和国相望，南临黄海，西与大连市、鞍山市相接，北与辽阳市、本溪市交界，东北隔浑江与吉林省集安市相望，丹东地区东西最大横距196公里，南北最大纵距160公里，总面积15 222平方公里，其中市区面积834平方公里，丹东大陆海岸线长120公里。丹东地区是辽东山地丘陵的一部分，属长白山脉向西南延伸的支脉或余脉。地势由东北向西南逐渐降低。按高度和地形特征，可划分为北部中低山区、南部丘陵区、南缘沿海平原区三类规模较大的地貌单元。其中以山地和丘陵为主，主要分布在中北部的凤城和宽甸地区，占70%左右；阶地、盆地、台地、沿海平原占30%左右，沿海平原分布在南部的东港地区。

丹东市辖二市（东港、凤城）、一县（宽甸）、三区（元宝、振兴、振安），61个建制镇，4个县级市的城关镇的管理区、5个民族乡，2个办事处，其中，元宝区1个镇；振兴区2个镇；振安区5个镇，2个办事处；东港市19个乡镇；凤城市21个乡镇；宽甸县22个乡镇；总计72个乡镇单位。

二、丹东地区小城镇的经济职能类型

关于小城镇经济职能的划分，目前没有一个统一的尺度，我们这里根据财政数据统计，一是根据某一指标所占总体指标的多少，二是同类指标在区域乡镇中的位序或比重，由于数据较多，我们取前不同类型的前十位进行说明。

1.工业型乡镇

工业型乡镇的主要指标是增值税和企业所得税总和占一般预算收入的比例最大和税收额在300万元以上的两项指标来确定，共有31个乡镇，主要的工业型乡镇（见表1）。

2.矿业型城镇

矿业型乡镇的主要指标是资源税在所有税收类别的位序在前两位，而增值税和企业所得税也有资源税的影子效应，资源税额至少在100万元以上，且占一般预算收入的比例至少占15%来确定；共有个19个乡镇，这类城镇应以采掘和原料粗加工为主（见表2）。

3.工矿型乡镇

工矿型乡镇的主要指标是增值税和企业所得税及资源税占各种税收的50%以上，在表1和表2中工业和矿业都具备的类型，共有12个乡镇。

4.商贸型乡镇

商贸型乡镇的主要指标是营业税在所有税收类别的位序在前两位，以及营业税额在200万元以上，一般预算收入在1 000万元以上。共有个19个乡镇，这类小城镇大多是商品集散地和集市贸易区，是区域性中心小城镇。

5.工贸型（综合型）乡镇

各种税收较多，在各个乡镇系列中居前列，只有资源税较少；共有11个乡镇，主要是东港市（大东街道）、凤城市、宽甸（镇）县城。

6.其他类型的乡镇

由于农业税的减免，也造成农业经济数据的缺失。虽然也有农业方面的统计，但是，由于一般农业的附加值较低，对农民纯收入的增加较少。所以，根据各个乡镇的统计，其工业产值都大于农业，没有农业型乡镇显然不符合实际的；而旅游业税收含在营业税中，加上有些服务性营业税收是死税，难以体现旅游业的发展状况。因此，我们把上述五种类型以外的都列为其他类型，本类型主要指旅游和疗养型、农业型乡镇，共22个，有青山沟、汤山城、蓝旗、长安、杨木川、下露河、八河川、黑沟等乡镇。

三、以财政特征进行经济职能分类问题的探讨

1.财政统计数据口径问题

小城镇按照职能及发展的经济动力模式，可以把小城镇主要分为五类：综合型小城镇、旅游型小城镇、矿产资源型小城镇、交通枢纽型小城镇、农业特征型小城镇。由于税收业务的要求，一些税收不能体现经济特征，如资源税的七个税目虽然覆盖了大部分已知的矿产资源，但仍有许多自然资源未包括在内，如水资源、黄金、地热资源、森林资源等；又如，资源是从量计税，由于不同矿产资源之间价格的差别，仅从资源税还不能体现其产值、从业人口等信息；又如旅游型、交通枢纽型、农业特征型乡镇很难用专项税收来体现，有些税收往往包含在增值税或营业税中，很难分离开来。另外，税收的按级分解和比例留成方式的不同，也影响到经济本质的体现。

2.各级城镇发展不够协调

目前，丹东地区城镇化水平从指标上看比较高，但城镇化的质量和城镇经济发际上仍较低，使得城镇化指标与实际城镇发展水平相背离，造成城镇化的虚高。地区城镇体系等级规模结构不尽合理，整个城镇的层次不完整，小城镇为数众多，但是规模较小。

与全国发达地区比较，财政收入差距较大。据江苏省财政厅最新统计，2008年全省财政一般预算收入超亿元乡镇（含辖村街道办、开发区）达到245个，比2007年增加47个，已占全省乡镇总数的1/5。而丹东地区的乡镇一般预算收入才达到8.01亿元，超过1亿元的只有一个，为1.18亿元的大东镇，差距极大；区域内一般预算收入最高与最低相差143倍。

研究结果表明，在丹东地区乡镇税收总额中，按大小分别为增值税（15 615万元）、营业税（14 124万元）、资源税（6 210万元）、企业所得税（3 939万元）、个人所得税（2 540万元）。而经济发展较快的小城镇主要是一般工贸型和工矿型乡镇为主。

3.税收数据问题

税收数据问题是我们关注的重要问题。我们发现在某些乡镇，搞所谓的“吸税”、“引税”活动，具有一定的普遍性。如以招商引资的名义，下达“买税”任务。“买税”主要涉及建筑安装业、货物运输业等营业税行业，也有像商贸等部分增值税行业。由于近两年国家取消了农业税及农业特产税，一些乡镇财政收入来源逐渐枯竭，买税的乡镇往往采取返还的方式来吸引税源，有的以“技术改造”、“创新鼓励”等名目返还，有的能给卖方20％～30％的优惠。从买税的乡镇看，往往是乡镇经济不够发达。另外，不排除偷税漏税和无税源凭空虚增财政收入现象。虽然财政数据并不能全面反映经济实际状况。但是，从实际情况来看，一般乡镇的预算收入以及内部税收留成数量还是大体上能够体现小城镇经济发展水平的。

参考文献：

[1]崔功豪，魏清泉，陈宗兴.区域分析与规划[M].北京：高等教育出版社，2006：373.

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关键词:财政收入;重大工业项目;国民生产总值;税收

Key words: financial revenue;major industrial project;GDP;tax

中图分类号:F812.7文献标识码:A文章编号:1006-4311(2010)11-0034-02

0引言

财政收入是指政府为履行其职能、实施公共政策和提供公共物品与服务需要而集中的一切资金的总和,包括税收、企事业收入、能源交通重点建设基金收入、债务收入、规费收入、罚没收入等,财政收入水平高低是反映一国经济实力的重要标志[1]。一个地区的财政收入要受到诸多因素的影响,如重大工业项目投资、国民生产总值、产业结构、税收规模等[2]。2008年衡阳市财政收入达60亿元,创历史新高,增幅超过25%,2009年衡阳市财政收入预计达65亿元。为保证衡阳市财政收入总量的平稳增长,有必要对衡阳市财政收入的影响因素及影响程度进行分析。

1财政收入的影响因素

1.1重大工业项目对财政收入的影响重大工业项目对财政收入的影响可以从两个方面分析:一是重大工业项目往往以生产速度加快、生产质量提高为结果,重大工业项目发展的速度越快,GDP的增加也越快,财政收入的增长有了充分的财源。二是重大工业项目必然会带来物耗比例降低,经济效益提高,产品附加值所占的比例扩大。由于财政收入主要来自产品的附加值,所以重大工业项目对财政收入的影响更为直接和明显。重大工业项目各阶段的财政贡献也不相同,呈现一个倒“U”型曲线(图1)[3]。在重大工业项目的初期,由于财政补助或税收优惠,财政效应往往是负的;在成长阶段,重大工业项目的财政贡献转为正向,并处于上升势头;在成熟阶段,它是地方和国家财政收入的重要来源,而且增幅较大,持续时间较长;在老化阶段,财政贡献有所下降,但由于税收惯性,仍是地方财政收入重要来源之一。

