我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的非對(duì)稱效應(yīng)

任愛(ài)華，錢(qián)宇

（河北金融學(xué)院保險(xiǎn)系，河北保定071051）

我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的非對(duì)稱效應(yīng)

任愛(ài)華，錢(qián)宇

（河北金融學(xué)院保險(xiǎn)系，河北保定071051）

文章應(yīng)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型研究了財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的非對(duì)稱效應(yīng)，并根據(jù)區(qū)制時(shí)間的劃分進(jìn)一步研究了財(cái)政支出內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化和稅收內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的非對(duì)稱性影響。在區(qū)制一，財(cái)政支出的增加對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有促進(jìn)作用，而稅收的增加有阻礙作用；在區(qū)制二，財(cái)政支出的增加對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有阻礙作用，而稅收的增加有促進(jìn)作用。當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，建議采取寬松型財(cái)政政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，具體操作為提高政府投資性支出占比、降低科學(xué)技術(shù)支出和一般公共服務(wù)支出占比、提高營(yíng)業(yè)稅和企業(yè)所得稅占比以及降低增值稅占比；當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，建議采取緊縮型財(cái)政政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，具體操作為提高教育支出和一般公共服務(wù)支出占比、提高增值稅和個(gè)人所得稅占比、降低營(yíng)業(yè)稅和消費(fèi)稅占比。

非對(duì)稱效應(yīng)；財(cái)政政策；MS-VAR；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化

一、問(wèn)題提出

近年來(lái)，隨著我國(guó)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增速開(kāi)始出現(xiàn)下滑現(xiàn)象，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理的問(wèn)題日益凸顯。根據(jù)人類經(jīng)濟(jì)的發(fā)展階段，生產(chǎn)資料將由第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二產(chǎn)業(yè)，再由第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第三產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必須伴隨著生產(chǎn)資料在產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)換Clark（1940）［1］，然而，我國(guó)當(dāng)前階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)卻阻礙了生產(chǎn)資料在產(chǎn)業(yè)之間的轉(zhuǎn)換，進(jìn)一步阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，由此可以發(fā)現(xiàn)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增速下滑的重要原因之一就是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡。因此，研究財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的非對(duì)稱影響，探索促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的財(cái)政政策取向，不但有利于推進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的進(jìn)程，更能為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展保駕護(hù)航。

在過(guò)去的幾十年里，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們一直在致力于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力的探索，他們?cè)噲D從內(nèi)部因素與外部因素發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉，并發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力之一（Kuznets，1971；Chenery，1975；Young，1995；Peneder，2003；Ali，2005等）［2-6］，他們普遍認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)應(yīng)該符合產(chǎn)業(yè)變遷規(guī)律，物質(zhì)資本和人力資本應(yīng)逐漸由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)過(guò)渡，如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)達(dá)到了高級(jí)化水平，會(huì)提高本國(guó)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，如果一國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)阻礙了生產(chǎn)資料在行業(yè)之間的轉(zhuǎn)移，失衡的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。另外，許多經(jīng)濟(jì)理論也支持了這一觀點(diǎn)，劉易斯理論、不平衡增長(zhǎng)理論、配第-克拉克定理、庫(kù)茲涅茨曲線、霍夫曼定律也都認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)比第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率高，第三產(chǎn)業(yè)比第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率高，隨著人均收入水平的提高，人類經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段應(yīng)該逐步由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，再由第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。隨后，一部分學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系做了更進(jìn)一步的研究，其中，Pasinetti（1981）從供給和需求兩個(gè)角度同時(shí)出發(fā)去分析產(chǎn)業(yè)部門(mén)，分別考察了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是由人口擴(kuò)張引起、由人口擴(kuò)張和技術(shù)進(jìn)步共同引起以及由產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化引起的三種情況，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)部門(mén)之間的增長(zhǎng)差異是由需求擴(kuò)張的不同引起的，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)使產(chǎn)業(yè)部門(mén)更加能夠迅速地對(duì)于產(chǎn)品需求的變化做出反應(yīng)，使資本、勞動(dòng)等生產(chǎn)要素從生產(chǎn)效率低的部門(mén)逐漸向生產(chǎn)效率高的部門(mén)進(jìn)行轉(zhuǎn)移，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［7］。Timmer&Szirmai（2000）提出了“結(jié)構(gòu)紅利假說(shuō)”，該假說(shuō)強(qiáng)調(diào)工業(yè)化進(jìn)程中生產(chǎn)要素會(huì)從生產(chǎn)效率較低的產(chǎn)業(yè)部門(mén)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)效率較高的產(chǎn)業(yè)部門(mén)，通過(guò)這種生產(chǎn)要素的再分配實(shí)現(xiàn)總體生產(chǎn)率的提高，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)生產(chǎn)率的發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用［8］。金春雨和張龍（2017）應(yīng)用動(dòng)態(tài)時(shí)變方法研究了美國(guó)政策對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)的影響，并發(fā)現(xiàn)其他國(guó)家的宏觀調(diào)控政策對(duì)中國(guó)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著影響［9］。

