产值和税收的关系范文

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    税收增长与经济增长的关系问题是经济学研究的一个重要课题，经济决定税收，税收反作用于经济，市场经济越发展，税收增长与经济增长的联系就越密切。自1994年税制改革以来，我国的税收收入一直保持着较快的增长势头，2009年达59514.7亿元，比1994年增长了近十一倍。税收收入的大幅度增长为国民经济的稳定发展提供了坚实的财力保障，但同时也引起了人们的关注：这种税收的高速增长和我国的经济增长是否协调。宏观税负是税收收入与GDP的比值，体现了社会产品在国家与纳税人之间的税收分配数量关系，也体现了经济与税收的关系。从宏观上讲，税负高低会从整体上制约或促进一个国家的经济增长，反映了政府的社会经济职能及财政职能的强弱；从微观上讲，税负的高低会影响纳税人对消费、储蓄、投资以及劳动等行为的选择，最终影响经济增长。因此，合理界定一定时期内适度的税负水平，对于保证政府履行其职能和促进经济增长有着重要意义，本文主要从宏观税负的角度研究税收收入增长与经济增长的关系。

一、宏观税负的相关概念及其影响因素

（一）宏观税负的相关概念

1．税收负担

    税收负担是指国家征收的税款占纳税人税源数量的比重，反映出税款与社会新增财富之间的内在关系。以不同主体为出发点，税收负担具有两个方面的含义：一方面，从国家的角度看，税收负担反映出国家在税收课征时的强度要求，即要征收多少税收；另一方面，从纳税人的角度看，税收负担反映出纳税人在税收缴纳时的负担水平，即承担了多少税款。

2．宏观税收负担

    宏观税收负担是指一个国家在一定时期内税收总收入占当期社会新增财富的比重，反映出一定时期纳税人因国家课税而承受的经济负担水平，是一个受制于国家政治、经济、财税体制等诸多因素的综合经济指标。它的计算公式如下：

宏观税收负担率=税收总收入/国内生产总值（GDP）

(二) 我国宏观税负的影响因素

1．经济因素

    经济因素对宏观税负的影响主要表现在两个方面：（1）经济结构影响,特别是产业结构变动对宏观税负水平的形成影响较大。税负较高的第二产业比重近年来不断提高，而税负较低的第一产业比重逐渐下降，成为推动宏观税负上升的一个重要结构性原因。2009年与1994年相比，第二产业比重提高了2个百分点，其中工业比重提高了2.5个百分点，同期第一产业比重下降8.5个百分点。(2) 经济运行质量改善的影响。在经济规模一定的情况下，经济运行质量越高，一定投入生产出的增加值和利润的价值就越多，企业缴纳的增值税和所得税增长速度就加快，相应地推动宏观税负水平的提高，如果出现相反的情况，经济运行质量下降，宏观税负也将相应下降。

2．财政体制因素

  （1）税制变动的影响，如增减税种或调整税率，税收收入占GDP的比重便会发生变化。就现在的税制来说：第一，过多的税收优惠在一定程度上削弱了税收的正常增长机制．尤其是减免税过多过乱，是导致税收职能弱化，宏观税负下降的重要因素；第二，现行税制结构中一些重要的税种尚未设立，如社会保障税的收入已具一定规模，如果把它计入税收收入总量中，宏观税负也会有所提高。

  （2）现行财税体制中分配关系不完善。政府与企业、中央政府与地方政府的分配关系中，除税收参与国民收入分配外，还存在着不规范的税外分配主体与分配行为，由此造成以非税收入形式存在的预算外资金收入。这就使得我国宏观税负的内涵与国际标准有所不同，以税收收入总量与GDP之比值计算的宏观税负，客观上并没有把纳税人的全部负担计算在内，如果把税外收入(主要是具有税收性质的收费收入)计算在内，我国宏观税负可以有很大提高。

3．征管水平

    征管水平是影响宏观税负水平的另一个重要因素。在理论税负既定的情况下，征管水平高，就会有较高的宏观税负；征管水平低，宏观税负也随之下降。从我国实际情况看，1994年实施新税制后，除了经济增长、政策变动因素的影响外，征管因素是影响宏观税负的另一重要因素。2001年税务系统推行“金税工程”，2003年以后通过创新征管模式，实施精细化管理等，使征管效率和征管质量显著提高，各主体税种的征收率明显上升。

4．无税GDP的影响

    在我国GDP中有相当一部分为无税产值或低税产值，如免税工业产值、农业产值等。根据对部分省份的典型调查 ，无税产值、低税产值约占GDP的15％左右，再扣除税收收入总额中约10%的与经济增长无相关性部分，同时考虑GDP中可能存在的虚报夸大部分，人为追求政绩、人为掺水现象，也使实际税负大打折扣。如我国GDP统计口径常常上下不尽一致，地方合计数往往比中央政府统计数多数千个亿。

