王釩

摘要：“營改增”政策已經(jīng)在全國得到了推廣，但其對地方生產(chǎn)總值的作用尚未得到驗(yàn)證。以1996—2013年中國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，本文通過對營增比與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析，考察了“營改增”政策對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。得出了以下結(jié)論：其一，“營改增”對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用；其二，“營改增”對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用在東中西部存在差異；其三，“營改增”對具有不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的省份影響存在顯著差異。并在此基礎(chǔ)上，提出了針對性的政策建議。

關(guān)鍵詞：“營改增” 經(jīng)濟(jì)增長 營業(yè)稅 增值稅

一、問題的提出

自2012年起至今，“營改增”經(jīng)歷了由上海試點(diǎn)到全國推廣，由部分行業(yè)擴(kuò)展到全部服務(wù)業(yè)。自2016年5月1日起，中國將全面推開營改增試點(diǎn)，將建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)、生活服務(wù)業(yè)全部納入營改增試點(diǎn)。但是各個(gè)省份的情況各異，不同的服務(wù)行業(yè)所面臨的稅收情況差異較大，使得“營改增”效果仍然難以確定。在這種情境下，需要從深層次考慮“營改增”實(shí)施過程中的實(shí)際效果和可能存在的問題。在現(xiàn)階段，由于“營改增”在全國推廣的時(shí)間較短，還無法詳細(xì)說明“營改增”對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響（湯蘊(yùn)懿和閆強(qiáng)，2014）。因此，利用歷史數(shù)據(jù)，厘清增值稅和營業(yè)稅與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不僅對論證“營改增”政策的合法性具有重要的意義，對于“營改增”政策的順利實(shí)施和改進(jìn)也尤為重要。并且，“營改增”之后地方和中央在增值稅的歸屬上的問題是否會(huì)影響地方的財(cái)政收入，對地方經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用如何？尚未有學(xué)者進(jìn)行系統(tǒng)解答。鑒于此，本文著重解決兩個(gè)問題：其一，“營改增”對地方經(jīng)濟(jì)增長有沒有顯著的促進(jìn)作用？其二，“營改增”對地方經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是否存在顯著差異？或是具有什么特征的省份會(huì)受益于“營改增”。

二、已有研究評述

在我國，針對“營改增”的研究主要集中在兩個(gè)方面，即“營改增”的可行性及其經(jīng)濟(jì)影響。在2012年“營改增”政策試點(diǎn)之前，研究主要集中在中國稅負(fù)結(jié)構(gòu)的存在的問題上，雖然稅負(fù)結(jié)構(gòu)與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系尚無定論，如有學(xué)者認(rèn)為稅負(fù)水平越高，對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用越高（沈坤榮和付文林，2006；湯蘊(yùn)懿和閆強(qiáng)，2014）。而馬拴友（2001） 、李永友（2004）、郭慶旺和呂冰洋（2004）、劉軍（2006）、何茵和沈明高（2009）、李濤等（2011）的研究卻發(fā)現(xiàn)我國稅收與經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此減稅是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的可行政策。但稅收結(jié)構(gòu)中營業(yè)稅和增值稅并存的弊端已經(jīng)得到了廣泛認(rèn)同，如重復(fù)征稅、限制第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、削弱我國產(chǎn)品和勞務(wù)的國際競爭力等（賈康和施文潑，2010；劉中虎，2013）。因此，營業(yè)稅和增值稅改革勢在必行。

所以后續(xù)的研究不再關(guān)注“營改增”的可行性考證，而轉(zhuǎn)向?qū)Α盃I改增”的社會(huì)效益和經(jīng)濟(jì)效益的研究。就“營改增”對政府財(cái)政收入的影響而言，安體富（2013）認(rèn)為“營改增”在短期內(nèi)會(huì)減少政府財(cái)政收人，而在長期則可以通過擴(kuò)大稅基和稅源，緩和政府財(cái)政收入的減少；寇明風(fēng)（2014）認(rèn)為“營改增”會(huì)減少地方稅收收入，加大地方財(cái)政壓力。許夢博等（2016）則通過構(gòu)建可計(jì)算的一般均衡模型（CGE模型），短期來看，“營改增”會(huì)減少財(cái)政收入，而長期來看，改革能夠增加財(cái)政收入；周彬和杜兩?。?016）認(rèn)為“營改增”后地方財(cái)政收入減少不等于全國財(cái)政收入減少，試點(diǎn)階段短期內(nèi)“營改增”對全國財(cái)政收入甚至有增加的效果，由于營改增后地方稅收失去營業(yè)稅主體稅種，中央應(yīng)充分調(diào)動(dòng)地方政府的積極性，注重建立激勵(lì)相容的財(cái)稅體制，適當(dāng)提高地方政府分成比例，并且調(diào)整后的分稅制應(yīng)該繼續(xù)保持一定的彈性，不宜采取全國“一刀切”模式。除此之外，還有研究關(guān)注于營改增對公共債務(wù)等的影響（張曉娣，2015）。