1.2 国民生产总值对财政收入的影响国民生产总值(GDP)是反映一个国家(地区)在一定时期内生产总值的指标,在宏观经济中被认为是衡量国民经济发展情况最重要的一个指标。理论上,财政收入与GDP增长之间保持相互依存、相互制约关系,但就二者的相互影响作用而言,财政收入增长对GDP增长的影响作用不显著,而GDP增长对财政收入增长的影响作用显著[4]。

1.3 税收对财政收入的影响税收是国家为了实现其职能并满足社会公共需要,凭借其政治权力,运用法律手段,按照预定标准,向社会成员强制、无偿地取得财政收入的一种手段。税收是财政收入的主要形式,税收规模的大小,直接影响政府的收支规模,直接影响到政府提供公共产品与服务的范围和质量[5]。

1.4 产业结构对财政收入的影响财政收入结构与产业结构二者存在着密切的关系。一方面,产业结构的不同比例和层次决定着财政收入的规模和水平,表现为三大产业在国民经济整体中的地位不同,在财政收入中的地位也不相同,对财政收入的影响也不同。另一方面,财政又通过自身的收支调整产业结构和产业布局,调整产业划分和比例关系,使产业结构向着有利于地区经济发展的方向调整和变化。

2衡阳市财政收入影响因素的实证分析

2.1 衡阳市财政收入与其影响因素数据查阅2008年《衡阳市统计年鉴》及2009年衡阳市统计月报,可以得到衡阳市从1998年到2009年的财政收入、重大工业项目投资、GDP、各产业产值、税收收入(见表1)。

说明:2009年数据在衡阳市统计局1-9月份数据的基础上估算得到;2005年前重大工业项目投资没有统计数据,按环比1.1估计得到;考虑到地税对当地政府影响较大,这里以地税收入代替税收。

2.2 财政收入与影响因素的回归模型对数据进行相关分析,可以看出各变量均具有较高相关系数,都在0.8以上,有的相关系数达到了1.0,表明变量之间高度相关,存在着严重多重共线性,因此,我们利用E-views,采用逐步回归的方法来建立模型[6]。

根据表1数据,对财政收入(Y)与重大工业项目投资(X1)、GDP(X2)、产业结构(第一产业X3、第二产业X4、第三产业X5)、税收(X6)进行对数变换后,进行逐步回归分析,得到如下多元回归模型:

LY=-2.394557+0.111503*LX1+0.023951*LX2+ 0.080814*LX4

-2.5309812.2300082.7442273.738709

R-squared:0.998976 Adjusted R-squared:0.998593

Durbin-Watson stat:2.495314

F-statistic:2602.502Prob(F-statistic):0.000000

2.3 模型检验及经济意义

2.3.1 模型检验模型拟合优度X2=0.998976、调整的拟合优度X2=0.998593,这说明X1、X2、X4与Y高度相关,所求得的线性回归方程线性关系显著,可以认为自变量X1、X2、X4与因变量Y之间有明显的统计学意义。D.W.=2.495314,说明回归方程不存在序列相关。

2.3.2 变量显著性检验给定显著性水平α=0.05,查得相应临界值:t0.025(11)=2.179,上述回归系数所有的t值都大于该临界值,所以拒绝原假设,即通过了变量显著性检验,变量均有显著意义。

2.3.3 方程的经济意义在财政收入的总变差中,有99.8%是可由重大工业项目投资(X1)、GDP(X2)、第二产业(X4)共同做出解释的,剩下的不可解释的0.2%是受这三个因素外的其他因素所影响。而在这三个因素中,由弹性系数(偏回归系数,分别为0.111503、0.023951、0.080814)知,财政收入受重大工业项目投资因素影响最大,因此回归方程具有经济意义。

3实证分析结论

3.1 由重大工业项目投资的弹性系数0.111503知,重大工业项目已成为衡阳市经济发展的重要力量,其提供的税收已成为衡阳市财政收入的重要增长点,对推动衡阳市财政收入的持续稳定增长发挥着越来越重要的作用,也为重大工业项目发展打下了更坚实的财政基础,从而形成了重大工业项目发展与财政效应的良性循环。但与其它发达城市相比,其财政贡献还没有得到很好的发挥,弹性系数还处于较低水平。这是因为衡阳市重大工业项目大都是近几年开工或投产,还处于成长阶段,暂时还不能完全体现出对财政的贡献。而且,重大工业项目初期存在一定的外部性,并受增值税税收体制影响,所创造的税收主要增加了中央收入,对地方税收贡献不够大。

3.2 衡阳市GDP每增加1亿元,财政收入增加0.023951亿元。虽然,2003年至2008年财政收入保持了快速增长的态势,2005-2008年四年连续破30、40、50、60亿元大关,六年的增速分别为:11.1%、21.1%、21.8%、26.5%、26.1%、19%,剔除价格影响,均高于相应年份全市GDP的增长速度,全市财政收入占GDP的比例从2002年的4.89%提高到2008年的6%,但低于全省平均水平5.7个百分点,低于全国14.4个百分点[7],表明衡阳市经济发展质量较低,GDP对财政收入的贡献较小。

3.3 第二产业产值每增加1亿元,财政收入增加0.080814亿元。表明衡阳市第二产业目前仍处于低端阶段,工业化尚未真正跨入高技术、高加工、高附加值阶段,制造业的经济效益和对地方的财政贡献相对不高。而且,创新能力、自主知识产权与核心技术不够理想,与先进地区相比有较大差距。

3.4 第一产业生产总值对财政收入贡献不显著。这是因为在衡阳市的农业产值中存在相当一部分的无税产值,如农用生产资料、自产自用产品产值。第一产业大量无税产值的存在及低税政策,使其对财政收入的贡献不可能大。

3.5 从全国来看,第三产业对财政收入的影响较大[8],但衡阳市第三产业生产总值对地方财政收入的影响却相对较弱。这是因为衡阳市第三产业包括的门类中,一类是财政拨款的全额、差额行政事业单位,还有一类是各种服务、文化企业和企业化管理的事业单位等。前一类单位不提供财政收入来源,后一类单位一般是国家重点扶持的新兴产业,所提供的财政收入极其有限,而真正能增加财政收入的现代服务业却很少。

4增加财政收入的对策

4.1 延伸重大工业项目的产业链从第二产业对财政收入的影响可以看出,产业发展集聚效应仍不够明显,产业间内在关联机制存在缺陷。虽然近几年在建设“松木工业园、白沙工业园”和“钢铁治炼及管材加工、汽车及零部件、盐卤化工及精细化工、输变电设备制造、有色金属冶炼及深加工等五大重点产业”方面取得了长足进展,一批产业带动力强的大项目相继落地,但总体而言,集群化水平仍非常低,特别是产业配套能力明显不足。因此,必须重点发挥大项目产业链的带动作用,积极引进大的研发机构和配套企业,加快发展上下游产业,从而带动税基增长。

4.2 走新型工业化道路走新型工业化道路,提升产品的附加价值和创税能力。一方面,应加大科技投入和人才培养,推进科学技术的创新和发展,提高企业的科技含量和核心竞争力,大力发展高、精、尖等企业,以较小投入获得较大利润,进而增加对地方财政的贡献。另一方面,应鼓励企业加快对科技成果的消化吸收,掌握核心技术,自主开发新技术,尤其是要鼓励企业进行技术转让,不仅可以改善工业结构,提高企业进行研发和掌握知识产权的积极性,同时由于技术转让主要涉及到营业税,对于增加地方财政收入大有裨益。