然而，雖然經(jīng)濟(jì)學(xué)家們對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的觀點(diǎn)達(dá)成了共識(shí)，但有兩個(gè)問(wèn)題卻引起了后來(lái)學(xué)者們的高度關(guān)注，一方面，什么樣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)算是高級(jí)化，該如何度量？另一方面，如果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沒(méi)有達(dá)到高級(jí)化應(yīng)該采取什么措施，如何引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)走向高級(jí)化？

針對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的判斷性問(wèn)題，各國(guó)學(xué)者雖然應(yīng)用了不同的研究方法，但也基本都能反映出實(shí)際產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，并達(dá)到了一致的判別標(biāo)準(zhǔn)（Hoff?mann，1958；Abramovitz，1991；Ngai and Pissarides，2007；Laitner，2000；林毅夫，2012等），他們普遍認(rèn)為，應(yīng)該從第一、二、三產(chǎn)業(yè)的變動(dòng)情況，物質(zhì)資本和人力資本等生產(chǎn)資料在三次產(chǎn)業(yè)間的分配與轉(zhuǎn)移，第一、二、三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)率等角度來(lái)評(píng)價(jià)一國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化水平，并在具有較高報(bào)酬率的產(chǎn)業(yè)占有的生產(chǎn)資料越多、生產(chǎn)效率越高的產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越大的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)屬于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化范疇方面達(dá)成了共識(shí)［10-14］。其中，Grossman& Krueger（1995）建立了內(nèi)生增長(zhǎng)模型，并研究了各行業(yè)的生產(chǎn)效率，物質(zhì)資本和人力資本在各行業(yè)間的回報(bào)率，并結(jié)合物質(zhì)資本和人力資本在生產(chǎn)率高的行業(yè)和回報(bào)率高的行業(yè)所占的比重建立了產(chǎn)業(yè)高級(jí)化評(píng)判指數(shù)，指數(shù)越高說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度越高［15］。李子倫（2014）在研究六個(gè)代表性O(shè)ECD國(guó)家和金磚五國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)比時(shí)，應(yīng)用了三個(gè)方面的衡量標(biāo)準(zhǔn)，產(chǎn)業(yè)體系的科技創(chuàng)新能力、人力資本累積水平、資源利用效率水平，并根據(jù)這三方面衡量標(biāo)準(zhǔn)建立了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指數(shù)，發(fā)現(xiàn)該指數(shù)能夠真實(shí)的反映出六個(gè)代表性O(shè)ECD國(guó)家和金磚五國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平［16］。儲(chǔ)德銀和建克成（2014）從目標(biāo)層、領(lǐng)域?qū)雍椭笜?biāo)層三方面構(gòu)建了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)，領(lǐng)域?qū)影ㄈ萎a(chǎn)業(yè)變動(dòng)情況、勞動(dòng)力分布結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)部門(mén)貢獻(xiàn)率三個(gè)指標(biāo)，第一個(gè)指標(biāo)以三次產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率來(lái)衡量，第二個(gè)指標(biāo)以就業(yè)人口數(shù)在三次產(chǎn)業(yè)的占比來(lái)衡量，第三個(gè)指標(biāo)以三次產(chǎn)業(yè)增加值在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中的占比來(lái)衡量，并對(duì)三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行了加權(quán)平均得到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指數(shù)［17］。雖然研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化評(píng)判的研究文獻(xiàn)中所用方法不盡相同，但基本一致的反映出來(lái)實(shí)際的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況。

針對(duì)如何引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)走向高級(jí)化的問(wèn)題，雖然大量文獻(xiàn)認(rèn)為財(cái)政政策的宏觀調(diào)控對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)有著重要的影響，但經(jīng)濟(jì)學(xué)家們關(guān)于財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響效果卻得出了不一致的研究結(jié)論。一部分學(xué)者認(rèn)為，擴(kuò)張型的財(cái)政支出政策與緊縮型的稅收政策會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)產(chǎn)生有利影響，而緊縮型的財(cái)政支出政策和擴(kuò)張型的稅收政策會(huì)阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，其中，Sa?saki&Ueyama（2009）應(yīng)用一般均衡模型研究了中國(guó)政府的財(cái)政支出在1997年到2005年間對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的財(cái)政支出促進(jìn)了第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的比重逐年攀升，很好的推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的進(jìn)程。［18］曹海娟（2012）通過(guò)構(gòu)建向量自回歸模型分析了稅收收入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，流轉(zhuǎn)稅和所得稅對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響軌跡類似，都產(chǎn)生了阻礙作用［19］。然而，另一部分研究文獻(xiàn)卻得出了相反的結(jié)果，他們認(rèn)為，擴(kuò)張型的財(cái)政支出和緊縮型的稅收政策會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)產(chǎn)生反向作用，而緊縮型的財(cái)政支出和擴(kuò)張型的稅收政策有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)（Feinstein，1999；Shah，2005；Feldstein，2008；Drucker and Feser，2012等）［20-23］，其中，中國(guó)學(xué)者儲(chǔ)德銀和建克成（2014）應(yīng)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)建立了面板向量自回歸模型，并分析了財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的作用機(jī)制，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出的增加會(huì)阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，稅收的增加會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)［17］。

