营改增对宏观税负与经济增长的改革后验效应研究

2018-11-23李涛刘丹丹

经济与管理 2018年4期

李涛刘丹丹

摘要：作为一项重要的税收制度变革，营改增的政策影响需要从动态、长期的视角予以考察。基于改革前后的省级面板数据，以宏观税负为中介载体，研究营改增对经济增长的影响后果与机理。首先，采用双重差分（DID）评估营改增的净政策效应；其次，采用GMM方法探究营改增对宏观税负与经济增长的动态效应；最后，运用非线性回归进一步考察营改增对宏观税负与经济增长的门槛效应。研究发现：第一，营改增在短期内增加经济发展的负担；第二，宏观税负与经济增长存在非线性关系，我国目前较高的宏观税负显著抑制经济增长；第三，营改增政策长期内对宏观税负与经济增长具有稳定的正向调节作用。

关键词：营改增；宏观税负；经济增长；结构性减税

中图分类号：F812.2 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2018）04-0033-08

一、引言与文献回顾

在市场经济制度下，税制变革通过影响经济主体行为的自由边界与产权收益边界，作用于社会经济体系。税制变革改变了市场中企业主体的行为自由与个体决策，重构了经济资源与经济利益的分配秩序，影响市场经济制度的运行效率。征税为政府部门监督执法、保护企业产权提供充足物质基础，使得市场经济效率得到进一步优化。由于税收制度变迁对市场主体行为选择的复合影响是长期的，税制改革的政策评估需要一个较长的时间窗口。

宏观税负是税收政策体系设计的核心，与经济增长具有深刻的内在联系，因而成为国家进行宏观调控的重要手段。宏观税负来源于国民收入的再分配，是一个国家或地区纳税人税收负担轻重的综合指标，反映了财政控制权与财政职能的分配关系。换言之，宏观税负代表了政府对市场经济的攫取与干预程度。税收为政府履行公共服务职能提供物质基础，干预市场形成合理的资产结构、消费结构、产业结构，发挥税收的经济杠杆作用。国外学者的大量研究表明，减税是促进经济增长的有效途径[1]。凯恩斯学派提出了稳定器理论，认为由于税收对总产出具有负的乘数效应，如果大幅度减税并推行财政赤字，则可以有效刺激社会总需求。供给学派强调，税收政策通过作用于生产要素来调节供求关系，高边际税率会阻碍经济增长，由此主张大幅度降低税率[2]。马其顿税收理论表明，低税负通过降低生产成本、减轻就业压力而提高企业投资规模、进出口量和人均产出水平使资源得到有效利用，从而增加国民消费水平。内生增长理论将宏观税负视为长期经济增长的内生变量，政府需通过低税负的税收政策来刺激内生因素以获取经济效益。国内研究与国外相关理论的结论是基本一致的，主流研究发现，一是宏观税负与经济增长具有长期稳定的协整关系[3-4]，二是宏观税负与经济增长存在“倒U型”的非线性关系，如果宏观税负偏离了最优点，过高或者过低，都将制约经济增长[5]。

营改增是我国继1994年分税制改革、2009年增值税转型改革后又一次重大税制改革。它对于新常态下社会经济体系的稳定与升级具有重要而深远的意义。营改增必将通过微观主体行为的复杂影响，沿着价值创造的抵扣链条，穿越异质性企业、行业间与地区间，传导至地区的宏观税负。营改增改变了中国的税种结构与税率结构，更加强化了中国以间接税与流转税为主的双主体结构。首先，增值税取代营业税，使得营业税退出中国税制，从而改变了中国的税种结构。其次，增值税的抵扣特性以及实施的零税率、低税率、高税率等多元税率，深刻改变了中国税制的税率结构。以地区宏观税负为营改增税制改革的载体，并以此作为传导中枢，使得税制改革发挥对经济增长的杠杆调节作用。有学者已经发现，营改增对市场经济下微观主体的行为决策产生了广泛的影响，诸如企业的实际税负、投资行为、融资行为、创新行为、生产经营等[6-10]。也有少数学者将视角扩大至中观层面，关注到营改增对地方政府财政收入的短期效应[11-15]。