4.3 提升第三产业衡阳市第三产业以交通运输、商贸、餐饮等传统服务业为主,主要靠房地产业推动,金融、信息、咨询、研发等现代服务业发展明显滞后,规模以上的批发零售等传统服务业基本上均是低税负的企业,对地方财力的贡献度较小。因此,需大力发展物流业、金融保险业、文化创意产业等辐射面广、带动力强、聚集效应大、地方税收“含金量”高的现代服务业。

4.4 转变招商引资模式衡阳市应转变招商引资理念,提升招商引资质量,重点引进高附加值、税收贡献大的产业,围绕现代服务业、高新技术、新能源等领域加大招商引资力度。同时,应注重引资与增税并重,提高招商引资项目对税收的贡献率,在项目引进环节有针对性地制定税收筹划方案,避免目前部分项目存在引资不增税问题。

4.5 完善投融资体系为保持衡阳经济飞速发展的势头,应继续加大财政投入力度,发挥财政资金的“四两拨千斤”的杠杆作用,形成滚动发展、良性循环的投融资机制,建立以政府为龙头、企业为主体、银行为后盾的多渠道、多层次的项目投融资体系。一方面,进一步推动金融部门与工业项目良性互动,引导银行资金向工业项目倾斜。另一方面,应组建扶持项目发展的服务公司,专门为工业项目申请贷款提供担保服务,对技术成熟、市场前景好、附加值高的高科技项目,还可以投资参股经营。

参考文献:

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[2]纪跃芝.影响财政收入增长的相关因素分析[J].统计与决策,2009.19.

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[4]李进江.中国财政收入与GDP的因果关系检验[J].科技广场,2008.6.

[5]檀学燕.影响我国税收收入增长的经济因素与趋势预测[J].中央财经大学学报,2008.11.

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从工业产值方面进行考察，1996年，我国国有独立核算工业企业的总产值为27289亿元，占全国独立核算工业企业总产值的43％，其中国有大型企业的总产值为17282亿元，占全国工业总产值的27。5％，占我国全部大型企业总产值的69％，国有中型企业的总产值为5227亿元，占全国工业总产值的8。3％，占我国全部中型企业总产值的54％，国有小型企业的总产值为4779亿元，占全国工业总产值的7。6％，占我国全部小型企业总产值的16。7％。1996年，我国国有工业企业所创造的增加值为8742亿元，占我国全部工业企业创造增加值的48％，其中国有大型企业创造的增加值，占我国全部工业增加值的33％，占全部大型企业创造增加值的76％，国有中型企业创造的增加值，占我国全部中型企业创造增加值的57。8％，国有小型企业创造的增加值，占我国全部小型企业创造增加值的17。6％。我国国有大中型企业的重要地位，不仅体现为在我国工业产值所占的比重，而且更为明显地体现在创造的增加值方面，包括职工工资、社会福利、资本积累和上缴利税等，国有工业企业创造的增加值比重，明显超过其创造的产值比重，不仅体现了国有企业对全社会的巨大贡献，而且也体现了具有良好的经济社会效益。相比之下，我国集体工业企业创造的产值和增加值，96年占全国产值和增加值的比重分别为30％和28％，股份制经济创造的产值和增加值的比重，分别为5。2％和％5。2％，外商企业创造的产值和增加值的比重，分别为19。49％和8。5％，港澳台企业创造的产值和增加值的比重，分别为8。57％和7。32％，除股份制企业的创造增加值比重，与产值比重大体持平之外，集体、外商和港澳台企业的创造的增加值比重，均明显低于其产值所占的比重。①

根据1995年全国工业普查的统计数据，我们可以对不同所有制类型工业企业的规模结构进行比较分析。1995年，国有大型工业企业的数量，占全国大型企业的比重为73％，三资大型企业所占比重为11％，集体大型企业所占的比重为8。2％，其中乡镇大型企业所占比重为3。3％；国有中型工业企业的数量，占全国中型企业的比重为66％，三资中型企业所占比重为7。8％，集体中型企业所占比重为21％，其中乡镇中型企业所占比重为8。5％；国有企业创造的总产值和增加值中，大型企业分别占61％和69％，中型企业分别占20％和16％，小型企业分别占18％和14％；三资企业创造的总产值和增加值中，大型企业分别占27％和32％，中型企业分别占9。6％和8。7％，小型企业分别占63％和58％；集体企业创造的总产值和增加值中，大型企业分别占6。2和6。3％，中型企业分别占13。6％和12。7％，小型企业分别占80％和81％；乡镇企业创造的总产值和增加值中，大型企业分别占4。6％和4。8％，中型企业分别占10。4％和9。9％，小型企业分别占85％和85％。从上述数据中可看出，国有企业的生产集中程度和规模经济水平，远远高于其它所有制类型的企业，体现了国有企业适应社会化大生产的规律。集体企业的规模经济水平较低，主要因大批乡镇企业的平均生产规模较小，城镇集体企业的平均规模高于乡镇集体企业，三资企业的平均规模则介于国有企业和集体企业之间。②

二、“二元”分化趋势及负面影响

尽管我国的国有企业的大中型企业，构成了国民经济的主体和中坚力量，但是，其规模经济水平和生产集中程度，同西方工业国家相比仍然存在着很大差距。英、美等国国实现工业化过程中，一般呈现企业规模大型化和生产集中化的趋势，但是，近年来，我国出现了整体工业的规模结构趋向小型化，生产集中程度趋向分散化的态势。这种趋势的形成有许多的经济原因，其中包括乡镇、私人、三资企业的迅猛增长，国有企业占国民经济的比重不断下降。特别令人担忧的是，从93年以来，随着国有企业所占的经济比重不断萎缩，工业规模结构小型化和生产分散化的趋势加剧，不同规模的国有企业均面临严重困难，其它各类企业的亏损面也呈扩大趋势，私人、乡镇、三资企业集中进入的产业，多属于所需投资较少和企业规模较小的领域，特别是生产过剩的轻纺、家电制造行业，从而加剧了重复建设和产业结构的不合理，这种状况持续下去必然产生严重的社会负效应，包括企业经营困难和亏损状况不断恶化，职工下岗大幅度增长影响社会稳定，银行债权和政府税源遭受重大损失，等等。因此，对于企业的规模结构与所有制结构的变迁，及其对社会经济效益的种种影响，我们有必要深入研究来龙去脉以及治理对策。

解放前，我国的私人企业的资本积累速度很慢，难以充分利用规模经济加速工业化进程。期间，我国利用公有制适应社会化大生产的优势，迅速建立了一大批大规模工业企业，大大提高了许多行业的生产集中程度，有力地推动了我国的工业化进程。八十年代，我国推行了改革搞活和结构调整政策，乡镇、个体和外资企业迅速增长，工业的规模结构开始呈现小型化趋势。我国大中型企业在工业产值中的比重，从1971年的51％，逐渐下降到1986年的42％。有人认为上述趋势不符合西方工业化的一般规律，应该采取组建大企业集团等措施加以纠正。实际上，我们应该辩证地看待上述规模结构小型化的趋势。我国的工业化过程明显不同于西方资本主义国家，美国的工业化早期，私人企业的特点是规模小而生产分散，经历了数百年的漫长工业化历程，企业规模和生产集中才达到很高的程度。我国通过计划经济建立了一大批大型企业，有利于利用规模经济加快工业化的进程，但是，社会资源利用过于集中于少数大企业，不利于充分调动各方面积极性发展经济，因此，工业规模结构的小型化存在某些合理性，有利于调整轻、重工业的比例关系。八十年代，我国整体工业的规模结构趋向小型化的同时，各类企业的规模经济水平仍不断扩大，特别是大中型企业的数量也迅速增长，从1981至1987年，大中型企业的数量增长了1。96倍，全部独立核算工业企业的数量增长了1。29倍；化工行业的企业平均产值规模扩大了1。26倍，机械行业的企业平均产值规模扩大了2。34倍，建材行业的企业平均产值规模扩大了1。46倍，纺织行业的企业平均产值规模扩大了1。16倍。

