曾繁華 范瀚文 曾帥

摘要：“營改增”的最初目的在于促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展，但由于工業(yè)需要購入較多的生產(chǎn)性服務(wù)，因此工業(yè)同樣受益于“營改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)。這有利于低碳、清潔、高效的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)擴(kuò)散與企業(yè)生產(chǎn)效率提升，為工業(yè)綠色增長創(chuàng)造了條件?；谖覈〖壝姘鍞?shù)據(jù)，運用倍差法檢驗“營改增”對我國工業(yè)綠色增長的促進(jìn)作用，研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”改革不僅促進(jìn)了我國工業(yè)的低碳增長，還促進(jìn)了清潔增長?！盃I改增”對工業(yè)低碳、清潔增長的促進(jìn)作用與當(dāng)?shù)毓I(yè)高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)所占比例有關(guān)，比例越高則“營改增”的促進(jìn)作用越強。

關(guān)鍵詞：“營改增”；綠色增長；低碳增長；清潔增長；減稅效應(yīng)；分工效應(yīng)

中圖分類號：F812 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2018）04-0073-07

我國在1994年分稅制改革之后對工業(yè)和服務(wù)業(yè)分別采用了增值稅和營業(yè)稅兩種稅制，前者以增加值作為稅基，后者以營業(yè)額作為稅基。雖然同為流轉(zhuǎn)稅，但營業(yè)稅無法作為進(jìn)項稅抵扣，因此兩稅的并行就必然導(dǎo)致重復(fù)征稅的問題。為了完善稅制、解決重復(fù)征稅的弊端，財政部和國家稅務(wù)總局于2011年印發(fā)《營業(yè)稅改征增值稅試點方案》。自2012年1月1日起，營業(yè)稅改征增值稅（以下簡稱“營改增”）的改革首先在上海的“1+6”行業(yè)試點實施，隨后“營改增”推廣至全國并覆蓋至其他服務(wù)業(yè)。由于工業(yè)企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中需要向服務(wù)業(yè)企業(yè)購買大量的生產(chǎn)性服務(wù)，實施“營改增”之后購入的生產(chǎn)性服務(wù)可以作為進(jìn)項抵扣，減輕了企業(yè)的稅負(fù)負(fù)擔(dān)，同時使工業(yè)企業(yè)不必采用縱向一體化的方式自行提供生產(chǎn)性服務(wù)，而將生產(chǎn)性服務(wù)的提供交由專業(yè)化的服務(wù)業(yè)企業(yè)，促使企業(yè)集中精力發(fā)展自身主營業(yè)務(wù)，提高生產(chǎn)經(jīng)營效率。因此，“營改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)同樣存在于工業(yè)企業(yè)中。

自改革開放以來，工業(yè)一直是我國經(jīng)濟(jì)增長的重要支柱，但其主要依靠生產(chǎn)要素投入而非生產(chǎn)率提升的粗放型增長方式給我國的資源與環(huán)境承載能力帶來了巨大的壓力。人們意識到對工業(yè)增長的衡量不能僅從數(shù)量上著眼，而應(yīng)當(dāng)同時考慮其增長對資源的消耗和環(huán)境污染程度，所以我國工業(yè)增長方式急需由資源消耗型、環(huán)境污染型向資源節(jié)約型、環(huán)境友好型轉(zhuǎn)變，即實現(xiàn)低碳、清潔的綠色增長。在“營改增”的背景下，減稅效應(yīng)降低了工業(yè)企業(yè)獲取低碳、清潔、高效的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的成本，促進(jìn)了技術(shù)擴(kuò)散和應(yīng)用，而分工效應(yīng)有利于提高工業(yè)的生產(chǎn)率，二者均為工業(yè)綠色增長提供了良好條件。那么，“營改增”的實施促進(jìn)了我國工業(yè)綠色增長嗎？