從前面部分的文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，各國(guó)學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)做出了較深入的研究，但是仍然存在著如下問(wèn)題沒(méi)有得到解決：在分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的研究文獻(xiàn)中，大部分基于一般均衡模型、向量自回歸模型與面板向量自回歸模型等常參數(shù)模型，然而，不同時(shí)期與不同外部環(huán)境下的財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響差異較大，常參數(shù)模型無(wú)法捕捉這種非對(duì)稱性影響，由此導(dǎo)致了各國(guó)學(xué)者關(guān)于財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)影響效果的研究結(jié)論不一致。另外，雖然已有學(xué)者從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與稅收結(jié)構(gòu)入手研究財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響，但學(xué)者們依然采用常參數(shù)模型，無(wú)法捕捉財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和稅收結(jié)構(gòu)在不同時(shí)期的差異性變化。

基于以上研究不足，本文采用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移參數(shù)矩陣的向量自回歸模型研究了不同時(shí)期下我國(guó)財(cái)政支出與稅收對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的差異性影響，并根據(jù)不同區(qū)制的特征和區(qū)制時(shí)間的劃分，進(jìn)一步研究了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、稅收結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的非對(duì)稱性關(guān)系，最后結(jié)合分析結(jié)果給出了我國(guó)財(cái)政政策取向的建議。

二、模型檢驗(yàn)

由于經(jīng)典向量自回歸模型不能刻畫(huà)變量間的非線性關(guān)系，本部分參照Hamilton（1989）提出的區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型MSVAR［24］，分別檢驗(yàn)了具有區(qū)制轉(zhuǎn)移截距項(xiàng)量、區(qū)制轉(zhuǎn)移系數(shù)矩陣、截距項(xiàng)量和系數(shù)矩陣同時(shí)具有區(qū)制轉(zhuǎn)移形式的不同模型的擬合效果，最終確定出研究財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的最佳模型。

（一）模型構(gòu)建

為了研究聯(lián)合內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系以及不確定信息的外生沖擊，Sims（1980）提出了向量自回歸模型VAR，［25］其經(jīng)典形式如下：

其中，Yt為內(nèi)生變量向量，C為截距，A()L為p階滯后多項(xiàng)式，L為滯后算子，擾動(dòng)項(xiàng)。然而，方程（1）中的經(jīng)典模型并不能描述聯(lián)合內(nèi)生變量之間的非線性動(dòng)態(tài)關(guān)系，基于此，Hamilton（1989）在拒絕了經(jīng)濟(jì)變量之間不具時(shí)變性關(guān)系的原假設(shè)后，［24］提出了如下形式的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型MSVAR：

模型中假設(shè)截距向量、系數(shù)矩陣以及擾動(dòng)項(xiàng)的協(xié)方差矩陣取決于狀態(tài)變量st，而狀態(tài)變量st來(lái)自于一階遍歷馬爾科夫隨機(jī)過(guò)程：

然而，本文為了設(shè)計(jì)不同的模型來(lái)研究最佳擬合效果，對(duì)截距向量和系數(shù)矩陣的狀態(tài)變量賦予一個(gè)二元虛擬變量，得到如下形式：

（二）參數(shù)估計(jì)

針對(duì)前面部分所建立的模型，本部分應(yīng)用基于EM算法的極大似然估計(jì)，參數(shù)估計(jì)過(guò)程如下：

第一步，令ψ為模型中的參數(shù)向量，令j={1,…,n}為迭代次數(shù)，其中，n為最大似然函數(shù)值穩(wěn)定時(shí)的迭代次數(shù)。當(dāng)j=1時(shí)，對(duì)于參數(shù)向量ψ初值選取參照Hamilton（1990）提出的方法，［26］從而得到一個(gè)關(guān)于不可觀測(cè)區(qū)制狀態(tài)的平滑概率，其中，ξ記錄了馬爾科夫鏈的歷史信息；當(dāng)時(shí)，用第二步估計(jì)的本輪迭代結(jié)果ψ(j)替換下一輪的ψ(j+1)，而共同因子的估計(jì)值依然用從而得到一個(gè)關(guān)于不可觀測(cè)區(qū)制狀態(tài)的平滑概率用作下一輪的似然函數(shù)構(gòu)造。

（三）檢驗(yàn)結(jié)果

本部分選取了中國(guó)三次產(chǎn)業(yè)增加值、三次產(chǎn)業(yè)增加值的增長(zhǎng)率、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重、稅收收入、財(cái)政支出等季度數(shù)據(jù)進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)，樣本區(qū)間為2007年第一季度到2016年第三季度，所有數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)平減處理和季度調(diào)整，不平穩(wěn)數(shù)據(jù)做了差分/取對(duì)數(shù)處理。其中，變量IS代表了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)，其衡量方法參照儲(chǔ)德銀和建克成（2014）提出的三層方法［17］；變量FE代表了財(cái)政支出，以全國(guó)公共財(cái)政支出占GDP的比例衡量；變量TAX代表了稅收，以全國(guó)稅收收入占GDP的比例衡量。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