在“營改增”對收入分配的影響方面，周克清和毛銳（2014）認(rèn)為“營改增”可以提高所得稅和財(cái)產(chǎn)稅的地位，從而縮小收入分配差距；葛玉御等（2015）認(rèn)為“營改增”提高了包括城鄉(xiāng)在內(nèi)所有居民的收入水平，縮小了城鄉(xiāng)居民之間收入分配差距，也縮小了城市與農(nóng)村內(nèi)部的收入分配差距，但“營改增”擴(kuò)圍對城市家庭的收入分配效應(yīng)大于農(nóng)村。孫正和李學(xué)軍（2015）的研究認(rèn)為“營改增”改革試點(diǎn)改變了既有的國民收入分配格局，使國民收入分配中政府部門所得份額下降，企業(yè)、居民部門所得份額提高。

在企業(yè)層面，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)注與企業(yè)進(jìn)出口、勞動(dòng)分工、稅負(fù)等多種視角，如王藝明等（2016）認(rèn)為“營改增”對進(jìn)出口的影響可分為“增/減稅效應(yīng)”、“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁效應(yīng)”以及“進(jìn)項(xiàng)稅抵扣效應(yīng)”，而總效應(yīng)的正負(fù)取決于試點(diǎn)后試點(diǎn)企業(yè)為增值稅一般納稅企業(yè)或小規(guī)模納稅企業(yè)的比例，以及其試點(diǎn)企業(yè)的稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁能力；陳釗和王旸（2016）認(rèn)為“營改增”改革促進(jìn)了專業(yè)化分工，但在不同行業(yè)“營改增”帶來的后果存在顯著差異；還有一部分學(xué)者研究了“營改增”后企業(yè)的稅收狀況（潘文軒，2013；李紹萍，2014），如鄒筱（2016）則發(fā)現(xiàn)“營改增”政策執(zhí)行后，物流企業(yè)稅負(fù)先漲后降，物流企業(yè)適應(yīng)政策所需的時(shí)間越來越短，政策的執(zhí)行將促進(jìn)物流業(yè)發(fā)展。

而在“營改增”對整體經(jīng)濟(jì)的影響方面，由于“營改增”實(shí)施時(shí)間較短，現(xiàn)有研究大多采用投入產(chǎn)出表或CGE模型進(jìn)行分析，如田志偉和胡怡建（2014）的研究發(fā)現(xiàn)“營改增”擴(kuò)圍在短期內(nèi)可以提高經(jīng)濟(jì)增長速度，但在長期只能提高經(jīng)濟(jì)總量，對經(jīng)濟(jì)增長速度沒有影響。但這種方法難以體現(xiàn)稅制改革過程中的稅負(fù)動(dòng)態(tài)變化，且投入產(chǎn)出表每隔五年更新一次，難以真實(shí)反映“營改增”的真實(shí)影響（湯蘊(yùn)懿和閆強(qiáng)，2014）。另一部分研究則著重分析營業(yè)稅或增值稅占比與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，如何茵和沈明高（2009）的研究認(rèn)為，營業(yè)稅和增值稅對中國經(jīng)濟(jì)增長都具有抑制作用；劉海慶和高凌江（2011）的研究則發(fā)現(xiàn)營業(yè)稅對經(jīng)濟(jì)增長具有抑制作用，而增值稅則對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。

綜上可以發(fā)現(xiàn)，營業(yè)稅或增值稅對經(jīng)濟(jì)增長是抑制作用還是促進(jìn)作用，現(xiàn)有研究尚未得到一致結(jié)論。因此，“營改增”對經(jīng)濟(jì)增長的作用還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。除此之外，現(xiàn)有研究大多以國家層面的數(shù)據(jù)作為研究基礎(chǔ)，但現(xiàn)實(shí)中由于中央和地方的稅收分成，并不像地方GDP加總可得到國家GDP，地方稅收加總和國家稅收總額具有較大差異。因此，“營改增”對地方經(jīng)濟(jì)增長的影響還需要進(jìn)一步的分析。鑒于此，本研究將使用我國31個(gè)省或直轄市的面板數(shù)據(jù)，考察營業(yè)稅和增值稅結(jié)構(gòu)對地方經(jīng)濟(jì)的影響。