二、1994年-2009年我国税收收入增长、经济增长及宏观税负水平变化状况

    经济增长一般以GDP增长来衡量，2009年我国GDP总量达到340507.0亿元，以不变价格计算比上年增长9.1%，按当年价格计算比1994年增加了6倍，1994年-2009年间，我国GDP保持了10%左右的高速增长，成为世界上经济增长速度最快的国家。2009年我国税收总收入完成59514.7亿元，比2008年增长9.8%，增收5290.91亿元。从表一可以看出受金融危机的影响，2009年税收增长率自1994年税制改革以来首次跌至10%以下，而在此之前的15年里税收收入增长率平均能达到18%，远在GDP增长率之上，税收收入随着经济发展稳定较快增长，大大增强了国家财政实力，为全面建设小康社会、构建社会主义和谐社会提供了财力保证。从表二可以看出，1994年税制改革后，我国宏观税负水平总体呈稳步上升趋势。上升趋势，尤其是2002年以来，平均达16.22%

表一  1994-2009年税收收入相关数据汇总表     单位：亿元

年份

税收收入

税收增长率(%)

增收额

年份

税收收入

税收增长率（%）

增收额

1994

5126.88

 

 

2002

17636.45

15

2335.07

1995

6038.04

18

911.16

2003

20017.31

13

2380.86

1996

6909.82

14

871.78

2004

24165.68

21

4148.37

1997

8234.04

19

1324.22

2005

28778.54

19

4612.86

1998

9262.80

12

1028.76

2006

34804.35

21

6025.81

1999

10682.58

15

1419.78

2007

45621.97

31

10817.62

2000

12581.51

18

1898.93

2008

54223.79

19

8601.82

2001

15301.38

22

2719.87

2009

59514.7

9.8

5290.91

资 料来源：《中国统计年鉴》2009年版，2009数据转引自《2009年税收收入增长的结构性分析》，中国财政，2009

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1 相关理论的基础

1.1 节能减排的含义

节能减排通常包括两大技术领域，首先是节能，可以通过减少能源消耗量，从而提高能源资源的利用率，衡量的话一般采用单位GDP能耗；其次是减排，要尽量减少污染物等其他废物的排放，一般用单位SO2排放来衡量。因此，单位GDP能耗和单位SO2排放这两个指标结合在一起，就是所说的“节能减排”[1]。

1.2 高能耗企业的界定

根据《2012年国民经济和社会发展统计报告》披露，目前我国的高能耗企业主要分布在以下六大行业：非金属矿物制造业、石油加工炼焦和核燃料加工业、黑色金属冶炼和压延加工业、化学原料和化学制品制造业、电力热力生产和供应业和有色金属冶炼和压延加工业。

2 高能耗企业节能减排现状

2.1 高能耗企业能源消耗情况

以江苏省六大高能耗行业作为分析对象，通过对能源消费总量和单位产值能耗[2]进行计算，整理结果：从2007―2014年期间能源消费总量也一直处于不断上升趋势。但是每亿元产值综合能耗在此期间整体处于不断下降趋势。因此，随着工业化和城市化道路的不断发展，尤其是高能耗企业的迅速发展，能源需求大幅上升，供不应求的问题更加凸出。能源的利用效率较低和需求的日益增加，从而造成严重的能源供应紧张的状况。

2.2 高能耗企业污染排放情况

通过分析江苏省六大高能耗行业，对其SO2排放及单位产值排放进行计算，其整理结果：江苏省高能耗企业在2007―2014年期间二氧化硫排放总量整体处于不断下降趋势，但是在2011年又有所上升。在各项措施综合实施下，能源排放总量有所下降，但要达到节能减排的目标还有一定的距离，而且目前随着社会经济的不断发展，市场上对于能源的需求量也在不断增加，从而导致二氧化碳的排放量逐渐增加，因此，节能减排的任务仍然是十分严峻的。

3 节能减排税收政策现状和影响的实证分析

现行节能减排税收政策中关联度较高且最具代表性的税种包括增值税、消费税、资源税和企业所得税。目前我国企业的所得税不能用明确的指标来衡量，文中要分析税收政策对高能耗企业节能减排的影响主要是分析资源税、增值税以及消费税三者之间的联系。

在总体税收中，节能减排相关的税目中的3种税收方式占总体税收的比重如表1所示。

该节通过数据分析，建立线性回归模型来分析税收政策和企业节能减排的相关度，进而得出税收政策在此方面的实施效果。

3.1 多元线性回归方程的设定

多元回归主要是指在回归分析中有两个或两个以上的自变量。一个问题的产生都是有多个因素有关的，文中采用多元线性回归方程来估计因变量，以此来预算自变量与因变量的相关关系，即：

其中，F=已解释方差/未解释方差，服从F（k-1，n-1）分布，F值越大越好。模型计算得到的F统计值大，则说明方程回归效果好，有较高的解释度。

3.2 模型变量的选择

因为单位产值能耗有效反映高能耗企业节能减排的效果，故此多元回归模型采取单位产值能耗作为企业节能减排的指标变量；自变量的选择能代表企业节能减排相关的税收政策，故此回归模型采用、、三个自变量，分别表示节能减排税收政策中的增值税、资源税和消费税占总体税收的比重。其中、、采用各税收占总税收的比重是为了避免模型中变量的自相关性，减少方程的异方差及时间序列对回归模型结果的影响。