综上所述，由于改革试点行业与试点地区的异质性，税收政策往往具有的明显的非均衡性。比如，营改增之后企业税负的“此消彼长”现象。可见，从微观的、局部的视角，难以准确反映营改增改革的全局影响。在技术层面，相关研究对于营改增效应的考察也不全面。比如常规面板回归尽管考虑了地区异质性，但无助于内生性问题的解决。并且传统线性假设往往简化了改革对核心变量的复杂影响，具有很强的局限性。

本文着眼于全局的视野，选择以宏观税负为税制变革的中介载体，研究营改增对经济增长的影响后果与机理。从以下三个层面，层层深入，力图较为全面地阐释营改增改革的政策表现。首先，基于准自然实验的渐进式改革特征，采用雙重差分（DID）评估营改增的净政策效应，并考察改革对宏观税负与经济增长的调节效应。其次，鉴于经济增长的惯性特征与内生性问题，采用GMM方法探究营改增对宏观税负与经济增长的动态效应。最后，运用门槛模型进一步考察非线性关系，更全面地刻画营改增对宏观税负与经济增长的复杂机理。

二、宏观税负与经济增长的历史演进

宏观税负反映了国民经济的平均税率，衡量了一个国家或地区的总税收负担。由于我国税收统计方法不规范，目前有大、中、小三个宏观税负的统计口径：宏观税负小口径指标为税收收入占GDP的比重；中口径为财政收入占GDP的比重；大口径为政府收入占GDP的比重。分税制改革以来，我国实行积极的财政政策，经济增长与税收收入总体上都呈现出高速增长的态势，甚至一度出现财政收入反超GDP的倒挂现象。一个重要原因诸如政府性基金收入、罚没收入、行政事业性收入等非税收收入缺乏规范性管理。由于中央与地方分权不平衡，宏观税负超负荷增长，使得地方政府对经济增长由“援助之手”变为“摄取之手”。

伴随营改增政策的全面推进，我国各地区的宏观税负水平发生了明显变化。对此图1给出了我国宏观税负在营改增改革前后的核密度估计。一是我国宏观税负处于不平稳增长趋势。由三个不同口径宏观税负在2000—2015年的变化趋势图（见图1a）可以看出，中小口径宏观税负变化相似，都具有两个波峰，但小口径比中口径曲线更陡，说明中小口径计算方法差别不大，且它们的增长速度极不平稳；大口径的趋势则比较平坦，因为大口径宏观税负中的政府收入具有复杂性和不规范性，以致其各年份不能持续增长。二是宏观税负对营改增政策的实施较为敏感。由于中小口径具有可比性，接下来我们分别对两者在2000年、2008年、2013年、2015年进行核密度分析，如图1b、1c。总体上来看，首先两图波形较陡，说明各地区宏观税负增长速度都不平稳，但都保持增长趋势；其次，我国宏观税负的核密度曲线呈现出不断向右偏移的态势，2008—2013年表现得尤为突出，这意味着此间结构性减税政策的实施对我国宏观税负影响较大。随着时间推移，图1b各曲线的波峰略有下降，而图1c在2000—2008年波峰突降，说明中口径宏观税负受政策影响的变化趋势更明显。

三、营改增对宏观税负与经济增长的DID效应

我国各省份经济结构、风俗习惯、人口素质、环境资源等具较强异质性，这些非观測因素将对各地区经济增长产生不同影响。并且对每个地区而言，可能本来营改增之前经济发展较快，用单一地区固定效应模型就不能体现该地区的经济增长是否政策带来的影响。为了校正这种异质性带来的估算偏差，控制研究对象间的事前差异，有效分离出营改增政策带来的净影响，我们运用双向固定的双重差分模型（DID）来估算营改增对经济增长的政策影响。