本部分選取了兩區(qū)制以及一階滯后進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)，表1給出了三個(gè)不同模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

從表1中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，模型MSIHVAR的對(duì)數(shù)似然值、AIC、HQ、SC以及似然比檢驗(yàn)等指標(biāo)都優(yōu)于MSAH-VAR，而模型MSIAH-VAR的對(duì)數(shù)似然值、AIC、HQ、SC以及似然比檢驗(yàn)等指標(biāo)都優(yōu)于MSIH-VAR，說(shuō)明MSIAH-VAR模型在研究中國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響中有最好的解釋能力。另外，圖1中的MSIAH-VAR模型殘差圖也證明了MSIAH-VAR模型具有很好的擬合性，從中可以發(fā)現(xiàn)，殘差基本不存在自相關(guān)性，幾乎所有的標(biāo)準(zhǔn)化殘差都落到了零均值的兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差范圍之內(nèi)。因此，本文接下來(lái)將選擇模型MSIAH-VAR研究中國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的非對(duì)稱效應(yīng)。

表1 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

圖1 MSIAH-VAR模型殘差

三、實(shí)證結(jié)果及解釋

根據(jù)模型檢驗(yàn)結(jié)果，本部分采用MSIAH-VAR模型研究了中國(guó)財(cái)政支出和稅收對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)在不同區(qū)制下的不同影響。

從表1的估計(jì)結(jié)果可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，截距項(xiàng)為0.036 2和標(biāo)準(zhǔn)差為0.002 2，說(shuō)明我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度較低并且波動(dòng)性較?。回?cái)政支出和稅收收入的系數(shù)分別為0.1116和-0.0889，說(shuō)明財(cái)政支出的增加有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而稅收收入的增加會(huì)對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)產(chǎn)生負(fù)向影響，財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響程度大于稅收收入；從系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，稅收收入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)影響的波動(dòng)性較大。然而，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，截距項(xiàng)為0.118 5和標(biāo)準(zhǔn)差為0.003 8，說(shuō)明我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度相對(duì)較高，但是波動(dòng)性也更大；財(cái)政支出和稅收收入的系數(shù)分別為-0.174 5和0.205 0，說(shuō)明財(cái)政支出的增加不利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而稅收收入增加會(huì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，稅收收入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響程度大于財(cái)政支出；從系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，稅收收入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)影響的波動(dòng)性較大。由此可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，寬松型的財(cái)政政策更利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，緊縮型的財(cái)政政策更利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，原因很明顯，我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制一的時(shí)間段處于全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期和后危機(jī)時(shí)期，寬松型財(cái)政政策不但可以提高資本市場(chǎng)流動(dòng)性，更可以有效擴(kuò)大內(nèi)需，而區(qū)制二的時(shí)間段處于經(jīng)濟(jì)高速反彈時(shí)期，資本市場(chǎng)流動(dòng)性強(qiáng)，私人投資意愿較強(qiáng)，寬松型的財(cái)政政策會(huì)擠出私人投資。因此，在不同的區(qū)制下，不僅我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度不同，財(cái)政支出和稅收收入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響方向也不同，我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響表現(xiàn)出明顯的非對(duì)稱性。

與此同時(shí)，圖2的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)、財(cái)政支出和稅收收入走勢(shì)圖也可以看出，在2012年以前，財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)基本呈現(xiàn)出同向變化趨勢(shì)，而稅收收入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)基本呈現(xiàn)出反向變化趨勢(shì)；然而，在2012年到2016年，財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)基本呈現(xiàn)出反向變化趨勢(shì)，而稅收收入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)基本呈現(xiàn)出同向變化趨勢(shì)。進(jìn)一步說(shuō)明了在不同的時(shí)間和不同外部環(huán)境下，我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響也不同。

圖2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指數(shù)、財(cái)政支出、稅收走勢(shì)以及區(qū)制概率

另外，圖2還給出了我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響處于不同區(qū)制的濾波概率、平滑概率和前向概率。從三個(gè)概率的分布情況來(lái)看，基本都處于0或1的狀態(tài)，而較少介于0～1之間，說(shuō)明本文選取兩區(qū)制可以很好地代表中國(guó)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況。根據(jù)濾波概率，當(dāng)其值大于0.5時(shí)，表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一，當(dāng)其值小于0.5時(shí)，表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二，可以發(fā)現(xiàn)，在2012年第三季度之前，濾波概率都大于0.5，而2012年第三季度之后，濾波概率都小于0.5，說(shuō)明2007年第一季度到2012年第二季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一的狀態(tài)，2012年第三季度到2016年第三季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二的狀態(tài)。從平滑概率區(qū)制為1的次數(shù)來(lái)看，可以判斷出我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一的時(shí)間長(zhǎng)于處于區(qū)制二的時(shí)間。表2給出了比較直觀的分析結(jié)果。