3.3 多元线性回归方程得检验结果及解释

根据上述收集的数据汇总，将各参数进行归一化处理，导入Eviews软件中，得到以下的多元线性回归分析结果（见图1）。

由上述回归模型结果中，作为被解释变量单位产值能耗的变化与各解释变量修正后的判定系数为0.864，说明此多元回归模型的拟合优度较高；F=15.794，F 值较高且显著性概率为0.011

Y1=-0.291+0.053X1-0.834X2+0.983X3

其中Y1与X3系数为0.983>0.6，说明节能减排税收中消费税和单位产值能耗有强正相关关系，表明节能减排的消费税对于单位产值能耗的下降并没有起到有效的促进作用。Y1与X1的系数为0.053，说明节能减排中的增值税与单位产值能耗有弱正相关关系，表明增值税的政策效果相对消费税来说比较明显；Y1与X2的系数为-0.834，资源税和单位产值能耗呈现负相关，表明在节能减排中资源税的政策效果最显著，明显高于增值税和消费税。因此，应该不断改革消费税，不断促进资源税和增值税在企业节能减排中的作用。

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一、研究背景

税收是政府为了满足社会公共需要,凭借政治权力,强制、无偿地取得财政收入的一种形式。在市场经济条件下,经济越发展,税收就越发显得重要。基于税收分配广度和深度的发展,税收对国民经济的发展和促进作用也越来越显著。经济决定税收,税收反映经济。经济规模决定税源规模,经济结构决定税收结构,经济增长速度影响和制约税收增长速度,反过来税收对经济发展也具有一定的乘数效应。要实现经济的持续发展,必须要使税收符合其发展的要求,建立与市场经济相适应的税收结构,即政府筹集的税收收入必须能够尽量满足其实现社会职能的需要。对税收收入的主要影响因素加以分析,从结构上对税收收入的影响做出一个很好的了解,有助于我们运用政策工具对税收结构进行优化,从而使税收对经济发展发挥更大的促进作用。

二、计量分析

(一)数据和模型

1.样本。本文采取1990年到2008年的数据为样本,以此来分析我国的税收收入。数据来源于《2008年中国统计年鉴》,基于分析的需要,本文对相关的解释变量进行了数据加权处理。

2.变量。(1)被解释变量(Y):税收收入;(2)解释变量。影响税收收入的因素比较多,由于某些因素缺乏相应的数据、或者没有确定的评价标准,在这里我们只选择财政支出总量(X1)、进出口总额(X2)、固定资产投资总量(X3)、国内生产总值(X4)、农林牧渔总产值(X5)、城乡人均可支配收入(X6)、城乡居民人民币储蓄存款年底余额(X7),这七个解释变量作为我们研究的需要。(3)模型函数式。在对被解释变量和解释变量进行了描述和分析之后,建立了以下的基本模型:

LNY=β0+β1LNx1+β2LNx2+β3LNx3+β4LNx4+β5LNx5+β6LNx6+β7LNx7+μ;

R2=0.999613D.W=2.283312

由上述回归分析结果可以知道,进出口总额(X2)和城乡居民人民币储蓄存款年底余额(X7)这两个解释变量和被解释变量之间并没有显著的关系,把这两个解释变量剔除掉,只考虑财政支出总量(X1)、固定资产投资总量(X2)、国内生产总值(X3)、农林牧渔总产值(X4)、城乡人均可支配收入(X5)并重新建立了以下的模型函数式:

LNY=β0+β1LNx1+β2LNx2+β3LNx3+β4LNx4+β5LNx5+μ;

回归结果2

由此,可以得到:

LNY=-4.089+0.811LNx1+0.193LNx2-6.42LNx3-1.718LNx4+8.094LNx5

S=(1.438)(0.081)(0.066)(1.636)(0.618)(2.331)

T=(-2.844)(10.008)(2.918)(-3.924)(-2.78)(3.473)

其中R2=0.999576 ,D.W=2.445576 ,并且在0.05的显著性水平下,这五个变量与被解释变量之间的显著性都比较高,拟合优度极高,而且变量中不存在一阶自相关。财政支出总量、固定资产投资总量和城乡人均可支配收入与税收收入呈现出正相关的关系,国内生产总值、农林牧渔总产值则与税收收入表现出负相关的趋势。

三、模型的经济分析

1.财政支出总量对税收收入的影响。财政支出总量与税收收入呈正相关的关系,即财政支出总量每增加一个百分点,税收收入就相应增加0.811个百分点。财政支出的增长是必然的,也应该要加强对财政支出的控制,逐步调整和优化财政结构。在坚持财政经常性收支平衡的基本原则上,对各类支出的比重和数量进行协调,对行政管理类支出应该实行从严控制;对社会保障、科教文卫等方面的支出比重要相应上升,增加对下岗职工基本生活和再就业补助。在收入总量一定的情况下,要保障国家重点投资项目的资金需要。只有这样,才能促进税收收入的增长。