（一）模型设计

由于营改增采取先试点后推广的渐进式改革模式，可以视为一项准自然改革实验，较为适合采用连续时间双重差分模型（DID）进行估计。构建如下双向固定效应模型：

jjzzit=ui+？鄣treati+？茁1timeit+？茁2treati×timeit+？浊Xit+？祝t+Pp+？着it（1）

我们把实施了试点政策的地区称之为处理组（Treated Group），把未曾实施试点的地区称之为对照组（Comparison Group）。据此，可以通过对比判别营改增的政策干预是否对经济增长产生了显著性影响。所谓对比包括两个维度，一是处理组地区与对照组地区之间的对比，二是营改增试点实施之前与实施之后的对比。Time的系数？茁1表示改革前后对照组的平均差异。以剔除每一次试点政策出台前后，诸如宏观经济波动以及公司行为等其他因素的影响。

模型以经济增长率jjzzit作为因变量。Time表示营改增时间维度的哑变量，当某地区的时间哑变量time处在改革前时取值为0；否则取值为1。Treat表示改革试点哑变量，当某地区实施了营改增试点政策，则treat取值为1，该样本归为处理组；反之则treat取值为0，该样本归为对照组。我们重点所关注的是双重差分项treatit×timeit的系数？茁2，该系数表示在进行了两维度对比之后，营改增改革对经济增长的政策净效应。Xit为一组控制变量，主要包括资本存量（zbcl）、人力资本增长率（rlzb）、劳动增长率（ndzz）、投资增长率（tzzz）、对外开放度（kfd）。ui表示个体效应，？着it表示随机误差项，下标i代表地区，t代表时间。①本文所有变量的含义如表1所示。

（二）估计结果分析

根据Hausman检验结果我们采用固定效应模型对方程进行估计。为保证面板数据的平稳性避免伪回归问题，在模型回归之前进行了单位根及协整检验，所有变量均为一阶平稳序列且在1%的显著性水平下至少存在一个协整关系。随后，对固定效应模型进行了异方差和序列相关检验，均在1%显著性水平下通过了检验，说明各观测值在截面和时间序列上都具有较好的代表性。

观察基准回归模型1a回归结果（表2）发现，变量hgsf的系数在1%的统计性水平下显著为负，说明宏观税负对经济增长表现为抑制作用，地区税收的增长一定程度上是以牺牲经济主体的收益为代价的。为避免遗漏变量所产生的误差，在模型2a进一步纳入资本存量等控制变量之后，宏观税负仍然与经济增长保持负相关关系，模型的可决系数R2得到明显地提升，可见增加的控制变量有助于提升模型的解释力度。

观察双重差分模型3a的估计结果发现，交互项time×treat的系数显著为负，这意味着营改增的试点地区的经济增长在短期内受到了负面影响。从理论上来讲，营改增是一项减税的政策。无论是对于销售货物、委托加工与进口货物等原有增值税纳税人，还是从服务业等新增纳税人，都具有减少重复征税的利好。外购商品与服务中已经包含的流转税被纳入进项允许抵扣，从而有利于节约成本，提高盈利水平。尤其是在技术咨询、广告宣传、金融、技术研发等行业改征增值税，有利于减少企业在技术服务、研发投入等方面的成本，推动企业创新，增加经济发展的动力与活力。根据本文的评估，营改增的短期实践效果与理论效果显然是相违背的。造成这一后果的原因在于营改增初期征税范围扩大，抵扣链条不完善，可抵扣项目不足导致企业税负出现不减反增的现象，针对上海市营改增试点的一项调研表明，反映改革后税负有所增加的企业占到了35.7%[17]。消除重复征税，完善增值税抵扣链条的政策红利的释放是一个逐步的过程。

进一步观察营改增对宏观税负的调节效应。4a模型中交互项time×treat×hgsf的系数显著为正，这说明尽管营改增在短期内增加了经济发展的负担，但营改增政策却对宏观税负发挥了正向的边际作用，降低了宏观税负与经济增长的负面影响。这说明，营改增对经济增长并没有直接促进作用其对经济的优化作用，是通过宏观税负为中介间接作用于经济增长。