三、模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)整理

（一）模型構(gòu)建

為考察“營改增”政策對地方經(jīng)濟(jì)的影響，本文以Arnold等（2007）的研究為基礎(chǔ)，根據(jù)擴(kuò)展的Solow—Swan（1956）新古典增長模型和Lucas（1988）內(nèi)生增長模型，首先引入包括物質(zhì)資本存量、人力資本存量和公共政策變量的規(guī)模報(bào)酬不變的內(nèi)生增長模型，具體模型如下：

Y=KαHβ（AL）1-α-β （1）

其中Y為GDP，K代表資本存量，H為人力資本存量，L為勞動(dòng)人口，α為產(chǎn)出對物質(zhì)資本的偏彈性，β為產(chǎn)出對人力資本的偏彈性，A為衡量技術(shù)和經(jīng)濟(jì)效率水平的指標(biāo)。鑒于本文主要考察“營改增”等稅收政策與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，參照劉海慶和高凌江（2011）的研究，本文將A分解為純經(jīng)濟(jì)效率和內(nèi)生純技術(shù)進(jìn)步水平兩個(gè)因素，其中純經(jīng)濟(jì)效率受到制度和公共政策的影響，而內(nèi)生純技術(shù)進(jìn)步水平則僅為時(shí)間的函數(shù)。

專注于“營改增”政策變量，本文引入兩個(gè)變量進(jìn)行衡量，其一為稅收總額，作為整體稅收政策的控制因素；其二為營業(yè)稅和增值稅的比值，即營增比。“營改增”政策的直接結(jié)果體現(xiàn)在營業(yè)稅征收的減少和增值稅征收的增加，即營增比的增大。因此，使用營增比衡量“營改增”政策具有較高的科學(xué)性。鑒于此，模型（1）可以進(jìn)一步改寫為：

Y=AKαHβLxTαxδYzε （2）

其中Tax為稅收總額，Yz為營增比。X為產(chǎn)出對勞動(dòng)人口的偏彈性，δ為產(chǎn)出對稅收總額的偏彈性，ε為產(chǎn)出對營增比的偏彈性。對模型（2）兩邊取自然對數(shù)，并進(jìn)一步考慮面板數(shù)據(jù)的時(shí)間和截面特性，可以推算出一個(gè)包含稅收政策的理論模型：

LnYit=LnAit+αLnKit+βLnHit+xLnLit+δLnTaxit

+εLnYzi（3）

（二）數(shù)據(jù)整理

本文將使用1996—2013年的中國31個(gè)省份和直轄市的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)①。GDP、投資總額、勞動(dòng)力和稅收總額等數(shù)據(jù)均來自中宏網(wǎng)，營增比由每個(gè)省份的營業(yè)稅和增值稅的比值表示。對于人力資本的測算，本文使用勞動(dòng)人口的平均受教育年限來反映人力資本積累，其計(jì)算公式為：H=ΣEiQi②。廣義人力資本存量考查的是經(jīng)過教育系數(shù)加權(quán)后的勞動(dòng)力對經(jīng)濟(jì)增長的影響，相較于使用勞動(dòng)人口的平均受教育年限來反映勞動(dòng)力的人力資本積累，可以將人力資本因素與勞動(dòng)力因素進(jìn)行分離，進(jìn)而分別考察人力資本因素和勞動(dòng)力因素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)（徐瑛等，2006；龍翠紅，2007）。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）單位根檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)偽回歸，需要首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)?，F(xiàn)有的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法主要有兩種類型：一是相同根單位根檢驗(yàn)方法，代表性的檢驗(yàn)方法包括LLC檢驗(yàn)、Breintung檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)；二是不同根單位根檢驗(yàn)方法，代表性的檢驗(yàn)方法包括IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)。為確保結(jié)果的穩(wěn)健型和有效性，本文將采用LLC檢驗(yàn)、Breintung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)六種檢驗(yàn)方法對GDP、資本總額、勞動(dòng)力、人力資本、稅收總額和營增比進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如表2所示，檢驗(yàn)結(jié)果顯示：LnGDP、LnK和LnYZ的一階差分，以LnL、LnH和LnTAX均為平穩(wěn)序列。因此，我們認(rèn)定LnGDP、LnK、LnYZ為一階單整過程。

（二）計(jì)量檢驗(yàn)