2.固定资产投资总量对税收收入的影响。固定资产投资总量与税收收入呈现正相关的关系,即固定资产投资总量每增加一个百分点,税收收入就相应增加0.193个百分点。固定资产投资是以货币表现的建造和购置固定资产活动的工作量,它是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。固定资产投资是社会固定资产再生产的重要手段,通过建造和购置固定资产的活动,国民经济得以不断采用先进技术装备,建立新兴部门,进一步调整经济结构和生产力的地区分布,提高经济实力,为改善人民物质文化生活创造物质条件。加大对固定资产的投资,能够有效地促进社会生产的发展,从而为税收收入的增加提供了一个良好的铺垫。

3.国内生产总值对税收收入的影响。国内生产总值与税收收入表现出负相关的关系,即国内生产总值每增加一个百分点,税收收入就相应减少6.42个百分点。通过研究发现,国内生产总值的增长低于税收收入的增长,而且虽说在税收的各个税种中,增值税以增值额为课税对象,与GDP核算中的增加值相对应;消费税以及营业税的税基是营业收入,营业收入对应着GDP核算中的“总产出”而非“增加值”;其他商品和劳务税和经济行为无直接关系,如车船购置税以使用的车船为征税对象,城市维护建设税以实际缴纳的增值税、消费税、营业税的税额为征税对象,土地增值税的税基与转让次数有关,这些税种主要是对存量财富征税,与当期GDP之间几无相关。税收收入也会明显受到体制、政策等非经济因素的影响,譬如税收政策的调整,税种的开征、停征,税收征管能力的增强和征管水平的提高等,都将直接导致税率和税基的变化,对税收收入产生直接影响,但这种变化和GDP的增减是没有关系。说税收的增长不会影响GDP增长,会存在GDP增长率的减少,税收增长率反而会持续增加的情形。

4.农林牧渔总产值对税收收入的影响。农林牧渔总产值与税收收入表现出负相关的关系,即农林牧渔总产值每增加一个百分点,税收收入就相应减少1.718个百分点。继续减轻农业负担,拓宽农民增收渠道,促进农业产业化,确保农村稳定,农业增效,农民增收是国家经济发展过程中的一项重要政策。为了推进社会主义新农村的建设,国家出台了许多惠农支农的政策。在税收方面,对农林牧渔的税收政策更多的是采用免征或者减免税。农林牧渔总产值增大对我国的税收收入没有多大的贡献。

5.城乡人均可支配收入对税收收入的影响。城乡人均可支配收入与税收收入表现出正相关的关系,即城乡人均可支配收入每增加一个百分点,税收收入就相应增加8.094个百分点。城乡人均可支配收入的增加在一定程度上可以折射出城乡居民的收入增加了。根据我国个人所得税的征税方法―超额累进所得税的计算方法,可以得出,收入的增加与税收的增加呈正相关,即收入越高,居民纳税越多,反之越少。另外,城乡居民可支配收入增加了,人民手中的钱多了,购买力也相应提高,他们对各类商品的消费在一定程度上也促进了税收收入的增加。

四、政策建议

我国处于计划经济向市场经济的转型期,市场机制还存在一定程度的缺陷,这就需要政府加强对国民经济的宏观调控作用。众所周知,政府要实现其职能,必须依赖与财政收入。税收足额稳定和税收适度合理这两方面是财政收入的主要目标。立足于这两个目标以及国内国际经济形势的发展变化,我国应建立健全合理的税制结构,以加快社会经济发展。合理的税制结构应该是以简税制、宽税基、低税率、严征管为指导原则的一套宏观税负水平适中、满足现代企业制度要求、有利于经济结构优化、与国际规范相适应的新型税收制度。

具体可以从以下措施出发:(1)通过改革增值税,以加大对民间投资的刺激。利用消费型的增值税来促进企业生产设备的更新换代,提高企业的竞争能力,为企业提供一个相对公平的竞争环境。(2)对消费税进行前瞻性的有增有减的调整,并适当扩大税基,依据当前的经济发展形势和人们的生活水平对消费税的征税范围做进一步的调整。(3)在个人所得税方面,实行综合与分类相结合的个人所得税制度。根据社会经济发展的水平,确定与经济形势更加相符的税前扣除项目和标准,适当调整税率。在加强监管,发挥税收的社会公平作用的基础上增加人们的可支配收入,提高人们生活水平,从而加速经济的发展。

此外,上文提到我国国家税收增长高于GDP 增长,针对这一事实,国家还应对税种进行调整,通过宏观政策和税制调整的手段,使国民收入和税收保持同比例增长,促进经济的发展。