四、营改增对宏观税负与经济增长的动态效应

上节运用连续时间DID模型评估了净政策效应，并凭借固定效应控制了地区之间的异质性偏差。但经济增长是一个动态过程，它不仅与当前因素相关，并且与过去因素也相关。这意味着前述DID模型可能因为动态数据结构而导致产生内生性问题。如果运用传统的最小二乘法、工具变量法和极大似然法等进行模型估计，很容易导致产生参数估计的有偏性和非一致性等问题。为了避免上述缺陷以及缓解模型的内生性问题，我们选择运用广义矩估计方法（GMM）进行估计。该方法同时有利于减少面板数据的异方差与序列相关问题对估计结果的负面影响。本节利用GMM方法进一步考察营改增、宏观税负与经济增长的动态效应。

（一）模型设计

我们构建如下形式的动态效应面板模型：

jjzzit=ui+？酌jjzzit-1+？鄣hgsfit+？茁1ygzit+？茁2hgsfit×ygzit+？浊Xit+？着it（2）

（二）估计结果分析

为了保证数据的平稳性，运用LLC检验方法进行面板单位根检验。表3检验结果表明zbcl、tzzz和kfd是零阶单整I（0）的平稳变量。对非平稳变量jjzz和hgsf的一阶差分之后，再次进行ADF检验发现已经转变为平稳序列，即jjzz、hgsf同为一阶单整I（l）。因此，为了避免因弱工具变量的差分GMM导致伪回归问题，本文采用系统GMM估计方法，并采用Sargan检验来检验参数的合理性，结果显示不存在工具变量的过度识别问题。此外，对变量做出如下假设：hgsf、zbcl、tzzz、rlzb、kfd在模型2b和3b中分别设定为内生变量和外生变量。对于营改增哑变量与经济增长率的滞后项，分别设定为严格的外生变量和前定变量。

表4中由Arellano-Bond AR（1）和AR（2）检验表明各模型设定总体上较合理。模型3b的结果显著性水平明显低于模型2b，意味著所有解释变量不都是严格的外生变量；依据模型2b可知，营改增和宏观税负对经济增长影响的估算结果相当稳健。三个模型总体上与固定效应模型（1）下的检验结果保持一致：由于当前我国总体税负过重，宏观税负与经济增长呈显著负相关关系。进一步，在模型2b、3b中加入宏观税负与营改增哑变量交互项这一解释变量后，其回归系数在1%的统计水平下显著为正。这意味着，改革试点推行以来，虽然短期内宏观税负仍然与经济增长表现负相关的关系，但税制改革的积极作用已经有所显现：营改增对宏观税负与经济增长的负相关关系，发挥了显著的抑制作用。在营改增税制改革的突变下，市场中企业主体的行为与决策难以在短期内调整适应到位。企业行为自由规范与市场边界的重新形成，经济资源与经济利益的分配秩序的重构也都需要一定的反应时间。从长期来看，随着营改增的逐步深化与实施，增值税抵扣链条的逐步完善，增值税税收中性效应的逐步显现，宏观税负与经济增长的匹配关系将进一步得到优化，市场经济制度的运行效率将得到进一步提升，最终对经济增长发挥积极的促进作用。

五、营改增对宏观税负与经济增长的门槛效应

参考既有文献的研究结果，宏观税负与经济增长之间可能并非是简单的线性关系。为了探究营改增背景下不同宏观税负水平对经济增长可能存在的异质性影响，本节采用Hansen（2000）的PTR模型进行门槛效应的估计。传统门槛方法无法推出门槛值的置信区间，PTR模型不仅根据近分布理论推导出置信区间，而且能够在不给定非线性方程的情况下由样本数据内生估计门槛值，从而可以更好地考察营改增背景下宏观税负对经济增长的门槛效应。

（一）模型设计

我们构建如下形式的面板门槛效应模型：

jjzzit=ui+？茁1DsitI（q≤？酌）+？茁2DsitI（q>？酌）+？鄣Xit+？着it（3）

其中，Xit包括滞后一期的经济增长率、宏观税负、营改增哑变量、营改增与宏观税负交互项、资本存量、投资增长率以及经济开放度等。I为指标函数；Dsit为受门槛变量影响的解释变量，本节主要研究不同门槛下营改增、宏观税负与经济增长的关系，即Dsit为宏观税负hgsf；q代表模型设置门槛变量；γ为单个门槛值。