國內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于“營改增”政策效果的評估研究并沒有給出這一問題的答案。既有研究主要包括以下方面：第一，“營改增”對經(jīng)濟(jì)增長、地方財政的影響。Ferede和Dahlby（2012）檢驗了加拿大地方政府稅率對經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)果表明“營改增”能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)赝顿Y和經(jīng)濟(jì)的增長。盧洪友等（2016）評估了“營改增”對地方財政收入的實際影響，他們發(fā)現(xiàn)“營改增”對地方財政收入產(chǎn)生了壓力，致使地方政府收支缺口擴(kuò)大。第二，“營改增”對消費者福利的影響。Smart和Bird（2009）、Kesselman（2011）、孫正和張志超（2015）分別研究了本國“營改增”對消費者福利的影響作用，結(jié)果均是積極的。第三，“營改增”對企業(yè)稅負(fù)的影響?！盃I改增”之后，交通運輸業(yè)企業(yè)的稅負(fù)出現(xiàn)了增加的現(xiàn)象（王玉蘭、李雅坤，2014），但整體看來與改革之前相比并沒有出現(xiàn)較大差異（曹越、李晶，2016）。第四，“營改增”對企業(yè)的研發(fā)、投資、貿(mào)易行為和全要素生產(chǎn)率的影響。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”顯著增加了企業(yè)的研發(fā)與投資，提升了全要素生產(chǎn)率（李成、張玉霞，2015；袁從帥等，2015），且對企業(yè)間貿(mào)易具有促進(jìn)作用（梁若冰、葉一帆，2016）。第五，“營改增”對專業(yè)化分工的影響。陳釗、王旸（2016）、范子英、彭飛（2017）分別采用不同的方法度量分工程度，進(jìn)而考察了“營改增”的分工效應(yīng)，且都得出了促進(jìn)分工的結(jié)論。然而，由于“營改增”的改革對象主要是服務(wù)業(yè)，因此現(xiàn)有文獻(xiàn)往往只是簡單說明工業(yè)也受到“營改增”的影響，專門討論“營改增”對工業(yè)影響的研究非常少見，更沒有回答“營改增”是否促進(jìn)了工業(yè)綠色增長這一問題。

筆者基于2005—2015年我國30個省（自治區(qū)、直轄市）（未包括西藏、香港、澳門和臺灣）的工業(yè)能源消耗和污染排放數(shù)據(jù)，測算了用以衡量低碳增長與清潔增長的單位工業(yè)增加值二氧化碳排放強度和二氧化硫排放強度，并采用倍差法（difference-in-difference，DID）估計了“營改增”對我國工業(yè)綠色增長的影響，為“營改增”對于我國工業(yè)的政策效果提供了一個新的經(jīng)驗證據(jù)。

一、制度背景與理論假說

綠色增長的本質(zhì)是實現(xiàn)低碳、清潔的增長過程而不必犧牲增長速度（World Bank，2012）。實現(xiàn)低碳增長需要降低單位增加值的二氧化碳排放量，實現(xiàn)清潔增長則需要降低單位增加值的污染物排放量。2014年，全國工業(yè)增加值占GDP的比重僅為35.9%，卻消耗了69.4%的能源，帶來大量的碳排放和二氧化硫等污染物的排放。我國工業(yè)長期以來粗放式的增長模式早已使資源和環(huán)境不堪重負(fù)，工業(yè)實現(xiàn)低碳、清潔的綠色增長是我國實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。因此，我國工業(yè)急需有利于低碳清潔高效的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)擴(kuò)散、提高生產(chǎn)效率的綠色增長轉(zhuǎn)型環(huán)境和條件，而帶來減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)的“營改增”改革恰逢其時。

2012年1月1日，上海市率先選擇“1+6”行業(yè)進(jìn)行“營改增”試點，其中的“1”是交通運輸業(yè)，“6”是研發(fā)和技術(shù)、信息技術(shù)、文化創(chuàng)意、物流輔助、有形動產(chǎn)租賃、鑒證咨詢服務(wù)這六個現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。2012年9月1日起，試點地區(qū)由上海市逐步增加北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、湖北、浙江八省市，2013年8月擴(kuò)展到全國范圍?！?+6”行業(yè)“營改增”試點進(jìn)程如圖1所示。從行業(yè)性質(zhì)上看，“1+6”行業(yè)均屬于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，與下游工業(yè)聯(lián)系密切。從產(chǎn)業(yè)鏈的角度看，由于工業(yè)企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中需要購買較多生產(chǎn)性服務(wù)，因此工業(yè)也同樣受到“營改增”作用的影響。從政策實施效果來看，“營改增”對工業(yè)的影響既有減稅效應(yīng)，又有分工效應(yīng)。圖2顯示了上述兩種效應(yīng)的具體作用機(jī)理。