参考文献

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研究与试验发展简称为R&D，是技术创新的核心部分，是企业形成自主知识产权的技术源，企业R&D投入大小反映了企业的技术创新规模，是企业科技实力的重要指标。企业R&D的产出主要表现为企业专利技术的形成，以及转化为最终新产品的投产。早在1999年国家就陆续出台了一系列税收优惠政策以鼓励企业技术创新，特别是2008年开始实施的新《企业所得税法》以及一系列以特定产业为对象的优惠政策，通过有条件的税额减免，调动了企业技术创新的积极性，带动了R&D的投入。根据《茂名统计年鉴》和《广东省科技年鉴》数据披露茂名市社会R&D支出从2001年的12000万元增长到2012年的89234.9万元，增长幅度为643.6%，在此期间专利申请个数由2001年的75件增长至2013年的2530件，增长幅度为3273.3%，高新产品总值从由2001年的17.27亿增长至2012年的70.42亿，增长幅度为307.8%.激励技术创新的税收优惠政策主要分为所得税优惠激励和流转税优惠激励，然而两者是否都对R&D的投入产出的所有指标产生激励效应？本文拟以茂名市2001至2013年的社会R&D投入产出指标为样本，对以上问题进行实证分析。

一、文献回顾

在税收激励对企业技术创新的影响效应研究方面，吴秀波（2003）先详细介绍国外对于税收激励研发效果的评价方法，在此基础上采用实证分析了我国R&D支出税收激励效应，结果显示我国当前税收激励对于R&D支出影响十分有限。[1]方重、杨昌辉、梅玉华（2010）以2007年全国9000家企业为样本，根据相关数据，构建了企业自主创新与税收优惠政策相关性的B-index模型，测算出我国企业自主创新研发投入的成本弹性约为0.4%-0.7%，即税收优惠政策每降低企业自主创新研发成本1%，终会促使企业自主创新投入增加0.4%-0.7%。即政府每减免企业一元钱并不能换来企业增加一元钱研发支出的结果，由此得出我国现行激励企业自主创新的税收优惠政策的低效性。[2]李嘉明、乔天宝（2010）通过建立税收对高新技术产业发展的短期和中长期效应模型，通过实证分析不同税种的优惠对高新技术产业现时和未来发展的影响，所得结论认为所得税优惠和增值税优惠都能促进高新技术产业现时的发展，但对于高新技术产业未来的发展，所得税优惠则能更好地发挥其效应。[3]周阿立（2010）以2007、2008、2009三年上市公司年报为对象，通过建立多元线性回国模型分析了新《企业所得税》税收优惠变化对上市公司R&D投入的影响，其结果显示所得税税负与R&D投入强度呈显著负相关，即降低所得税税负对R&D投入具有较强的促进作用[4]。本文将沿用上述学者研究方法，建立多元线性回归模型分析茂名市2001至2013年所得税优惠政策与流转税优惠政策对社会R&D投入产出指标的影响效应。

二、样本选取和研究假设

（一）样本选取

本研究样本对象为2001-2013年茂名企业所得税优惠与流转税优惠对社会R&D投入产出指标影响，其中社会R&D投入指标为茂名当年R&D支出总额、产出指标分别为当年专利申请个数及当年高新技术产品产值。数据来源于《茂名统计年鉴》、《广东科技统计年鉴》、《广东省财政年鉴》以及广东科技厅网站，并进行了相关的整理。

（二）研究假设

R&D是技术创新的核心，其投入大小反映了企业的技术创新规模。R&D投入的产出成果表现为企业专利技术的形成，而专利技术的产品化和市场化是企业R&D活动的最终目的，即R&D投入产出链条传递为：R&D投入――形成核心技术――新产品市场化。

首先，社会R&D投入尤其是企业R&D投入过程中，高风险与高成本相互并存。降低研发成本意味着降低研发风险，研发成本来自于企业投入研发的各种资金成本、人力资源成本、运营成本等，它们恰好是企业所得税的核算，如果政府通过税收优惠政策，将企业所得税的部分收益渡让给企业，如直接进行税基扣除，则有利于企业降低研发成本，R&D投入的意愿便会加强。现行所得税优惠政策中如研发费用加计扣除、资产加速折旧、创投企业投资抵减、特定企业低税率优惠等，都为企业降低研发成本和风险提供了机会。由此提出第一个假设：

H1：相较于流转税优惠，所得税优惠更能激励企业R&D投入。

其次，R&D投入最终成果具体表现为专利技术的形成。但促使专利技术形成的不但包括企业自身研发费用的支出，还包括许多市场需求的拉动，如单位或个人的技术转让、咨询，科技服务企业的培育等，这些由市场需求拉动的交易更多的涉及流转税中营业税的征收。如果政府通过税收优惠政策，将营业税的部分收益渡让给技术项目的买卖双方，则有利于降低专利技术的开发与交易成本，会促进更多的专利项目形成。由此提出第二个假设：

H2：相较于所得税优惠，流转税优惠更能促使专利技术的形成。

最后，专利技术需要转化为产品并通过市场化才能实现其核心技术价值。这一阶段，新产品将面临来自市场的各种产品竞争，其市场份额的大小、流通渠道的畅顺将直接影响其销售及产值。增值税作为流通环节最大的税种，税收优惠力度将直接影响着产品的流通。如果政府通过税收优惠政策，将增值税的部分收益渡让给新产品的流通，则新产品能凭借价格优势迅速市场化并提升总产值。由此提出第三个假设：