首先，采用似然比进行检验，以判断宏观税负与经济增长是否存在门槛效应，由此确定模型是否可行。将门槛存在与否及个数的假设条件进行如下设定：原假设1为不存在门槛效应，原假设2为不存在两个门槛值，原假设3为不存在三个门槛值。如果拒绝原假设1，说明至少存在一个门槛值；则需要进一步对原假设2进行检验，若接受说明只有一个门槛值，否则至少存在两个门槛值。其次，设置200个网格搜寻点，设置200个网格搜寻点根据Bootstrap法自举抽样500次对模型的门槛值进行搜寻与估算。此外，使用Winsorize方法对各变量进行5%的缩尾处理，以减少异常值对方程估计结果的影响。

通过似然比检验结果（表5）验证了模型门槛效应的可行性。其中，投资增长率、经济开放度具有单一门槛，宏观税负具有双重门槛效应。因此，我们设计了如下双门槛面板模型（4），其中γ1和γ2为双门槛值。其中投资增长和开放度在1%显著性水平下具有单一门槛，估算出的门槛值分别为0.36 22、0.047 6；而宏观税负存在双重门槛值，可以将样本分为三段进行讨论，即：hgsf≤0.008 0，0.008 0

jjzzit=ui+？鄣Xit+？茁1DsitI（qit≤？酌1）+？茁2DsitI（？酌1？酌2）+？着it（4）

（二）门槛效应估计

我们进一步做了不同变量的门槛回归分析，结果见表6。可以发现，门槛模型的拟合优度相对于基本模型（2）有所提高，说明使用门槛模型可以更好地解释营改增政策下地方宏观税负与经济增长之间的关系。当宏观税负、投资增长率以及经济开放度处于不同的门槛区间时，宏观税负对经济的影响系数有所不同，这表明营改增视角下的宏观税负与经济增长确实存在非线性关系。以门槛值划分区间的分段函数关系更深刻地解释了营改增、宏观税负与经济增长的内在逻辑。

当宏观税负为门槛值变量时，模型存在双门槛值效应，并在10%的统计意义上是显著的。当变量hgsf小于等于第一个门槛值0.008 0时，宏观税负对经济增长表现为抑制作用。但随着宏观税负的提高，这种抑制作用的力度逐渐趋向于减弱。当变量hgsf处于第一个门槛值0.008 0与第二个门槛值0.009 4之间时，宏观税负对经济增长的作用转变为积极的促进作用，但不具有统计意义上的显著性。但当变量hgsf的值位于0.009 4之上时，宏观税负与经济增长又转变为抑制作用。此结果印证了主流学者关于中国宏观税负与经济增长存在“倒U型”关系的观点。宏观税负的高低在一定程度上代表了政府所占有的社会剩余产品比率的大小，即代表了其调控财力的强弱。当某地区宏观税负较低时，说明其通过差别征税优化资源配置的能力较差，从而不能最大化合理分配资源，影响财政收支平衡、资产结构、产业结构、消费结构等，因而制约经济发展。但若税负过高，税收增长一部分是以牺牲经济主体的收益为代价的，由经济学原理中的替代效应可知，过重的税收会侵蚀资本，缩减纳税人的投资规模，投资可能会因此减少会被转向境外，由此国民经济的健康增长受阻。从β值由负到正再到负这一变化过程，宏观税负过低过高都不利于经济发展，它存在一个最优值，只有在合理的税负水平下，经济效益才能达到最大化。

除了以宏观税负作为门槛变量之外，我们还尝试了将投资增长率与经济开放度分别设置为模型的门槛变量。当投资增长率为门槛变量时，模型具有单门槛效应。当投资增长率tzzz处于门槛值0.369 5之下或之上时，宏观税负分别与经济增长的关系表现为正相关与负相关，也就是说不同投资增长水平下，宏观税负对经济的作用机制是不同的。当经济开放度作为门槛变量时，模型具有单门槛效应。虽然宏观税负在不同门槛值水平都抑制经济增长，但随着开放度的提高，这种抑制作用明显减弱。