八十年代我国工业结构规模的小型化，并未对国有企业的发展造成太大影响，无论从固定资产、销售收入或实现利税来看，国有工业仍然保持了较高的增长速度，从1980至1988年间，国有工业企业的固定资产增长了134％，企业平均固定资产规模增长了102％，国有企业的销售收入增长了172％，企业平均销售规模增长了133％，国有企业创造的利税总额增长了95％，企业创造的平均利税规模增长了69％。八十年代，政府对乡镇、三资企业实行了优惠政策，包括“三减两免”的税收优惠和定价、投资等方面的自，乡镇、三资企业的竞争能力相对较强，其增长速度也明显高于国有企业，因此，许多人认为国有企业的活力不足而且效率低下，这种观点实际上是不全面的。国有企业的基数远远超过乡镇和外资企业，因此增长速度略低于其它类型企业是自然的，正如中国国有企业的增长速度远远超过西方企业，人们往往将其归于基数不同而不是所有制方面的原因。80年代，国有企业不仅产值和利税增长较快，而且亏损也保持在较低水平上，亏损额同利润额的比例长期低于10％。1991年，我国国有工业企业的全员劳动生产率，比较集体工业企业高出56％，国有企业职工人均创造的利税额，比较集体工业企业高出158％，国有企业职工人均上交利税费总额，比较集体工业企业高出220％。由于企业承担税收负担的微小差别，就能对激烈的市场竞争状况产生重大影响，因此，国有企业在税负非常不平等的条件下，其销售收入和实现利润仍能大幅度增长，技术水平和全员劳动生产率不断提高，不仅为职工提供了大量福利和社会保障，而且从未发生过职工下岗和停发工资现象，企业的亏损面和亏损率保持很低的水平，这说明国有企业的经济效益实际上很好，仅仅因不平等竞争发展速度相对缓慢，绝不应理解为活力不足和效益低下。③

八十年代，我国工业规模结构的小型化趋势，并未对国有企业的经济效益造成很大影响，是因为尽管规模结构出现了“二元”分化，仍然较好协调了各类企业之间的关系。由于我国的经济改革采取了渐进方式，逐步扩大市场调节的范围的同时，仍然保持了重大比例的计划调节，因此，国民经济始终保持了均衡的顺利发展，从未出现重大的经济比例失调现象，从宏观上保证了各类企业的良好经济效益。我国坚持了公有制企业的主体地位，政府容易协调国有、集体企业之间的关系，采取政策措施干预缓解彼此矛盾，国有、集体企业职工的分配比较平等，职工收入增长保证了旺盛的市场需求，彩电、冰箱等消费品行业虽超高速增长，89年宏观紧缩之前从未出现过滞销。八十年代，我国还实行了“有保护的渐进式对外开放”，引进外资时规定外销比例出让市场很少，87年三资企业占工业产值的比重不到2％，适度竞争没有冲击国内的民族工业企业，反而通过示范效应激发了国有企业的活力。当然，我国整体工业规模结构的小型化趋势，对国有企业的效益也产生了一定负面影响，主要是乡镇中小型企业的数量增长过快，仅乡办企业就从77年的13万家，迅猛增长到87年的24万家，远远超过了国有企业数量的增长速度。乡镇企业集中进入盈利高的制造行业，导致了这些行业出现了市场过度竞争。例如，87年以前纺织行业的经济效益很好，86年行业资金利税率为22％，超过了20。4％的工业平均利税率，但是，到了1988年下降为19％，略低于20。5的工业平均资金利税率，90年代在生产过剩和产品积压的情况下，各地仍在不断创办新的纺织企业，尽管许多中小企业利用淘汰的落后设备，仍能利用税收优惠和地方保护主义生存，最终导致了纺织行业全行业的严重亏损。

九十年代以来，我国工业的规模结构的变化趋势，具有更为明显的“二元”分化特征。从整体工业来看，企业的规模结构更为趋向小型化，生产集中程度更为趋向分散化。这一时期我国整体工业规模结构的变迁，同工业企业所有制结构变化有密切关系。92年小平同志南巡讲话以来，我国的改革开放步伐大大加快，个体私营经济和外商独资获得了高速发展，迅速在国民经济中占据了相当大的比重，1991年个体私营工业企业所占比重为4。8％，1995年迅猛增长到了15％，外商及港澳台资工业企业的比重，也从为91年的不足5％增长为95年的13。2％，国有企业所占的工业比重则从1991年的56％，下降为1995年的32％，集体企业所占的工业比重变化不大，仅从91年的33％增长为95年的35％。1995年，个体私营工业企业的数量为568万家，占全部工业企业数量的78％，集体企业和国有企业的数量分别占19％和1。2％，但是，国有企业的的平均产值规模，相当于个体私营企业的132倍，相当于集体企业的12倍，集体企业的平均产值规模，相当于个体私营企业的11倍。八十年代，我国的工业企业的所有制结构的特点，是国有、集体等公有制企业占绝对优势，个体私营经济和外资企业的比重微不足道，从92年以来，国有企业的工业比重迅速下降，而个体私营经济和外资企业则迅速上升，已占全部工业产值的三分之一左右，个体私有企业的平均规模大大小于国有企业，从而加剧了整体工业的规模结构的小型化趋势。④

90年代，随着工业规模结构“二元”分化的加剧，国有企业的经济效益出现了大幅度下降，特别令人担忧的是，90年代国有企业面临经营困难的性质，同80年代相比也有了较大改变。80年代初，由于“”和“洋跃进”造成的困难，国有企业的亏损面曾经高达20％，但是，通过改革搞活和结构调整，82年下降到了12％，85年下降为9％，88年为10％，特别是国有企业的亏损率比较低，即亏损总额占利润总额的比重较低，82年亏损率仅为7％，85年为4％，88年为8％。1988年，国有工业企业的利润总额为891亿元，达到了改革开放以来的最高水平，而亏损额仅为81亿元。90年代以来，随着工业企业的规模结构的“二元”分化，以及国有企业所占工业产值比重的下降，直接导致了国家宏观调控能力的下降，许多行业生产过剩和重复建设的状况加剧，对国有企业的效益产生了明显的负面影响，其它各类工业企业也出现了效益滑坡。1995年，国有工业企业的实现利润665亿元，比较上一年下降了167亿元，下降幅度达到20％，国有工业企业的亏损总额为639亿元，，比较上一年上升了157亿元，上升幅度达到32％。1996，国有工业企业的实现利润总额为412亿元，比较上一年下降了253亿元，下降幅度达到38％，国有工业企业的亏损总额为790亿元，比较上一年增加了151亿元，上升幅度达到23％，甚至出现了建国以来前所未有的盈不抵亏，利润与亏损相抵净亏损378亿元，国有工业企业的利税总额，也出现了较大幅度的下降，下降金额达到137亿元。当前国有企业面临的紧迫问题，已不是80年代的相对活力不足，而是大规模破产的严峻生存威胁。1996年，国有工业企业的利润总额，比较1988年下降了64％，亏损总额却比88年上升了9。7倍，亏损面比88年上升了358％，亏损率比88年上升了12。8倍。更为令人担心的是，尽管我国采取了一系列企业改革措施，包括“抓大放小”和企业改制，强调企业以提高经济效益为核心，但是，国有企业经济效益下降的趋势，近年来尚未出现根本性的改善，反而继续呈现不断恶化的迹象。1998年，在国内景气和亚洲金融危机的影响下，国有工业企业的经济效益，进一步出现了大幅度的下降。1998年1至4月份，预算内国有工业的实现利润为负112亿元，比较上一年同期下降了433％，亏损总额为339亿元，比较上一年同期增加了40％，更为令人担忧的是，国有工业企业的上缴税金也首次出现下降，比较上一年同期下降了1。6％。尽管从国有企业创造的净产值率和利税率来看，国有企业的效益仍然大大高于私营、乡镇和三资企业，但是，倘若国有企业的严重亏损状况持续下去，在市场经济的激烈竞争环境中，不可避免将面临大规模破产的生存威胁。⑤