H3：相较于所得税优惠，流转税优惠更能促进专利技术产品市场化。

三、变量选择及模型设计

税收优惠政策激励科技创新，不仅仅是促进企业R&D投入，而是要对完整的R&D投入产出链条予以扶持，才能达到科技带动经济的最终目标。本项目正是以R&D投入产出链条相关指标作为因变量，分别考察流转税优惠政策和所得税优惠政策对链条指标的影响程度。 对于因变量，考察R&D投入的指标采用R&D投入强度（RDP）表示、考察专利技术形成的指标采用专利申请数量（PA）表示、考察高新技术产品市场化的指标采用高新技术产品产值比例（HTPV）表示。对于自变量，用于所得税优惠影响的指标采用所得税税负（ITR）表示、用于流转税优惠影响的指标采用流转税税负（TTB）表示。具体变量定义如下：

R&D投入强度（RDP）：R&D费用/GDP

专利申请数量（PA）：专利申请总数

高新技术产品产值比例（HTPVP）：高新技术产品总产值/GDP

所得税税负（ITR）：市级所得税收入/GDP

流转税税负（TTB）：市级流转税收入/GDP

在模型构建方面，针对以上三组假设对应建立三组多元回归线性模型（1）（2）（3）：

RDPi=a0+a1ITRi+a2TTRi+?i（1）

PAi=β0+β1ITRi+β2TTRi+θi（2）

HTPVPi=γ0+γ1ITRi+γ2TTRi+μi（3）

四、实证结果与分析

（一）统计描述

（详见表1）

统计描述显示所得税税负（ITR）、流转税税负（TTB）的均值分别为.00572909和.0003891，R&D投入强度（RDP）、专利申请数量（PA）、高新技术产品产值比例（HTPV）的均值分别为.0025357、.0521327和612.0769。

（二）实证结果和分析

根据筛选后的数据样本，通过spss20软件对实证模型（1）（2）（3）进行方差分析及系数估计，估计结果为表3C表7所示。

表2中的回归方程P值为0.030小于0.05，说明模型（1）用于回归分析具有统计学意义。表3中流转税税负（TTR）P值为0.304大于0.05，即用TTR来预测因变量研发费用强度（RDP）无统计学意义，所得税税负（ITR）P值为0.16小于0.05，说明有统计学意义，且系数为-18.572，ITR与RDP成反向关系，即ITR降低1个单位，RDP会增加18.572个单位，支持H1假设。

表4中的回归方程P值为0.010小于0.05，说明模型（二）用于回归分析具有统计学意义。表5中流转税税负（TTR）P值为0.08小于0.05，具有统计学意义，且系数为-646043.399，与因变量专利申请数量（PA）成反向关系，即TTR降低1个单位，PA会增加646043.399个单位;此外，所得税税负（ITR）P值为0.025同样小于0.05，具有统计学意义，且系数为-7174846，与PA成反向关系，即ITR降低1个单位，PA会增加7174846.079个单位，但表中标准化系数的结果正好相反，TTR和ITR标准化后的系数分别为-0.720和-0.566，由于标准化系数是在统一了自变量量纲后得到的系数，更具有比较意义，因而按照标准系数结果对比，TTR对PA的影响要大于ITR，从而支持H2假设。

表6中的回归方程P值为0.701大于0.05，说明模型（3）用于回归分析不具有统计学意义。同时，表7中流转税税负（TTR）和所得税税负（ITR）P值分别为0.742和0.420均大于0.05，无统计学意义，即TTR与ITR的变动与因变量高新技术产品产值比例（HTPVP）无相关性，从而拒绝H3假设。

四、结论

通过上述对茂名市相关指标2001C2013年数据的实证分析可得，两种税收优惠政策均能促进茂名技术创新。其中，在激励R&D投入方面，现行所得税优惠的激励作用明显，但流转税难以发挥其激励作用;在激励专利技术形成方面，所得税和流转税优惠都能起到激励作用，其中流转税的激励作用较大;在促进技术产品市场化方面，所得税和流转税优惠都未能对本市的高新技术产品产值产生相关影响。

参考文献：

[1]吴秀波.税收激励对于研发投资的影响：实证分析与政策工具选拔[J].研究与发展管理，2003（2）：36-41.

[2]方重，杨昌辉，梅玉华.论“创新所得税收抵免”对中小企业的激励效应[J].税务研究，2010（8）：16-18.

[3]李嘉明，乔天宝.高新技术产业税收优惠政策的实证分析[J].财政与税务，2010（6）：41-46.

[4]周阿立.新《企业所得税法》与新无形资产准则对上市公司研发投入的影响[J].税务研究，2010（8）：19-21.

[5]张同斌，高铁梅.财税政策激励、高新技术产业发展与产业结构调整[J].经济研究，2012（05）：58-70.