表2 區(qū)制屬性

從表2的區(qū)制屬性分析結(jié)果可以看出，區(qū)制一所處時(shí)間段為2007年第二季度到2012年第二季度，樣本數(shù)為20.7期，區(qū)制二所處時(shí)間段為2012年第三季度到2016年第三季度，樣本數(shù)為17.3期，說(shuō)明在過(guò)去的十年中，我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)大部分時(shí)間處于區(qū)制一的狀態(tài)下。然而，區(qū)制一的遍歷概率為0.171 6，預(yù)期持續(xù)期為8.389 2，區(qū)制二的遍歷概率為0.828 4，預(yù)期持續(xù)期為40.485 8，說(shuō)明雖然在過(guò)去我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)大部分時(shí)間處于區(qū)制一的狀態(tài)，但未來(lái)處于區(qū)制二狀態(tài)的概率及持續(xù)時(shí)間都大于區(qū)制一。

另外，從區(qū)制特征以及區(qū)制時(shí)間的劃分來(lái)看，具有較強(qiáng)的一致性。2007年到2012年，我國(guó)基本處于全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期和后危機(jī)時(shí)期，我國(guó)的第二產(chǎn)業(yè)比重較高，對(duì)出口依賴程度較強(qiáng)，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平較低，源于美國(guó)次貸危機(jī)的全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)席卷全球，對(duì)我國(guó)的出口需求造成嚴(yán)重沖擊，出口依賴型經(jīng)濟(jì)的弊端暴露無(wú)遺，此時(shí)的寬松型財(cái)政支出政策很好的拉動(dòng)了內(nèi)需，將外需的不足以內(nèi)需來(lái)彌補(bǔ)，因此，區(qū)制一下財(cái)政支出的增加對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有較好的促進(jìn)作用；與此同時(shí)，全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的爆發(fā)導(dǎo)致資本市場(chǎng)流動(dòng)性下降，而代表產(chǎn)業(yè)高級(jí)化的企業(yè)大都屬于中小型企業(yè)，資本市場(chǎng)流動(dòng)性的下降導(dǎo)致其面臨著融資難的困境，稅收的增加更是導(dǎo)致該類企業(yè)的生產(chǎn)成本增加，引起大量中小型高科技企業(yè)倒閉關(guān)門(mén)，因此，區(qū)制一下稅收的增加不利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。2012年到2016年，全球經(jīng)濟(jì)處于反彈時(shí)期，資本市場(chǎng)流動(dòng)性較大，私人投資意愿較足，此時(shí)財(cái)政支出的增加會(huì)較大程度的擠出私人投資，并且財(cái)政支出的增加大部分投向于資本密集型的第二產(chǎn)業(yè)，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)；在2013年到2016年，我國(guó)逐步實(shí)施了營(yíng)業(yè)稅改增值稅，這一措施的最大受益者就是新興產(chǎn)業(yè)，新興產(chǎn)業(yè)各部門(mén)的稅負(fù)水平都具有不同程度的下降，此時(shí)稅收的增加意味著主要來(lái)源于第二產(chǎn)業(yè)，因此，在區(qū)制二下稅收的增加會(huì)促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。

從表3的區(qū)制轉(zhuǎn)換概率可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，將有88.08%的可能性維持下去，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，將有97.53%的可能性維持下去，另外，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)本期處于區(qū)制一，而下期轉(zhuǎn)換到區(qū)制二的概率為11.92%，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)本期處于區(qū)制二，下期轉(zhuǎn)換到區(qū)制二的概率僅為2.47%，都說(shuō)明了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)更容易處于區(qū)制二的狀態(tài)，此時(shí)財(cái)政支出的增加不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而稅收增加則會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。

表3 區(qū)制轉(zhuǎn)換概率

另外，圖3給出了預(yù)期區(qū)制轉(zhuǎn)換概率，從圖中可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)本期處于區(qū)制一時(shí)，h期后仍處于區(qū)制一的預(yù)期概率呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，在大概第20期左右基本趨于穩(wěn)定，此時(shí)的預(yù)期概率為0.27，而h期后轉(zhuǎn)換為區(qū)制二的預(yù)期概率呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，在第7期時(shí)超過(guò)仍然處于區(qū)制一的預(yù)期概率，在大概第20期左右基本趨于穩(wěn)定，此時(shí)的預(yù)期概率為0.73；當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)本期處于區(qū)制二時(shí)，h期后仍處于區(qū)制二的預(yù)期概率呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，在大概17期左右基本趨于穩(wěn)定，此時(shí)的預(yù)期概率為0.74，而h期后轉(zhuǎn)換為區(qū)制一的預(yù)期概率呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，但始終未超過(guò)仍然處于區(qū)制二的預(yù)期概率，在大概17期左右基本趨于穩(wěn)定，此時(shí)的預(yù)期概率為0.26。這進(jìn)一步證明了我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)在將來(lái)更容易處于區(qū)制二的狀態(tài)，由于目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二，所以，在未來(lái)的四年內(nèi)都有較高的概率仍然處于區(qū)制二，雖然預(yù)期概率呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但四年后處于區(qū)制二的預(yù)期概率仍然略大于處于區(qū)制一的預(yù)期概率。