为何80年代工业规模结构的“二元”分化，没有对国有企业的经济效益造成很大影响，而90年代国有企业的经济效益却出现大幅度滑坡呢？关键问题是“二元”结构的实质内容，90年代同80年代相比出现了较大的变化。80年代，我国工业规模结构的小型化和分散化，主要是城乡集体工业企业的迅速崛起造成的，城乡集体企业仍然属于公有制企业，能够利用公有产权的规模优势和政府扶植，同时必须接受政府的监督和政策指导，因此，政府比较容易通过产业政策和计划调节，协调“二元”结构利益矛盾和分工关系，例如，80年代初城市纺织工业同乡镇纺织工业，出现了争夺原材料和销售市场的矛盾，后来政府通过产业政策和计划调节，较好协调了两者之间的分工和利益分配，保证了80年代我国纺织工业获得良好效益。80年代，我国国有企业改革以经营责任制的创新为主，重新明确界定国有与企业的责、权、利关系，重点放在调动社会各方面特别是职工的积极性，有效促进了生产力发展和改善人民生活水平，企业产权改革则通过长期试点逐渐积累经验，避免因产权关系急剧变迁引起经营秩序混乱。八十年代，我国对外开放非常注意保护民族工业，引进外资大多采取合资、合作的形式，政府容易监督管理数量较少的合资企业，因此，合资企业不仅没有对民族工业造成冲击，而且还通过示范效应传播了先进技术和管理方法。80年代我国计划调节与市场调节结合较好，我国工业企业的“二元”规模结构，没有影响国民经济的有比例协调发展，轻纺、冶金、机械、电子等行业均顺利发展，国有、集体和中外合资企业均呈现高速增长，各个社会阶层的收入和购买力也不断提高。92年以来，我国新一轮改革开放的热潮中，没有正确总结80年代改革的成功经验，出现了忽视市场调节盲目性弊病的倾向，甚至出现了泡沫经济的投机过热现象，导致了国民经济比例关系的失调，消耗和浪费了大量社会资源，必然引起企业经济效益恶化的连锁反应。80年代初轻纺消费品工业落后的情况下，工业规模的小型化有利于产业结构的调整，后来轻纺工业经过高速发展市场接近饱和，需要进行产业调整和加强经济基础领域，促进经济协调发展以弥补泡沫经济损失，矫正泡沫经济过热造成的严重经济失衡，但是，国有经济所占的比重大幅度下降，大大消弱了政府进行宏观调控的能力，难以采取有力措施矫正比例关系失调。从92年至95年的短短三年中，个体私营工业企业的产值比重增长了3倍，外商和港澳台资工业企业的产值比重增长了5倍，政府难以对私营和外商企业进行有效监管，也难以协调各类企业之间的分工和利益关系，私营、外商企业不愿进入投资大的基础产业，大量进入80年代末市场接近饱和的加工行业，特别是纺织、轻工、家电等消费品制造行业，大大加剧了重复投资和生产过剩现象，消费资料和生产资料市场均陷入疲软，工业规模结构和经济效益也不断恶化，企业破产和职工下岗现象日趋严重，社会各个阶层的收入差距也显著扩大。许多人认为私营、外资企业的产权明晰而且效率高，国有企业的产权不明晰而且效率低下，这种观点是不全面的，尽管国有企业的效益水平确实比以前显著恶化，但是，其单位产值创造的增加值和利税总额，仍然大大高于私营、乡镇和外资企业，如根据95年工业普查的统计，国有企业单位产值创造的全部税金，超过集体工业企业150％，超过私营工业企业330％，超过外商及港澳台资工业企业160％。

九十年代以来，个体私营和外资企业的比重迅速上升，国有企业的工业比重却大幅度下降，已造成了工业规模结构小型化和生产分散化，倘若国有企业因严重亏损出现大规模破产，我国工业规模结构的“二元”分化将极大加剧。如上所述，国有企业构成了我国大中型企业的主体，占全国大中型企业占60％至70％，包括小企业的国有企业平均产值规模，相当于个体私营企业的一百多倍，不仅技术装备和管理水平更为先进，对职工、财政和社会的贡献也更大。近年来，各地缺乏有效的改革办法扭转国有企业困境，纷纷廉价出售和拍卖困难国有企业，甚至从出售小型企业发展到中型企业，但是，这种办法并未扭转国有企业的严重困境，反而导致了国有企业效益的进一步滑坡，原因之一是工业规模结构“二元”分化加剧，个体私营和港澳台资企业的规模较小，不愿意进入投资大的基础工业领域，特别是建设周期长的社会基础设施，集中进入生产严重过剩的加工工业，加剧了重复建设和产业结构不合理，实力雄厚的跨国公司具有巨大规模，能够不惜代价甚至忍受长期亏损，全面争夺我国关键产业的市场控制权，采取先合资后控股的办法收购国有企业，这样国有企业受到来自两方面的夹击，无论是中低档消费品和高科技产品，国有企业拥有的市场份额都急剧萎缩，加上不公平的竞争环境并未得到根本改善，私营和外资企业的税负远远低于国有企业，上述因素造成了国有企业效益进一步恶化，反过来加剧了“二元”分化和经济恶性循环。80年代我国改革符合“三个有利于”的原则，促进了社会各阶层收入的不断增长，但近年来，却出现了越来越多的“三个不利于”现象，大批工厂设备闲置和职工纷纷下岗，97年城镇居民中有40％出现收入下降，社会财产和收入差距出现了显著扩大。随着企业规模和所有制结构的“二元”分化，私营、外资企业的比重会进一步上升，私营、外资企业普遍采取各种途径逃避税收，大批地下经营的私营企业根本不交纳税收，政府进行税收监管的难度大、成本高，从而可能造成政府财政税收滑坡或增长缓慢，重蹈俄罗斯改革失败触发财政危机的覆辙。根据国际货币基金组织提供的数据，俄罗斯的国有企业推行大规模私有化后，97年有50％的私有化企业陷入亏损，有25％的私有化企业实际已经破产，80％以上的私有化企业有严重逃税的行为，还有相当多地下经营的私营企业从来不纳税，97年企业上缴税收不到财政预算一半，俄政府因税源萎缩出现了严重的财政危机，甚至军队发工资也需依靠举借高利息外债，正成为酝酿一场新的金融风暴的发源地。当前，我们应清醒地认识到国有企业面临的严峻形势，以及即将产生的一系列社会经济负面影响，包括导致产业结构和企业规模结构的恶化，加剧宏观经济波动和政府调控困难，社会收入和财产分配趋向两极分化，国家税收减少和银行贷款坏帐增长，等等。