“營改增”的減稅效應(yīng)解決了營業(yè)稅和增值稅的重復(fù)征稅問題，具體體現(xiàn)為替代效應(yīng)和收入效應(yīng)。原來工業(yè)企業(yè)在購買生產(chǎn)性服務(wù)時，服務(wù)業(yè)已繳納的營業(yè)稅在工業(yè)企業(yè)繳納增值稅時無法作為進(jìn)項抵扣，增加了工業(yè)企業(yè)的稅負(fù)負(fù)擔(dān)?！盃I改增”之后，工業(yè)企業(yè)購買“1+6”行業(yè)所提供的生產(chǎn)性服務(wù)尤其是研發(fā)和技術(shù)行業(yè)的技術(shù)服務(wù)時成本得以下降，對其他生產(chǎn)性投入產(chǎn)生替代效應(yīng)。低碳、清潔、高效的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)廣泛應(yīng)用是工業(yè)實現(xiàn)綠色增長的核心所在。由于可以獲得進(jìn)項抵扣，先進(jìn)技術(shù)的獲取成本下降，工業(yè)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級的積極性提升，有利于低碳清潔和高效生產(chǎn)技術(shù)的廣泛擴(kuò)散與應(yīng)用，使整個試點區(qū)域的工業(yè)企業(yè)受益。此外，“營改增”的減稅效應(yīng)減輕了工業(yè)企業(yè)的稅負(fù)負(fù)擔(dān)，使其能夠節(jié)約更多的生產(chǎn)資源用于企業(yè)發(fā)展，提升生產(chǎn)效率，即產(chǎn)生一種收入效應(yīng)。

與減稅效應(yīng)關(guān)系密切的是“營改增”的分工效應(yīng)。改革之前，營業(yè)稅和增值稅并行導(dǎo)致服務(wù)業(yè)和工業(yè)之間的增值稅抵扣鏈條斷裂，購買服務(wù)所繳納的營業(yè)稅只征不扣使得工業(yè)企業(yè)更傾向于從企業(yè)內(nèi)部自給自足提供生產(chǎn)性服務(wù)，采取“大而全”“小而全”的生產(chǎn)經(jīng)營模式。“營改增”之后，由于減稅效應(yīng)的存在，一些生產(chǎn)性服務(wù)的市場交易成本將低于企業(yè)內(nèi)部自給成本，從而鼓勵工業(yè)企業(yè)將生產(chǎn)性服務(wù)外包，集中精力發(fā)展主營業(yè)務(wù)，促進(jìn)工業(yè)企業(yè)的分工細(xì)化和專業(yè)化經(jīng)營，有利于提升生產(chǎn)效率，降低單位增加值的資源消耗與污染排放，實現(xiàn)綠色增長。

基于以上分析，“營改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)有利于工業(yè)產(chǎn)出單位增加值的生產(chǎn)過程更加低碳清潔，實現(xiàn)綠色增長。因此筆者提出以下假說：

假說1a：“營改增”能夠促進(jìn)工業(yè)低碳增長。

假說1b：“營改增”能夠促進(jìn)工業(yè)清潔增長。

如果對工業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行細(xì)分，按照研發(fā)強度將工業(yè)劃分為高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)、中端技術(shù)產(chǎn)業(yè)和低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)，可以分析工業(yè)結(jié)構(gòu)的差異是否造成“營改增”對工業(yè)作用效果的差異。高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)由于技術(shù)密集度與專業(yè)化生產(chǎn)程度高，產(chǎn)品與生產(chǎn)技術(shù)更新?lián)Q代迅速，因此相對于中低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有更多的研發(fā)技術(shù)類生產(chǎn)性服務(wù)需求，對低碳、清潔、高效的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)的接受程度更高。此外，高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品往往生產(chǎn)工序眾多、流程復(fù)雜、產(chǎn)業(yè)鏈較長，與其他產(chǎn)業(yè)的互聯(lián)度也較高。而產(chǎn)業(yè)互聯(lián)度直接關(guān)系到“營改增”的影響效果（范子英、彭飛，2017）。綜上所述，高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)可能會更多地受益于“營改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)。因此筆者提出以下假說：

假說2a：一個地區(qū)的高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例越高，“營改增”促進(jìn)工業(yè)低碳增長的效果越強。

假說2b：一個地區(qū)的高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例越高，“營改增”促進(jìn)工業(yè)清潔增長的效果越強。