圖3 預(yù)期區(qū)制轉(zhuǎn)換概率

四、進(jìn)一步分析

（一）財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)

本部分基于上文區(qū)制時(shí)間的劃分結(jié)果，以科學(xué)技術(shù)支出、教育支出、政府投資性支出和一般公共服務(wù)支出占比為財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變量，檢驗(yàn)了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變量的變化對(duì)財(cái)政支出總量的影響，進(jìn)而根據(jù)不同區(qū)制下財(cái)政支出總量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響特征間接研究財(cái)政支出內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化對(duì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的非對(duì)稱性影響。

本部分研究基于一階滯后的向量自回歸模型，其基本形式如下：

表4給出了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，從中可以看出，在不同時(shí)期，財(cái)政支出內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化也對(duì)財(cái)政支出總量有著不同的影響效果，從而間接導(dǎo)致對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有不同的影響效果。從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，教育支出占比的增加對(duì)財(cái)政支出總量沒(méi)有顯著性影響，科學(xué)技術(shù)支持和一般公共服務(wù)支出占比的增加會(huì)降低財(cái)政支出總量，而政府投資性支出的增加會(huì)對(duì)財(cái)政支出總量有正向影響；當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，科學(xué)技術(shù)支出和政府投資性支出占比的變化對(duì)財(cái)政支出總量沒(méi)有顯著性影響，而教育支出支出和一般公共服務(wù)支出占比的增加會(huì)對(duì)財(cái)政支出總量產(chǎn)生負(fù)向影響。

表4 財(cái)政支出結(jié)構(gòu)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

另外，圖4給出了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果，第一排的四個(gè)圖表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)財(cái)政支出內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化對(duì)財(cái)政支出總量的沖擊效果，第二排的四個(gè)圖表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)財(cái)政支出內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化對(duì)財(cái)政支出總量的沖擊效果。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，科學(xué)技術(shù)支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的即刻下降，在第一期即達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-2.6，隨后上升，直到第28期左右影響效果基本消失；教育支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的緩慢下降，在第三期才達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-0.8，隨后上升，在第20期左右影響效果基本消失；政府投資性支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的即刻上升，在第一期即達(dá)到最大正向響應(yīng)值1.8，隨后下降，在第17期左右影響效果基本消失；一般公共服務(wù)支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的較大幅度下降，在第三期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值3.2，隨后上升，在第28期左右影響效果基本消失。由此可見(jiàn)，無(wú)論是影響程度還是影響的持續(xù)時(shí)間，在區(qū)制一下的科學(xué)技術(shù)支出和一般公共服務(wù)支出對(duì)財(cái)政支出總量的影響效果都是大于教育支出和政府投資性支出，并且，表4中的P值顯示教育支出占比的變化對(duì)財(cái)政支出總量影響的顯著性較差。因此，結(jié)合區(qū)制一的特征，財(cái)政支出的增加有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，這就意味著，在區(qū)制一下，增大科學(xué)技術(shù)支出占比和一般公共服務(wù)支持占比會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有阻礙作用，增大政府投資性支出占比會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有促進(jìn)作用，而教育支出占比的變化不會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有明顯的影響效果。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，科學(xué)技術(shù)支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的緩慢下降，在第三期才達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-2.9，隨后上升，在第13期左右影響效果基本消失；教育支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的較大幅度下降，在第一期即刻達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-6.3，隨后上升，在第20期左右影響效果基本消失；政府投資性支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的較小幅度下降，在第三期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-4.1，隨后上升，在第18期左右影響效果基本消失；一般公共服務(wù)支出占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起財(cái)政支出總量的較大幅度下降，在第一期即刻達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-13.2，隨后上升，在第24期左右影響效果基本消失。由此可見(jiàn)，無(wú)論是影響程度還是影響的持續(xù)時(shí)間，在區(qū)制二下的政府投資性支出占比和一般公共服務(wù)支出占比對(duì)財(cái)政支出總量的影響效果都是大于科學(xué)技術(shù)支出占比和教育支出占比，然而，表4中的P值顯示，科學(xué)技術(shù)支出占比和政府投資性支出占比的變化對(duì)財(cái)政支出總量影響的顯著性較差。因此，結(jié)合區(qū)制二的特征，財(cái)政支出的增加不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，這就意味著，在區(qū)制二下，增大教育支出占比和一般公共服務(wù)支出占比會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，而科學(xué)技術(shù)支出占比和政府投資性支出占比的變化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)沒(méi)有顯著性影響效果。

圖4 財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的脈沖效應(yīng)

（二）稅收結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)

本部分基于區(qū)制時(shí)間的劃分結(jié)果，以營(yíng)業(yè)稅占比、增值稅占比、消費(fèi)稅占比、企業(yè)所得稅占比以及個(gè)人所得稅占比為稅收結(jié)構(gòu)變量，檢驗(yàn)了稅收結(jié)構(gòu)變量的變化對(duì)稅收收入總量的影響，進(jìn)而根據(jù)不同區(qū)制下稅收收入總量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的影響特征間接研究稅收內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的非對(duì)稱性影響。