篇5

中图分类号：F810.424 文献标志码：A文章编号：1673－291X（2011）26－0096－02

资源税作为税收政策的组成部分，是国家宏观调控的重要手段，对产业结构的调整和优化具有十分重要的作用。与资源税有关的能源产业是延安市的主导产业，因此，资源税制的改革必然会对延安市经济增长带来深远影响。伴随经济的发展，现行的资源税制暴露出越来越多的缺陷，阻碍了该市产业结构优化的步伐。因此，面对我国“十二五”新环境，研究资源税制改革方向及其对延安市产业结构的影响具有重要意义。

一、税收政策与产业结构的关系

经济决定税收，税收反作用于经济。这是对税收政策和经济增长关系的一般表述。我国进入”十二五“新时期，经济的增长主要是依靠产业结构的调整优化，因此，税收政策与产业结构的关系可以表述为：产业结构决定税收政策，税收政策反作用于产业结构，二者关系密切，不可分割。

首先，产业结构决定税收政策。一方面，产业结构决定了税收政策的调控方向，国家能够根据经济发展和产业结构调整所要实现的目标来进行税制改革，更有效地推动产业结构的优化升级；另一方面，产业结构的优化又进一步推动了国民经济的发展和税收收入的增长，改善了税收政策的分配和导向功能。

其次，税收政策反作用于产业结构，对产业结构具有重要的制约与调节作用。税收作为国家宏观调控的主要政策工具，它反映了国家的经济政策和调控方向，体现了产业结构的特点和变化。国家可以通过设置税种、确定税率、选择征税范围等手段来间接影响市场主体行为，进而促进产业结构的高度化和合理化[1]。

二、延安市产业结构分析

延安作为全国典型的资源型城市，有着十分丰富的煤炭、石油和天然气等能源资源。凭借着其雄厚的资源禀赋优势，因地制宜地走以资源为导向的发展道路，奠定了现今以能源重化工业为主导产业的产业结构。但随着经济的发展，这种以能源重化工业为主导的产业结构暴露出越来越多的问题，主要表现在以下方面：

（一）三大产业比例严重失调

目前，延安市产业结构呈现出一种“第一产业基础薄弱，第二产业高速增长，第三产业发展缓慢”的不合理发展态势。农业基础薄弱，对二三产业的支撑作用不大；第三产业虽然取得一定发展，但水平较低；工业发展迅速，但建立在薄弱的农业和低层次的第三产业基础上，缺乏稳定性。根据延安市统计局资料显示，2010年全市实现生产总值885.42亿元，比上年增长13.6%。其中，第一产业实现增加值71.19亿元，增长7.0%，对经济增长的贡献率为2.9%；第二产业实现增加值635.49亿元，增长14.8%，对经济增长的贡献率为80.1%；第三产业实现增加值178.74亿元，增长11.0%，对经济增长的贡献率为17.0 % [2]。可见，延安市经济的发展主要依靠工业的发展，其他产业的带动作用有限。这种比例失调的产业结构严重制约了延安市经济的可持续发展。

（二）第二产业内部结构失衡

长期以来，以能源重化工业为主的重型发展模式导致了延安市第二产业内部轻重工业比例严重失调。以煤炭、石油、电力等能源化工为主的重工业比重越来越大，而轻工业比重越来越小。其中，由于缺乏技术创新，重工业中的原材料工业比重过大，而加工工业比重小，制约了延安市产业结构的优化发展。据延安市统计局数据显示，2010年规模以上工业完成产值1 225.16亿元。其中，重工业完成产值1 195.1亿元，占规模工业完成值比重的97.5%；轻工业完成产值30.06亿元，占规模工业完成值的2.5%。以上数据表明，延安市重工业发展迅猛，对全市经济贡献大；而轻工业发展则相对不足，对全市经济贡献小。因此延安市工业产业内部结构亟待调整优化。

（三）产业发展层次低，增长方式粗放

目前延安市的能源企业基本上都是能源开采企业，主要以能源资源的开采、输出和初级产品加工为主，产业链短，产品附加值低，产业发展层次低。这种原料化、初级化的粗放式发展道路，严重制约着延安市工业发展的能力。据延安市统计资料显示，2010年全市规模以上工业完成产值1 225.16亿元，其中，煤炭工业完成产值126.24亿元，石油工业完成产值1 021.63亿元，电力、烟草和其他工业完成产值77.29亿元；主要工业产品产量生产原煤2 559.93万吨，生产原油1 602.01万吨[3]。可见，延安市能源产业的初级产品所占比重大，而真正具有高技术含量的深加工产品很少，不利于延安市资源优势向经济优势的转化。

三、现行税制对延安市产业结构的制约

延安市经济发展基础薄弱，产业结构存在严重失衡，重型化工产业比重大，而其他产业发展相对滞后，制约了经济的可持续发展，再加之延安市大多数企业技术水平和管理水平不高，自主创新能力低下等因素的不利影响，延安市经济的可持续发展受阻。同时，由于企业技术水平和管理水平不高，自主创新能力低下，因此，调整优化产业结构，促进延安经济稳定增长的调整优化面临严重的压力。而我国现行资源税制政策虽然增加了地方政府的财政收入，取得了一定的成绩。据统计资料显示，2011年第一季度，延安市完成资源税收收入3.74亿元，同比增长209.17%，增收2.53亿元。但随着“十二五”经济建设的新要求，现行资源税制在调整产业结构、节约利用资源等方面暴露出明显的缺陷，具体表现在以下几方面。