二、研究設(shè)計

（一）變量定義與度量

由于工業(yè)綠色增長包含低碳增長和清潔增長，因此筆者采用單位工業(yè)增加值的二氧化碳排放量來反映低碳增長狀況，取自然對數(shù)記為Lncarbon。其中工業(yè)增加值采用以2000年為基期的工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)進(jìn)行平減，工業(yè)二氧化碳排放量的計算參考潘家華、張麗峰（2011）。筆者采用單位工業(yè)增加值的二氧化硫排放量來反映清潔增長狀況，原因是二氧化硫作為大多數(shù)工業(yè)生產(chǎn)過程中產(chǎn)生的一種主要空氣污染物，能夠較好地反映工業(yè)整體的生產(chǎn)技術(shù)與排污狀況，取自然對數(shù)記為Lnsulfur。定義Treat為虛擬變量，當(dāng)某省某年進(jìn)行了“1+6”行業(yè)的“營改增”改革，則賦值1，否則賦值0。由于除上海市外其他地區(qū)“1+6”行業(yè)改革時間均在下半年，可能導(dǎo)致“營改增”效果無法于當(dāng)年顯現(xiàn)，因此在實證中，上海市以外的其他地區(qū)“營改增”時間選取為實際發(fā)生年份的后一年。

借鑒經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）（2009）的方法考察工業(yè)各行業(yè)的研發(fā)投入強度，筆者將化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、通信設(shè)備、計算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)和儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)這八類行業(yè)歸為高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)。用高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)與工業(yè)總銷售產(chǎn)值之比衡量一個地區(qū)的高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)的比例，記為High。借鑒STIRPAT模型（York et al.，2003）的思想，認(rèn)為人口規(guī)模、富裕程度和技術(shù)水平是環(huán)境問題的主要影響因素，因此選取其作為控制變量。人口規(guī)模用各省份年末常住人口數(shù)的自然對數(shù)表示，記作Lnpop。富裕程度用2000年不變價人均GDP的自然對數(shù)來表示，該指標(biāo)同時也反映了環(huán)境規(guī)制水平，記為Lngdp；技術(shù)水平用發(fā)明專利授權(quán)量的自然對數(shù)來表示，記為Lninv。此外，由于能源結(jié)構(gòu)也是重要影響因素，因此用原煤在原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣這八種能源總消耗中的占比來反映能源結(jié)構(gòu)，記為Energy。

（二）計量模型

由于“營改增”試點選擇主要是根據(jù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平而與工業(yè)無關(guān)，因此，“1+6”行業(yè)試點范圍的逐步擴(kuò)大提供了一個良好的擬自然實驗。筆者采用倍差法估計“營改增”對我國工業(yè)綠色增長的影響，把在“1+6”行業(yè)進(jìn)行“營改增”改革的省份作為處理組，反之作為對照組。為檢驗假說1a和1b，分別構(gòu)建模型（1）和（2）：

Lncarbnit=α+β1Treatit+β2Xit+δi+λt+εit（1）

Lnsulfurit=α+β1Treatit+β2Xit+δi+λt+εit （2）

其中i表示省份（i=1，2，…，30），t表示年份（t=2005，2006，…，2015），Treat為“營改增”政策虛擬變量，X是一系列控制變量，包含High、Lnpop、Lngdp、Lninv和Energy。δ和λ分別為省份個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。Lncarbon和Lnsulfur分別表示對數(shù)單位工業(yè)增加值的二氧化碳排放量和二氧化硫排放量。在上述模型中，Treat的系數(shù)表示實驗組由于“營改增”改革而產(chǎn)生的變化，如果模型（1）和（2）中Treat的系數(shù)顯著為負(fù)，說明假說1a和1b成立。

對假說2a和2b的檢驗用如下模型（3）和（4）進(jìn)行：

Lncarbonit=α+β1Highit×Treatit+β2Highit+β3Treatit+β4Xit+δi+λt+εit（3）

Lnsulfurit=α+β1Highit×Treatit+β2Highit+β3Treatit+β4Xit+δi+λt+εit（4）

其中i表示省份（i=1，2，…，30），t表示年份（t=2005，2006，…，2015），High×Treat為高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例與“營改增”政策虛擬變量的交互項，X是一系列控制變量，包含Lnpop、Lngdp、Lninv和Energy，其余變量含義同上。在模型（3）和（4）中引入地區(qū)間工業(yè)結(jié)構(gòu)差異，High×Treat的系數(shù)表示在高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例差異下實驗組由于“營改增”改革而產(chǎn)生的變化，如果High×Treat的系數(shù)顯著為負(fù)，說明假說2a和2b成立。另外，由于先行試點地區(qū)多為東部省份，考慮到東部地區(qū)與中部西部各方面的差異，筆者在回歸中加入“東中西部地區(qū)固定效應(yīng)×年份”變量，即允許東中西部地區(qū)①具有不同的變化軌跡。如果“營改增”政策虛擬變量系數(shù)依然顯著為負(fù)、數(shù)值變化不大，說明趨勢并未影響本文的研究結(jié)論。