三、协调“二元”结构关系有效改善经济效益

近年来，我国采取了一系列措施推行国有企业改革，包括“抓大放小”、企业改制、破产兼产、产权重组等等，在推动企业走向市场方面取得了积极效果，但是，从整体上来看国有企业的严重困难并未缓解，而且效益滑坡趋势还有继续恶化的迹象。国有企业实行“抓大放小”的战略，集中力量抓好一批关系经济命脉的大中型企业，同时对数量众多的小型企业放开经营，实行多种形式的改革如改制、重组、出售、承包等等。“抓大放小”改革已经实施了多年，促进了许多国有企业转换经营机制，一定程度上增强了竞争活力，但是，令人感到困惑的是，无论国有大中型企业或小型企业，经济效益依然持续下降，98年实现利润甚至出现了大幅度滑坡。许多人认为对国有小企业放开经营，就能像乡镇、三资企业一样具有竞争活力，实际上乡镇、三资企业的相对竞争活力，也来自国有企业为保证经济协调发展所作的贡献，包括服从了政府的计划调节和产业政策，上缴大量财政税收和承担各种社会义务等等，当前我国面临着收入差距扩大和社会需求萎缩，“二元”结构加剧了比例失调和生产过剩，这种情况下不应简单强调依靠市场调节，放开经营和推向市场并不能搞活国有企业，反而可能导致企业效益和社会失业进一步恶化。长期的经济发展过程中，不同规模的国有企业形成了复杂的分工合作关系，大型企业需要依靠众多中小企业进行配套生产，国有企业之间的经济联系远远超过其它类型企业，这样有利于协调利益关系和降低交易成本，单纯抓少数大企业不利于整体上搞活国有企业，倘若国有小企业因销路不畅而被迫转产或出售，经济扩张时期大中型企业会失去合作伙伴，因无法组织配套生产丧失市场或被迫重新建厂。一些地方出现了大中型企业被政府管的“过死”，而小型企业却过于“放任自流”的倾向。八十年代大多数国有企业的经济效益一直良好，这说明国有企业的数量多并非是困难原因，政府的适当监督和计划协调有利于企业经营，关键是明确界定政府与企业之间的责权利关系，协调不同规模国有企业的分工关系和利益矛盾，并且随着市场变化和企业经验积累逐渐调整，防止政府对企业的“过多干预”或“放任自流”。

许多国有大中型企业通过实行股份制改造，广泛筹集社会资金加快技术改造，促进转换经营机制和提高经济效益，特别是扩大了企业利用规模经济的水平，但是，这种改革形式要求企业具有良好效益，否则难以吸收广泛来源的社会资金，许多地方纷纷对困难企业进行“包装上市”，这种办法欺骗了股民必然影响社会稳定。建立现代企业制度的试点也进行了多年，取得了一些成效如降低资产负债率，但是，这种改革形式的适用范围也有局限性，如吸收多元化投资一般仅适合效益良好的企业，不少地方反映未能明显改善国有企业困难，一些企业甚至还要求退出改革试点。许多国有小型企业推行了股份合作制改革，取得了筹集资金和调动职工积极性的效果，但是，不少地方具体操作办法往往很不规范，甚至以剥夺劳动权利来威胁强迫职工入股，有些企业通过筹集资金暂时缓解了经营困难，但是，后来因经营不善或市场疲软再次陷入困境，不少职工的长期积蓄也因此遭受了损失。近年来各地虽然采取了上述多种改革形式，仍然未能有效制止国有企业经济效益的恶化，于是各地纷纷出现了严重的“破产逃债”现象，甚至廉价拍卖或直接赠送盈利的国有企业。企业破产虽然有“优胜劣汰”的积极作用，但是，也会产生相当的负面影响，特别是市场疲软时会引起强烈的反应，加剧社会失业困难和市场需求萎缩，甚至引起连锁破产风潮和银行信用危机。更为令人担心的是，尽管我国采取了上述一系列企业改革措施，强调企业以提高经济效益为核心，但是，国有企业经济效益下降的趋势，近年来尚未出现根本性的改善，反而连年出现了进一步滑坡，1996年国有企业的实现利润为412亿元，不仅比95年下降了38％，而且比88年也下降了68％，亏损额为790亿元，不仅比95年上升了38％，而且比88年也上升了9。7倍，出现了建国以来前所未有的盈不抵亏。1996年国有企业的亏损面和亏损率，分别比较1988年上升了3。5倍和12。8倍。98年1至4月，国有企业效益滑坡幅度更为令人惊讶，实现利润本身竟变成了负112亿元，比较97年同期下降了433％，亏损额为399亿元，比较97年同期增长了40％，均出现了建国以来最严峻的困难形势。实际上，国有企业的困难并不是所有制原因造成的，近年来企业经营困难也不限于国有企业，如95年上市股份公司中有60％效益出现滑坡，其中21％的上市公司盈利下降了50％以上，98年上半年受宏观经济和东南亚危机的影响，沪深上市股份公司的经营业绩都普遍明显下滑，许多地方的乡镇企业也都面临严重的经营困难，但是，由于统计不严格和浮夸掩盖了问题严重性，沿海某些地区的私营企业和乡镇企业，受亚洲金融危机导致出口市场萎缩的冲击，甚至出现了60％至80％的大面积亏损，但因担心债主追债或维护商誉不敢声张。倘若我们继续将国有企业困难归罪于所有制原因，认为放开经营或企业改制就能够解决问题，很可能因判断失误耽误采取政策措施，及时化解国有企业和其它类型企业的经营困难，导致企业效益加速恶化和经济陷入恶性循环，甚至重蹈俄罗斯改革失败爆发金融危机的覆辙。

倘若我们未能及时采取新的有效治理对策，国有企业的严重困难继续持续下去，各地继续推行“破产逃债”和“廉价出售”作法，政府的宏观调控能力将进一步下降，导致生产过剩和市场萎缩不断继续恶化，企业亏损和社会失业的状况将更趋严重，甚至形成社会经济结构的“二元”分化，必然引起一系列强烈的连锁负面效应：

1）社会收入和财产分配趋向两极分化，导致社会购买力下降和市场需求萎缩，97年城镇居民中有40％出现收入下降，消费品和生产资料市场均出现生产过剩，全国的产品库存积压高达三万亿元，各类企业亏损和职工下岗状况更趋严重，职工下岗人数比上一年增长了40％，许多地方私营、三资企业也大面积亏损。

2）我国银行的主要贷款对象是国有企业，随着国有企业效益滑坡导致银行坏帐猛增，贷款总额中大约20％成为了呆账，银行为避免坏帐被迫缩小贷款规模，进一步加重了企业资金困难和亏损状况，一旦银行因坏帐积累出现了信用危机，广大人民和各类企业的存款都会遭受损失，股票市场也会因经济形势恶化出现崩溃，甚至导致国民经济陷入严重衰退之中。

3）我国国有企业单位产值上缴的财政税收，相当于私营、外资企业的两、三倍，国有企业的严重困难长期持续下去，国家财政的比重甚至税收的绝对规模，都有可能因税源减少出现大幅度下降，98年1至4月我国的工商税收下降了2％，国有企业效益长期滑坡将会触发财政危机，政府、军队和科教人员将失去工资保证，甚至导致事业单位的大批职工被迫下岗。

4）倘若我们不采取有效措施重振国有企业，私营、外资企业崛起形成的“二元”规模结构，将会导致社会经济结构的“二元”分化，类似于我国解放前和许多不发达国家的情形，私营企业的规模水平远低于国有企业，更加难以同西方大跨国公司的进行竞争，外国资本控制国内盈利高的正规产业部门，私人资本集中于盈利低的非正规产业部门，分散在市场夹缝中小规模生产低档的产品，社会财富集中于跨国公司和少数富人，两极分化导致人民贫困和社会购买力低下。社会经济“二元”分化趋势发展下去，还会诱发政治多元化和社会动荡，新兴资产阶级力量薄弱难以维护国家，西方跨国公司也曾屡屡干涉别国内政，国内外敌对势力可能趁机制造国家分裂，从而形成对国家和的威胁。