（一）资源税制设计的不合理制约了延安市产业结构的优化

现行资源税制设计不合理，致使延安市的资源优势未能转化为经济优势，制约了产业结构的调整。主要表现在：首先，征收范围狭窄其税率低。现行资源税仅限于矿产品和盐，而对生态环境具有重大保护意义的森林、水、土地等自然资源却没有列入征税范围。其次，现行资源税的税率偏低，税负轻，无法有效调节级差收入。而延安市资源丰富，资源产品价格较低，产品深加工业相对落后，征税范围狭窄和偏低的税率，使得企业没有开采的成本压力，盲目开采不利于自然资源的节约利用。伴随着经济发展对能源资源的需求，资源开发的规模将越来越大，这种低层次的资源型产业结构不仅会使延安市的能源资源面临枯竭，也会为原本自然环境恶劣的该区带来更严重的生态破坏。

（二）资源税优惠政策不合理制约了延安市产业结构的优化升级

享受税收优惠的产品在市场竞争中更具有价格优势，在同样的条件下，企业销售享受优惠的产品能获得更多的利润，在利润的追逐下，企业对其资源的需求更加旺盛，最终导致资源配置向享受减免优惠资源品转移，其负面后果是能源供需缺口不断扩大，能源价格持续上涨，不利于经济的可持续发展。延安市经济的发展主要依赖能源资源的消耗，资源优惠政策的实施使得延安市的资源价格具有竞争优势，企业单单是从事资源的开采和输出就可以获得很大的经济效益，而引进技术发展低能耗、高附加值和资源综合利用的产业不仅需要花费成本，而且长期才能看得到效益。二者相比，企业更愿意追求眼前直接的效益。长久如此，便造成了延安市产品价值链低端，经济发展方式粗放等缺陷。

四、优化延安市产业结构的税收政策建议

目前我国正处于经济通货膨胀时期，资源税改革暂时被推迟。但笔者认为，资源税改革是我国实现经济可持续发展和生态环保的必然要求，因此，资源税改革应在全国范围内尽快展开。

（一）完善税制设计

资源税制的设计应符合建设资源节约型、环境友好型社会的要求，充分发挥资源税的调控作用。首先，扩大资源税的征税范围。现行资源税征收范围狭窄，变相刺激了非应税资源的掠夺性开采和浪费，因此，资源税改革不仅应将矿产资源和盐列入征收范围，还应将水、森林、草场、海洋等可再生资源也纳入征收范围。其次，改革资源税的计税依据。以销售量或企业自用量为计税依据，使得税收与资源的市场价格长期脱节，不能够很好体现资源的真实价值。因此，必须改革计税依据，按应税产品开采或生产数量的市场价格计税，提高资源进入市场的税收成本，促使企业减少浪费，节约资源。再次，提高税率标准，制定多税率。现行资源税税率偏低且单一，使得企业无开采的成本压力，盲目开采，弃贫爱富，不利于资源的合理开发。因此，新一轮资源税改革应适当提高资源税率，对具有非替代性、环境危害程度大、资源回采率低的不可再生资源制定高税率，而对具有替代性、环境危害程度小、资源回采率大的可再生资源制定的税率制定低税率，以达到资源的开发保护。此外，还应该整合资源税费，将与资源相关的收费纳入资源税。目前我国税费混杂、费大税小问题十分严重，因此，应将相关收费项目进行合并、取消，使其规范化。例如，可以将矿区使用费、林业补偿费、水资源费、渔业资源费等并入资源税，而将一些杂费基金项目取消，凸显资源税的调节作用。还要减少税收优惠政策，优化资源的配置。

（二）设置新税种

新税种的开征符合低碳经济发展的要求，迫使企业在生产过程中改进技术，提高资源利用率，减少排放量，有利于资源的节约利用和生态环境的保护。首先，按照“谁污染谁缴税”的原则，开征环境保护税。经济的发展不应该以牺牲环境为代价，因此，有必要对污染环境的产品或行为（如汽车尾气、不环保的产品或高耗能企业和高污染企业）征收环境保护税。根据对环境破坏程度的不同，设置不同的税率。其次，开征碳税。发展低碳经济，是适应全球改革浪潮的必然要求。可以在我国选取部分城市作为改革的试点开征碳税，然后向全国推广，最终达到减少二氧化碳的排放，提高资源利用效率的目标。按照相关部门的设计，碳税开征初始，可以采取每排放一吨二氧化碳课征10―20元税费，以后逐年提高，阶段性目标为每吨100元[4]。

收稿日期：2011-06-23

作者简介：毕雯雯（1986-），女，山东威海人，硕士研究生，从事财政与税收研究。

参考文献：

[1] 黎昌卫.推进产业结构优化升级的税收政策选择[Z].贵州省税务学会，2007.