（三）樣本與數(shù)據(jù)來源

筆者使用的樣本是我國30個省（自治區(qū)、直轄市）（未包含西藏、香港、澳門和臺灣）的數(shù)據(jù)，時間跨度為2005—2015年，數(shù)據(jù)來源于2006—2016各年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

三、實證結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

從文中涉及的主要變量描述性統(tǒng)計（如表1所示）中可以看到，各省份工業(yè)低碳增長水平的差異性要小于清潔增長水平，而在所有的控制變量中技術(shù)水平的地區(qū)差異性最大。

（二）實證結(jié)果與分析

以“1+6”行業(yè)的“營改增”試點省份為處理組，以非試點省份為對照組，利用常規(guī)的倍差法評估“營改增”對工業(yè)低碳增長和清潔增長的影響。為了避免標(biāo)準(zhǔn)誤被低估而造成顯著性高估的問題，筆者在以下所有的回歸中均采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。表2是對假說1a和1b的檢驗結(jié)果。首先對模型（1）進(jìn)行回歸分析，作為參考的第（1）列結(jié)果顯示“營改增”系數(shù)顯著為負(fù)。在此基礎(chǔ)上，加入控制變量，并比較控制區(qū)域效應(yīng)×年份后回歸結(jié)果的差異。第（2）列和第（3）列結(jié)果顯示，“營改增”系數(shù)依然顯著為負(fù)，系數(shù)大小變化不大，說明趨勢并未對研究結(jié)論造成影響，以上結(jié)果驗證了假說1a，即“營改增”能夠促進(jìn)工業(yè)低碳增長。具體而言，“1+6”行業(yè)的“營改增”改革效果會促使實驗組單位工業(yè)增加值的二氧化碳排放量下降13%左右。表2的后三列是對模型（2）的回歸結(jié)果，依次加入控制變量和變動趨勢，可以看到“營改增”的系數(shù)均在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，這就驗證了假說1b，說明“營改增”對工業(yè)清潔增長有促進(jìn)作用。結(jié)果顯示，“1+6”行業(yè)“營改增”使得實驗組單位工業(yè)增加值的二氧化硫排放量下降11%左右。

進(jìn)一步從技術(shù)密集度的角度考察不同類型的工業(yè)對“營改增”改革的作用效果是否存在差異。由于研發(fā)強度與技術(shù)密集度較高，高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化程度高、市場差異化競爭激烈，其產(chǎn)品的科技含量和環(huán)保程度都受到消費者的密切關(guān)注。為了在市場競爭中取得優(yōu)勢地位，高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)相對于中低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有更高的研發(fā)和技術(shù)類生產(chǎn)性服務(wù)需求，更能夠積極主動地尋求低碳、清潔和高效的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)變革。另外，高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)環(huán)節(jié)眾多，產(chǎn)業(yè)鏈較長，需要與很多產(chǎn)業(yè)密切配合，具有比中低端產(chǎn)業(yè)更高產(chǎn)業(yè)互聯(lián)度，因此“營改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)可能表現(xiàn)得更為明顯，對高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例更高地區(qū)的工業(yè)低碳增長和清潔增長促進(jìn)作用更強。為了檢驗這種假說，筆者設(shè)置高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例與“營改增”政策虛擬變量的交互項。如果該交互項顯著為負(fù)，說明高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)可能受“營改增”的影響更大。

表3顯示了對假說2a和2b的檢驗結(jié)果。前三列的結(jié)果顯示，在依次加入控制變量并控制區(qū)域效應(yīng)×年份后，高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例與“營改增”的交互項系數(shù)均顯著為負(fù)。這驗證了假說2a，表明一個地區(qū)的高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例越高，“營改增”促進(jìn)工業(yè)低碳增長的效果越強。與此對應(yīng)，表3后三列結(jié)果顯示高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例與“營改增”的交互項系數(shù)均在1%的顯著性水平上高度顯著為負(fù)。這證明了假說2b，即一個地區(qū)的高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)比例越高，“營改增”促進(jìn)工業(yè)清潔增長的效果越強。