倘若我们不能及时地扭转国有企业的严重困境，制止国有企业纷纷破产或被廉价出售，防止社会经济结构的“二元”分化趋势，很可能给广大人民造成巨大社会灾难，甚至重演我国解放前和拉美国家的悲剧。我国解放前工业发展缓慢，外国大公司控制了主要工业行业，民族私营企业规模小难以抵抗外国竞争，许多次在外国竞争打击下几乎全军覆灭，如抗战胜利后美国向我国大举倾销过剩商品，上海、天津、北平的民族私营企业有60％破产。拉美国家推行贸易和投资自由化过程中，外资企业打垮了民族工业并垄断了当地市场，西方诱迫推行的非国有化变成了非民族化，外资企业采取不适用技术雇佣人数很少，出现了少量外企高级雇员构成的富裕阶层，以及广大人民构成的社会贫困阶层，贫富悬殊不仅造成了巨大的社会问题，而且严重阻碍了经济的长期持续发展，外资控制了当地的主要产业和银行体系，本国政府甚至丧失了制订经济政策的。

当前，我国国有企业面临的严重困难形势，并不仅仅是所有制或微观经营的原因。93年以来我国出现了较大的宏观经济波动，经历了泡沫经济、通货膨胀以及长期的紧缩环境。93年盲目的开发区热和房地产热消耗了大量资源，仅仅房地产和钢材滞销就积压了数千亿元的资金，投机涨价还误导了大量的盲目重复建设，由于国有企业的资产总值不过数万亿元，流动资产所占的比重就更少，因此，泡沫经济的损失仿佛“人体失血几分之一”，必然引起一系列恶性循环的连锁反应，包括企业严重亏损和三角债拖欠危机。美国29年股票泡沫破灭之后，引起了企业破产风潮和社会失业危机，我国由于国有企业以社会责任为重，不轻易广泛采取解雇、破产的办法，大大缓解了泡沫经济后遗症的连锁反应，也为其它类型的企业提供了生存和发展的机会。西方国家吸取三十年代大萧条的教训，治理泡沫经济的后遗症一般采取经济扩张政策，适当降低税赋、放松银根和扩大财政开支。我国93年治理整顿取得了很大成绩，有效制止了盲目的开发区热，防止了泡沫经济继续膨胀的危害，但是，此后没有采取特殊措施扶植正常生产部门，以补充其泡沫经济期间的资源损失。我国国有企业以维护社会稳定大局为重，大大延缓和推迟了泡沫经济的连锁反应，但是，由于长期实行了财政金融“双紧”政策，紧缩银行信贷和压缩基建投资规模，企业销售不旺、资金周转困难，提高税赋消弱了企业的“造血”机制，当前国有企业已无力继续支撑下去了，被迫大规模破产倒闭和大批解雇职工，各地普遍采取破产逃债和廉价拍卖国企的办法，必然引起一系列强烈的连锁负面效应，如银行和众多企业因无法收回债务受到重创，必然导致社会市场需求进一步急剧萎缩，企业亏损和银行坏帐状况也会加速恶化，企业收入和社会财产分配向少数私人倾斜，职工工资和国家税收的份额将会大幅度下降，加重社会贫富悬殊和收入分配不公平的问题，进一步加快经济恶性循环的过程。倘若上述趋势不能有效地加以制止，延缓的泡沫经济连锁反应可能重新出现爆发，社会失业甚至可能出现急剧蔓延的态势。

当前，我国国民经济因多年积累的矛盾集中爆发，以及亚洲金融风暴的强烈冲击，正处于市场疲软和失业增加的特殊困难时期。我们应该实事求是地对改革思路进行调整，暂缓推行易于引起宏观经济恶化的改革措施，如以资产利益为核心的某些改革措施，包括减员增效、破产清算、出售拍卖等等，否则可能导致市场需求萎缩和社会失业增加，加剧国有资产流失和“二元”结构分化，甚至形成经济恶性循环的连锁反应。国有企业改革应该继承八十年代的成功经验，以直接推动生产力发展的经营责任制创新为主，产权制度等生产关系的改革则应采取稳妥方式，适应生产力发展的具体需要长期渐进进行，防止急于下放资产处置权加剧国有资产的流失，避免产权结构的过快多元化导致经营秩序混乱，纠正监督松弛造成“权力失控”和“责任虚置”。俄罗斯的产权改革未能提高企业的经营效益，反而造成了严重的经营混乱和“责任虚置”问题，98年俄私有化企业的亏损面竟然高达70%，我们应充分吸取俄罗斯企业产权改革失败的教训。

我们还应重新辩证地认识市场经济的利弊，市场经济有自发调节供求的积极作用，同时也有容易导致经济比例失调的弊端，积累到一定程度就会爆发周期性衰退，造成大批企业破产和大规模社会失业，西方国家实行市场经济的数百年来，一般每隔十年就爆发一次严重的经济衰退，我国改革也难以避免市场调节的弊端，如93年泡沫投机造成物资、土地价格猛涨，仅仅房地产和钢材滞销就占压资金数千亿元，投机涨价还误导企业进行了大量的盲目投资。有些经济学家认为92年出现的“经济泡沫”问题不大，这种观点低估了泡沫经济造成的巨大损失，八十年代国有企业的全部亏损额为五百多亿元，而92-93年泡沫经济两年中就造成了数千亿元的损失，比较国有企业十年的全部亏损还要高出十倍以上，这正是为什么国有企业80年代一直效益良好，而近年来却陷入严重生存困境的主要原因。许多善于经营的著名国有和民营企业纷纷陷入困境，都可追溯到92-93年盲目的大举投资和兼并扩张。由此可见，我们绝不可以低估市场经济盲目调节的弊端，其造成的损失完全可能远远超过计划经济的失误，西方数百年来频繁爆发的经济危机和战争就是明证。西方国家因泡沫经济破灭出现的经济萧条，必然导致资源浪费和破坏社会生产力，如亚洲金融风暴爆发后仅仅一年中，韩国有70％的私人小企业陷入破产，大量闲置的企业售价猛跌为原来的几分之一。我国93年因泡沫经济过热被迫进行调整后，国有企业具有的各种社会稳定功能，大大延缓了泡沫经济后遗症的连锁反应，但是，倘若我们忽视国有企业的社会稳定功能，强迫其推行以资产利益为核心的改革措施，加剧社会经济结构“二元”分化的趋势，延缓的泡沫经济后遗症连锁反应可能重新爆发，甚至引起企业银行连锁破产和社会失业危机。近年来，尽管我国采取了一系列企业改革措施，如破产兼并、减员增效、出售拍卖等等，但是，企业亏损和银行坏帐状况仍不断恶化，大批企业职工下岗严重影响了社会稳定，这说明我们需要重新认识市场经济弊端的严重性，探索克服泡沫经济后遗症的有效宏观调控对策。