本部分研究依然基于一階滯后的向量自回歸模型，其基本形式如下：

表5 稅收結(jié)構(gòu)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表5中給出了稅收結(jié)構(gòu)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，從中可以看出，在不同時(shí)期，稅收收入內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變化也對(duì)稅收收入總量有著不同的影響效果，從而間接導(dǎo)致對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)有不同的影響效果。從稅收結(jié)構(gòu)變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，消費(fèi)稅占比和個(gè)人所得稅占比的變化對(duì)稅收收入總量沒(méi)有顯著性影響，營(yíng)業(yè)稅占比和企業(yè)所得稅占比的增加會(huì)降低稅收收入總量，而增值稅占比的增加會(huì)提高稅收收入總量；當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，企業(yè)所得稅占比的變化對(duì)稅收收入總量沒(méi)有顯著性影響，營(yíng)業(yè)稅占比和消費(fèi)稅占比的增加會(huì)降低稅收收入總量，而增值稅占比和個(gè)人所得稅占比的增加會(huì)提高稅收收入總量。

另外，圖5給出了稅收結(jié)構(gòu)的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果，前兩排的六個(gè)圖表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)稅收收入內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化對(duì)稅收收入總量的沖擊效果，后兩排的六個(gè)圖表示經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)稅收收入內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化對(duì)稅收收入總量的沖擊效果。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，營(yíng)業(yè)稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的小幅度下降，在第二期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-0.4，隨后上升，直到第8期左右影響效果基本消失；增值稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的緩慢上升，在第三期才達(dá)到最大正向響應(yīng)值0.9，隨后下降，直到第15期左右影響效果基本消失；消費(fèi)稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的較小幅度下降，在第二期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-0.3，隨后上升并且有短暫的正向響應(yīng)，在第13期左右影響效果基本消失；企業(yè)所得稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的即刻下降，在第二期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-1.0，隨后上升，直到第28期左右影響效果基本消失；個(gè)人所得稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的較大幅度下降，在第三期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-2.7，隨后上升，直到第26期左右影響效果基本消失。由此可見(jiàn)，無(wú)論是影響程度還是影響的持續(xù)時(shí)間，在區(qū)制一下的增值稅占比、企業(yè)所得稅占比和個(gè)人所得稅占比對(duì)稅收收入總量的影響效果都是大于營(yíng)業(yè)稅占比和消費(fèi)稅占比，然而，表5中的P值顯示消費(fèi)稅占比和個(gè)人所得稅占比的變化對(duì)稅收收入總量影響的顯著性較差。因此，結(jié)合區(qū)制一的特征，稅收收入的增加不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，這就意味著，在區(qū)制一下，增大增值稅的占比會(huì)阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，增大營(yíng)業(yè)稅占比和企業(yè)所得稅占比會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而消費(fèi)稅占比和個(gè)人所得稅占比的變化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)沒(méi)有顯著性影響效果。

當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)，營(yíng)業(yè)稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的緩慢下降，在第四期才達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-1.7，隨后上升，直到第20期左右影響效果基本消失；增值稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的較小幅度上升，在第二期達(dá)到最大正向響應(yīng)值0.8，隨后下降，直到第8期左右影響效果基本消失；消費(fèi)稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的較大幅度下降，在第三期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-4.7，隨后上升并且有短暫的正向響應(yīng)，在第12期左右影響效果基本消失；企業(yè)所得稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的較小幅度下降，在第二期達(dá)到最大負(fù)向響應(yīng)值-1.1，隨后上升，在第10期左右影響效果基本消失；個(gè)人所得稅占比一個(gè)單位正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，會(huì)引起稅收收入總量的較大幅度上升，在第三期達(dá)到最大正向響應(yīng)值4.2，隨后下降，直到第16期左右影響效果基本消失。由此可見(jiàn)，無(wú)論是影響程度還是影響的持續(xù)時(shí)間，在區(qū)制二下的營(yíng)業(yè)稅占比、消費(fèi)稅占比和個(gè)人所得稅占比對(duì)稅收收入總量的影響效果都大于增值稅占比和企業(yè)所得稅占比，然而，表5中的P值顯示企業(yè)所得稅占比的變化對(duì)稅收收入總量影響的顯著性較差。因此，結(jié)合區(qū)制二的特征，稅收收入的增加有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，這就意味著，在區(qū)制二下，增大營(yíng)業(yè)稅占比和消費(fèi)稅占比會(huì)阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，增大增值稅占比和個(gè)人所得稅占比會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而企業(yè)所得稅占比的變化對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)沒(méi)有顯著性影響效果。

圖5 稅收結(jié)構(gòu)的脈沖效應(yīng)