（三）穩(wěn)健性檢驗

筆者首先從假想實驗的角度對“營改增”能夠促進(jìn)工業(yè)低碳、清潔增長的假說進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。雖然不能在統(tǒng)計上拒絕假說1a和1b的成立，但是否單位工業(yè)增加值的二氧化碳排放量和二氧化硫排放量本來就處于下降通道上，“營改增”只是碰巧選在了那個時間？為此，筆者定義“營改增2”變量，假設(shè)“營改增”發(fā)生時間在實際發(fā)生時間的前一年，記作Treat2，對模型（1）和（2）重新進(jìn)行回歸。由表4第（1）（3）列可知，“營改增”系數(shù)不再顯著，說明“營改增”影響的時間并非巧合，同時也說明“營改增”實施之前試點地區(qū)與非試點地區(qū)的時間趨勢基本是一致的。

此外，是否所有的省份均在“營改增”改革之后降低了單位工業(yè)增加值的二氧化碳排放量和二氧化硫排放量，“營改增”試點省份的選擇僅僅是一個巧合？對此，筆者假想“1+6”行業(yè)非試點省份也隨北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、湖北、浙江八省市一起于2012年中期逐步進(jìn)行了“營改增”試點，即定義“營改增3”變量在這些地區(qū)自2013年起取值為1，2005—2012年取值為0，記作Treat3，對模型（1）和（2）重新進(jìn)行回歸。由表4第（2）（4）列可知，“營改增”系數(shù)不再顯著，說明“營改增”確實對工業(yè)低碳、清潔增長產(chǎn)生了影響。

另外一種情況，是否恰好各種類型的工業(yè)污染指標(biāo)都處于下降通道上，“營改增”的影響對象只是巧合？為此筆者采用工業(yè)廢氣再次對假說1a和1b進(jìn)行安慰劑檢驗，主要原因是工業(yè)廢氣是一個總量概念，以體積（立方米）來度量，包含二氧化碳、二氧化硫在內(nèi)的各類空氣污染物質(zhì)?！盃I改增”造成的技術(shù)擴(kuò)散與應(yīng)用主要是改變工業(yè)廢氣的成分與含量，而對工業(yè)廢氣的排放體積總量影響不大。因此，采用單位工業(yè)增加值的工業(yè)廢氣排放量的自然對數(shù)作為被解釋變量，記為Lngas，運用倍差法進(jìn)行回歸。表4的最后兩列顯示了回歸結(jié)果，可以看到“營改增”系數(shù)在兩種情況下都是不顯著的。這就說明“營改增”對工業(yè)產(chǎn)生的影響主要來源于先進(jìn)技術(shù)的擴(kuò)散和應(yīng)用。

四、結(jié)論與政策建議

“營改增”為工業(yè)綠色增長轉(zhuǎn)型提供了良好環(huán)境和條件，然而“營改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)更多地體現(xiàn)在那些研發(fā)技術(shù)等生產(chǎn)性服務(wù)需求旺盛、與其他產(chǎn)業(yè)互聯(lián)度較高的高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)中，中低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)尤其是傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)則受益不多。因此在堅持市場對于資源配置的決定性作用的前提下，對于傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)中的一些先進(jìn)、生產(chǎn)率高、經(jīng)營規(guī)模大的企業(yè)仍然有必要給予額外的技術(shù)升級改造補貼和稅收減免，增加其進(jìn)行技術(shù)變革的動力，以更好地促進(jìn)我國工業(yè)實現(xiàn)綠色增長。

注釋：

①其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。

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Does the Business Tax Replacing with Value-added Tax Promoting the Industry

Green Growth in China？

Zeng Fanhua1，2， Fan Hanwen1，2，3， Zeng Shuai3

（1. School of Economics， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan， Hubei， 430073， China；

2.Office of Academic Research， Wuchang Institute of Science and Technology， Wuhan， Hubei， 430223， China；

3.School of Business， Australia Monash University， Melbourne， Australia）

Abstract： The original goal of "business tax replaced with VAT reform" was to promote the development of service industry. Because of purchasing much productive service， industry also benefits from the effects of tax cuts and industrial division of "business tax replaced with VAT reform". This leads to low carbon and clean production technology diffusion， creating precondition for industrial green growth. Using provincial panel data with DID， authors evaluated the role of "business tax replaced with VAT reform" in promoting industrial green growth. We found that "business tax replaced with VAT reform" not only promoted low carbon growth but clean growth. The promotion effect of "replacing business tax with VAT" on the low-carbon and clean growth of industry is related to the proportion of high-end technology industries in local industry. The higher the proportion， the stronger the promotion effect of replacing business tax with VAT.

Key words： "business tax replaced with VAT reform"， green growth， low carbon growth， clean growth， tax reduction effect， division of labor effect