解决当前我国面临的各种紧迫经济矛盾，不能单纯依靠市场机制进行自发调节，原因是生产资料和消费品市场普遍存在过剩，企业和银行采取单纯追求盈利的行为，将会导致国民经济陷入恶性循环。美国29年泡沫经济破灭之后，私有企业面对严重的生产过剩，采取了削减工人和工资成本的办法，商业银行则缩小信贷规模以避免坏债危机，垄断资本趁机对中小企业实行破产兼并，结果导致了社会市场需求急剧萎缩，企业开工不足和亏损状况也更趋严重，出现了严重的企业银行连锁破产风潮，大大加深和延长了经济衰退。当前，我国需要采取强有力的政府干预政策，扩大社会基础建设增加社会有效需求，矫正市场经济运行中出现的严重比例失调，利用大量过剩的生产资料和消费资料，以及大量的企业闲置设备和人力资源，用于水利、交通、能源、环保等方面建设，尽快促进国民经济进入良性循环的轨道。我国贯彻扩大基建投资启动经济的战略，国有大中型企业必须发挥主力军作用，因为，国有企业才能从社会整体利益出发，采取有利于矫正经济失衡的“反周期”行为。无论从工业产值、投资和实现利税来看，国有大中型企业都有举足轻重的特殊地位，分布在冶金、建材、机械等国民经济的关键行业，能够通过广泛的产业间联系产生强大辐射作用，带动整个国民经济摆脱经济疲软的困境。尽管社会基础建设获得的投资收益较低，私营、乡镇和外商企业一般不愿意进入，但是，政府通过计划调节和国有企业的积极配合，能够重新启动大量闲置的人力、物力资源，帮助矫正国民经济的严重比例失调，通过产业间联系和乘数效应刺激工业生产，企业开工不足和职工下岗状况将明显缓解，生产资料和消费品市场需求将大幅度增长，不同类型企业的经济效益都将显著提高，政府税收和银行坏帐状况也会明显改善。我国今后设计经济改革的目标模式，应该坚持政府调节与市场调节相结合，注重协调国民经济的重大比例关系，才能防止国民经济遭受周期性衰退的困扰。关于政府调节和国有企业的作用，我们不应该受西方国际经济组织的误导。西方国际经济组织从维护垄断资本利益出发，大肆宣传“科斯产权理论”以贬低国有企业，诱迫前和发展中国家推行私有化，导致这些国家民族工业陷入了严重困境，但是，事实上西方三十年代大萧条中，政府曾对濒临破产的私有企业实行国有化，保护了社会生产力并且缓解了经济萧条，二战后西方国家迫于冷战的压力，推行了政府干预和国有化的政策，出现了经济平稳发展的“黄金时代”，相对缓解了经济周期波动和社会贫富差距。八十年代以来，西方右翼推行的放弃政府干预和私有化政策，导致了工业衰退和严重的社会失业，政府税收减少和社会保障制度濒临瓦解，我们切不可盲目相信西方垄断媒介的宣传，追随垄断资本诱迫推行的灾难性“私有化潮流”。

我国还应采取一系列有效的政策措施，阻止社会经济“二元”分化的趋势，包括扶植国有、集体中小企业的发展，不同规模的国有企业形成良好协作的关系，加强政府对城乡集体企业的监督和指导，防止许多行业的生产过剩和过度竞争状况，协调国有、集体企业的分工合作关系，对私营、外资企业采取鼓励与限制相结合的政策，等等。国有大中型企业是经济发展的主力军，但是，必须有众多国有中小企业进行配合，否则大中型企业难以集中力量，发展专业化生产和提高规模经济水平，被迫重新走“大而全”的发展道路。当前我国进行大规模投资加强社会基础建设，需要不同规模的国有企业之间密切分工合作，对于国有中小企业不应采取“放任自流”的办法，必须坚决刹住各地廉价出售国有中小企业的风潮，许多国有中小企业是地方经济的支柱，采取廉价卖光国有中小企业的错误作法，地方政府将失去解决各种社会问题的经济基础。对于陷入严重困难的国有大中小型企业，也不应简单采取破产清算或出售拍卖政策，而应提供特殊的破产整顿保护政策，包括减免税收和暂停支付债务负担，恢复行之有效的扭亏增盈承包优惠政策，以促使企业恢复经营秩序和偿债能力，帮助有效地挽救而不是淘汰困难的企业，防止政府税源和银行债权的重大损失，保护社会生产力和广大职工的利益。采取依靠非公有制的中小企业发展经济的主张，难以搞活国民经济和解决社会失业，因为，这些企业集中在过度竞争的非关键性行业，难以产生启动国民经济的广泛辐射作用，在农村地区的廉价劳动力全部吸纳完毕前，不会舍弃自身利益雇佣国有企业的下岗职工。

我国的城镇、农村集体工业企业，不应该将暂时的经营困难归于公有产权，也不应搞“放任自流”或私有化，而应该继承八十年展的成功经验，继续利用公有产权的规模优势，加强职工监督和参与管理的民力，接受政府的政策指导并承担社会义务，促进社区的全面发展和居民的共同富裕。乡镇集体企业应协调同国有企业的分工合作关系，接受政府的计划调节和产业政策指导，避免出现争夺原材料和销售市场的尖锐矛盾，集中力量发展各自具有相对优势的项目，纠正许多行业的重复建设和过度竞争状况。我国应该鼓励个体私营经济发展第三产业，包括餐饮、服务、小型商业等等，还应鼓励私营经济生产拾遗补缺的小商品，但是，限制进入生产过剩的消费品行业，以免加重国有、集体工业企业的经营困难，还应限制其进入市场潜力大的高盈利行业，以保证国家财政和社会事业的经费来源，以及财政税收的比重不会下降；特别应严格禁止其生产假冒伪劣产品，以及逃避交纳税收或违反劳动法的行为，还应限制其进入容易产生负外部效应的行业，如破坏矿产资源或造成环境污染的行业。我国应对利用外商投资政策进行适当调整，继承以前“有保护渐进开放”的成功经验，吸取92年盲目竞争引近外资的教训。我们应该避免急于求成或粗心大意，纠正引进外资多多益善的惯性思维，辩证地全面衡量外商投资的利弊得失。我们既要考虑到外商投资的正面效应，如引进资金技术和促进产值增长，也要考虑到外商投资的负面效应，如对国内市场和民族工业的冲击程度，相应的税收、就业和增长潜力等损失。跨国公司为了保持技术优势和高额利润，往往自己保留高附加值的生产过程，仅利用当地的廉价劳动力进行原件组装，并且通过转移价格等各种手段逃避税收，因此，为我国经济创造的增加值和税收较少，难以通过产业间联系广泛地促进经济增长，一旦通过挤占国内市场冲垮了国有企业，我国将丧失长远的经济发展利益，甚至还会触发社会失业和财政金融的危机。我们应该吸取东南亚过度依赖外资的教训，正视跨国公司控制国内市场的战略企图。我们应该根据不同行业和产品的情况，设计相应的利用外商投资的控制配额限制，利用外资的具体形式和股权比例限制，以及国内销售和出口的比例额度，既要适度利用引进资金和竞争的正效应，也要限制对国内市场和民族工业的冲击。例如，对于产品成熟但市场接近饱和的行业，较多限制外商投资的数额和股权比例，保证国内企业充分收回长期投资的效益，防止出现生产过剩和过度竞争的状况；对于拥有广泛产业联系的战略性行业，应该确保国有大中型企业的主导地位，以最大限度地促进经济增长和社会就业，引进外资应以合资形式和国内控股为主，规定重要产品的零部件的国产化水平，适度利用引进竞争的激励和示范作用，严格防止跨国公司冲击和控制国内市场；对于国内暂时无法生产的高科技产品，为鼓励外商投资容许成立独资企业，但应考虑限制独资企业的数量和投资额，以为国内企业保留充分的开拓市场空间。

总而言之，我们在鼓励各种类型所有制企业发展的同时，仍必须坚持公有制企业的主导地位，纠正某些地方一方面强调发展私营、外资企业，一方面轻视公有制企业甚至搞私有化的错误倾向，正如同志论述我国现阶段的改革任务时，强调不能只讲“初级阶段”而忘记了“社会主义”，必须坚持公有制在国民经济中的主体地位，因为，国有、集体企业具有重要的社会经济功能，是贯彻政府制定的宏观调控和产业政策，保证国民经济的协调发展，实现广大人民共同富裕的经济基础。

注释：

①数据引自《中国统计年鉴》1997年。

②数据引自1995年全国工业普查资料。

篇12

二、“二元”分化趋势及负面影响

三、协调“二元”结构关系有效改善经济效益

注释：

①数据引自《中国统计年鉴》1997年。

②数据引自1995年全国工业普查资料。

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