鑒于LnGDP、LnK、LnYZ均為I（1）過程，而LnL、LnH和LnTAX均為平穩(wěn)序列，因此不能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)與直接對原序列進(jìn)行回歸，我們對式（3）中的LnGDP、LnK、LnYZ作差分處理，以△LnGDP為因變量，構(gòu)建出模型（4），以考察“營改增”政策對地方經(jīng)濟(jì)的影響。

△LnGDPit=λit+α△LnKit+βLnHit+xLnLit

+δLnTaxit+ε△LuYzit+μit （4）

其中λit為常數(shù)項(xiàng)、μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在進(jìn)行計(jì)量分析之前，需要首先進(jìn)行模型設(shè)定。一般而言，單方程Panel Data模型的三種情形：一是在橫截面上有個(gè)體影響，有結(jié)構(gòu)變化的變系數(shù)模型；二是在橫截面上有個(gè)體影響，無結(jié)構(gòu)變化的變截距模型；三是在橫截面上無個(gè)體影響，無結(jié)構(gòu)變化的混合回歸模型。通過計(jì)算可得， F2=1.5809，大于5%的F分布臨界值1.2345，拒絕適用于混合回歸模型的原假設(shè)；而F1=1.6478，同樣大于5%的F分布臨界值1.2493，拒絕適用于變截距模型的原假設(shè)。因此，模型（4）適用于變系數(shù)模型。

與此同時(shí)，在進(jìn)行靜態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸時(shí)，固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇同樣會(huì)對回歸結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。而本研究因選擇了中國31個(gè)省份自治區(qū)進(jìn)行研究，接近全樣本，而全樣本較為適合固定效應(yīng)模型（李子奈和葉阿忠，2008）。因此本研究將使用固定效應(yīng)變系數(shù)模型進(jìn)行計(jì)量回歸。

變系數(shù)模型的計(jì)量回歸結(jié)果如表3所示。R2和DW值分別為0.7014和1.9349，模型擬合程度均較好，且不存在自相關(guān)問題。雖然混合回歸模型結(jié)果顯示，營增比對GDP的整體影響顯著為負(fù)，但從表4的混合回歸模型結(jié)果可知，在不同省份，營增比對GDP的影響存在顯著差異。其一，在31個(gè)省份和直轄市中，營增比對GDP的影響在絕大部分省份均為負(fù)值，但僅在上海、貴州、黑龍江、山東、山西、內(nèi)蒙古、陜西、新疆和河南9個(gè)省份顯著，并且在上海，營增比對GDP的影響顯著為正；其二，即便在9個(gè)顯著的省份，營增比對GDP的影響大小也不一致，具體而言，營增比對GDP的負(fù)向影響由大到小分別為山西、內(nèi)蒙古、貴州、山東、河南、陜西、新疆、黑龍江和上海。

（三）按省份性質(zhì)分類的進(jìn)一步檢驗(yàn)

由上文的回歸結(jié)果可知，營增比對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用在不同省份之前存在著巨大差異?？赡艿脑蛟谟诓煌》菰趨^(qū)位和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等方面存在的差異。為探究省份之間營增比對經(jīng)濟(jì)影響的差異，并為“營改增”政策制定和推廣提供針對性建議，本文進(jìn)行一下兩個(gè)方面的進(jìn)一步檢驗(yàn)。其一，考察中東西部省份差異，以更為直觀地比較地區(qū)差異；其二，按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征進(jìn)行分類，從而比較營增比的影響差異。

1、分地區(qū)比較

遵循已有研究區(qū)域劃分的共識，將30個(gè)省份分為東、中、西部，進(jìn)行分別檢驗(yàn)營增比對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，其中東部包括江蘇、上海、浙江、福建、廣東、山東、安徽、海南、黑龍江、遼寧、吉林、河北、天津和北京14個(gè)省市，中部包括河南、湖北、湖南、江西、山西、內(nèi)蒙古、四川和重慶8個(gè)省份，西部包括陜西、寧夏、甘肅、貴州、廣西、云南、西藏、青海和新疆9個(gè)省份。回歸結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，營增比對東中西部省份的GDP影響存在顯著差異：對于東部省份而言，營增比和GDP呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系；而在中部和西部省份，營增比和GDP呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且營增比對中部省份的影響程度大于對西部省份的影響程度。