綜上分析，財(cái)政支出和稅收收入不但能夠在總量上對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)產(chǎn)生影響，財(cái)政支出和稅收收入的內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化也會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)產(chǎn)生重要影響，根據(jù)分析結(jié)果可以得到如下啟示：第一，當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制一的狀態(tài)時(shí)，建議采取提高政府投資性支出在財(cái)政支出中的比例、降低科學(xué)技術(shù)支出和一般公共服務(wù)支出在財(cái)政支出中的比例、提高營(yíng)業(yè)稅和企業(yè)所得稅在稅收中的比例以及降低增值稅在稅收中比例的寬松型財(cái)政政策，進(jìn)而促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)；第二，當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制二的狀態(tài)時(shí)，建議采取提高教育支出和一般公共服務(wù)支出在財(cái)政支出中的比例、提高增值稅和個(gè)人所得稅在稅收中的比例、降低營(yíng)業(yè)稅和消費(fèi)稅在稅收中比例的緊縮型財(cái)政政策，進(jìn)而促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。

五、結(jié)論

采用了馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型，從財(cái)政支出和稅收收入兩個(gè)角度研究了我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的非對(duì)稱性影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

第一，我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)存在著兩區(qū)制非對(duì)稱效應(yīng)，當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)在區(qū)制一時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度較低，但波動(dòng)性較小，財(cái)政支出的增加有利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的推進(jìn)，而稅收的增加會(huì)阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)；當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制二時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度較高，但波動(dòng)性也較大，財(cái)政支出的增加不利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而稅收的增加會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)?？梢?jiàn)，我國(guó)財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的非對(duì)稱性影響非常明顯。

第二，當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制二時(shí)將有很大概率繼續(xù)維持在區(qū)制二的狀態(tài)，而當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制一時(shí)將有較小的概率繼續(xù)維持在區(qū)制一的狀態(tài)，另外，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)從區(qū)制一轉(zhuǎn)向區(qū)制二的可能性高于由區(qū)制二轉(zhuǎn)向區(qū)制一的可能性，說(shuō)明我國(guó)將來(lái)更可能處于區(qū)制二的狀態(tài)。我國(guó)經(jīng)濟(jì)在過(guò)去的十年內(nèi)較長(zhǎng)時(shí)間處于區(qū)制一的狀態(tài)，較短時(shí)間處于區(qū)制二的狀態(tài)，然而，我國(guó)經(jīng)濟(jì)在未來(lái)處于區(qū)制二狀態(tài)的概率和持續(xù)期都大于區(qū)制一。

第三，當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制一的狀態(tài)時(shí)，建議采取寬松型財(cái)政政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，具體操作為提高政府投資性支出在財(cái)政支出中的比例、降低科學(xué)技術(shù)支出和一般公共服務(wù)支出在財(cái)政支出中的比例、提高營(yíng)業(yè)稅和企業(yè)所得稅在稅收中的比例以及降低增值稅在稅收中的比例；當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制二的狀態(tài)時(shí)，建議采取緊縮型財(cái)政政策促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，具體操作為提高教育支出和一般公共服務(wù)支出在財(cái)政支出中的比例、提高增值稅和個(gè)人所得稅在稅收中的比例、降低營(yíng)業(yè)稅和消費(fèi)稅在稅收中的比例。

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REN Ai-hua,QIAN Yu
(Department of Insurance,Hebei Financial College,Baoding 071051,China)

In this paper,we apply MS-VAR model to study the asymmetric effects of fiscal policy on industrial structure optimization.And according to the division of time,we study the asymmetric effects of changes of fiscal expenditure structure and tax structure on industrial structure optimization.In the regime 1,raising fiscal expenditure will promote industrial structure optimization;however,raising tax reve?nue will hinder industrial structure optimization.In the regime 2,raising fiscal expenditure will hinder industrial structure optimization; however,raising tax revenue will promote industrial structure optimization.We suggest that the expansionary fiscal policy should be adopt?ed to promote industrial structure optimization in the regime 1;the specific operation is increasing the proportion of government invest?ment expenditure,decreasing the proportion of science expenditure and general public service expenditure,increasing the proportion of business tax and corporate income tax,and decreasing the proportion of value-added tax;And we suggest that tight fiscal policy should be adopted to promote industrial structure optimization in the regime 2;the specific operation is increasing the proportion of education expen?diture and general public service expenditure,increasing the proportion of value-added tax and individual income tax,and decreasing the proportion of business tax and consumer tax.

asymmetric effects;fiscal policy;MS-VAR;industrial structure optimization

F812；F26

A

1007-5097（2017）04-0111-10

［責(zé)任編輯：張青］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.04.016

2017-02-05

河北省軟科學(xué)研究計(jì)劃自籌經(jīng)費(fèi)項(xiàng)目（154576230）；河北金融學(xué)院金融創(chuàng)新與風(fēng)險(xiǎn)管理研究中心開(kāi)放基金項(xiàng)目（JDKF2016001）

任愛(ài)華（1978-），女，河北景縣人，副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向：財(cái)政政策，產(chǎn)業(yè)政策；

錢(qián)宇（1991-），女，黑龍江友誼人，助教，稅務(wù)碩士，研究方向：財(cái)政理論與政策。