2、按二三產(chǎn)業(yè)比值比較

為反映各省份之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，本文將各個(gè)省份通過第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)比值的高低分為中高低三個(gè)類別，并分別使用混合回歸模型進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見表5。回歸結(jié)果顯示，營增比對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在差異的省份的影響也存在著較大的差異。具體而言：對于二三產(chǎn)業(yè)比值較低的省份，營增比對GDP的影響并不顯著；對于二三產(chǎn)業(yè)比值中等和較高的省份，營增比對GDP具有顯著的負(fù)向影響。并且二三產(chǎn)業(yè)比值越高，即第二產(chǎn)業(yè)占比越高，第三產(chǎn)業(yè)占比越低，營增比對GDP的抑制作用越強(qiáng)?；貧w結(jié)果在一定程度上說明，“營改增”對第二產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級作用大于對第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用。可能的原因在于由于增值稅稅率過高、中間投入比率偏低、固定資產(chǎn)更新周期較長和獲得增值稅抵扣發(fā)票存在困難等問題導(dǎo)致某些企業(yè)稅負(fù)不減反增（潘文軒，2013）。上海市發(fā)展改革研究院課題組《2012年一季度上海服務(wù)業(yè)重點(diǎn)監(jiān)測企業(yè)問卷調(diào)查報(bào)告》顯示，上海試點(diǎn)地區(qū)由35.7%的企業(yè)反映稅負(fù)有所增加。

五、結(jié)論和政策建議

本文通過對營增比與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析，考察了“營改增”政策對中國地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。得出了以下結(jié)論：其一，營增比對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用，但作用存在顯著的省際差異。在31個(gè)省份和直轄市中，營增比對GDP的影響在絕大部分省份均為負(fù)值，但僅在上海、貴州、黑龍江、山東、山西、內(nèi)蒙古、陜西、新疆和河南9個(gè)省份顯著，且營增比對GDP的影響大小也存在明顯差異。其二，“營改增”政策對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用在東中西部存在差異。實(shí)證結(jié)果顯示“營改增”中西部省份的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用顯著，而對東部省份并沒有表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，反倒會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用。其三，“營改增”政策對具有不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的省份影響存在顯著差異，二三產(chǎn)業(yè)比值越高，營增比對GDP的抑制作用越強(qiáng)。

鑒于此，針對“營改增”改革實(shí)踐時(shí)，本文從以下幾個(gè)方面提出政策建議。

一要充分考慮“營改增”改革的地域差異。由實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果可知，營增比對經(jīng)濟(jì)增長在不同地區(qū)會(huì)產(chǎn)生差異性較大的影響，說明“營改增”是一項(xiàng)長期而又復(fù)雜的改革。由于不同省份在經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、稅收實(shí)踐等方面的現(xiàn)實(shí)差異，營改增試點(diǎn)地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)推廣到新的地區(qū)可能并不適用。鑒于此，在加速推及“營改增”進(jìn)程的同時(shí)，要充分考慮地域差異，處理好稅制改革與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、短期與長期、部分行業(yè)試點(diǎn)和全部行業(yè)推行的不同效應(yīng)。在“營改增”推進(jìn)進(jìn)程中，在保持整體一致的情形下，制定各地區(qū)差異化的稅收補(bǔ)貼等的具體稅收政策。

二要根據(jù)省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況實(shí)施針對性的“營改增”改進(jìn)政策?，F(xiàn)階段，“營改增”的促進(jìn)作用主要出現(xiàn)在第二產(chǎn)業(yè)較為突出的行業(yè)，對于第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用尚未完全顯現(xiàn)。因此在繼續(xù)推進(jìn)“營改增”的同時(shí)，系統(tǒng)分析“營改增”對服務(wù)業(yè)的影響機(jī)制。以便于做出在促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的同時(shí)，加速第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

除此之外，“營改增”對經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用的發(fā)揮，應(yīng)該考慮中東西部省份的差異，按照各個(gè)區(qū)域的差異，指定差異化的稅收分成等進(jìn)一步的“營改增”改進(jìn)策略，防止“一刀切”的政策實(shí)施進(jìn)程。

注：

①由于部分省份1994年和1995年缺失部分?jǐn)?shù)據(jù)，本對這兩年的觀察值進(jìn)行刪除處理；另外對于部分缺失數(shù)據(jù)，本文使用計(jì)算三年平均值增長率的方式進(jìn)行補(bǔ)齊。

②其中H代表狹義人力資本積累變量，即為人均人力資本水平（人均受教育年限）；i表示教育層次，可分為文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中（含中專）、大專及大專以上學(xué)歷；Ei代表受教育程度年限，常設(shè)定文盲半文盲為0年、小學(xué)5年、初中8年、高中（含中專）11年、大專及以上學(xué)歷16年；Qi為各級文化程度的從業(yè)人員在從業(yè)人員總數(shù)中的比重。

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