观察营改增政策变量对宏观税负与经济增长的干预作用。在上述分别以宏观税负、投资增长率、经济开放度为门槛变量的三个模型中，雖然宏观税负与经济增长呈现出不同的机制，但营改增政策的干预作用却始终是稳定的。也即，营改增政策始终对宏观税负与经济增长的关系表现出正向的调节作用。当宏观税负对经济增长是抑制作用时，营改增政策的实施令这种抑制作用以0.161～0.241 6的速度衰减，逐渐向良性关系的方向发展。当宏观税负对经济增长是促进作用时，营改增政策的实施令这种促进作用更进一步加强。总之，由于营改增政策的实施，优化了宏观税负与经济增长之间的作用机制。

六、结论与政策启示

营改增是我国继1994年分税制改革、2009年增值税转型改革后又一次重大税制改革。它对于新常态下社会经济体系的稳定与升级具有重要而深远的意义。本文着眼于全局的视野，选择以宏观税负为税制变革的中介载体，先后采用双重差分法、GMM法与非线性回归法，探究了营改增对宏观税负与经济增长的DID效应、动态效应以及门槛效应，力图深入揭示营改增政策的影响后果与作用机理。本文研究结论与启示如下。

第一，营改增在短期内增加了经济发展的负担。消除重复征税，完善增值税抵扣链条的政策红利的释放是一个逐步的过程。另一方面，营改增降低了宏观税负与经济增长的负面影响。长期来看，营改增政策的实施有利于抑制宏观税负对经济增长的负作用，实现结构性减税，有利于经济增长。

第二，宏观税负与经济增长存在非线性关系，我国目前较高的宏观税负显著抑制了经济增长。宏观税负过高过低都会阻碍经济增长，因此我们应该降低当前税收负担，寻求使经济效益最大化的最优税负。

第三，营改增政策长期内对宏观税负与经济增长具有稳定的正向调节作用。无论宏观税负与经济增长呈现怎样的非线性机制，营改增政策对宏观税负发挥了正向的边际作用，降低了宏观税负与经济增长的负面影响，且这种正向的干预作用是稳定的。当宏观税负对经济增长是抑制作用时，营改增政策的实施令这种抑制作用以一定速度衰减，逐渐向良性关系的方向发展。当宏观税负对经济增长是促进作用时，营改增更强化了这种促进作用。总之，由于营改增政策的实施，优化了宏观税负与经济增长之间的作用机制。

注释：

①本文资本存量数据是根据单豪杰（2008）估计的分省物质资本存量数据（1952年价格）调整得到的。先将以1952年为基期的定基价格指数换算成1994年为基期的定基价格指数，然后计算得到以1994年为基期的物质资本存量数据。

参考文献：

[1]AATFIELD J W.Federalism，taxation，and economic growth[J]. Journal of urban economics，2015，87：114-125.

[2]TANZIT V，ZEE H H. Tax policy for emerging markets：developing countries[J]. National tax journal，2000，53（2）：299-322.

[3]郝春虹.中国税收与经济增长关系的实证检验[J].中央财经大学学报，2006（4）：1-6.

[4]董志勇，邓丽.宏观税负的影响因素分析[J].技术经济与管理研究，2010（3）：71-75.

[5]姚林香，汪柱旺.我国最优宏观税负水平实证研究——基于经济增长的视角[J].当代财经，2016（3）：33-42.

[6]孙正，张志超.流转税改革是否优化了国民收入分配格局？——基于营改增视角的PVAR模型分析[J].数量经济技术经济研究，2015（7）：74-89.

[7]王刚，贺章获，周玉.关于我国银行业营改税改征增值税的思考[J].重庆理工大学学报（社会科学），2016，30（4）：1-5.

[8]陈钊，王旸.“营改增”是否促进了分工：来自中国上市公司的证据[J].管理世界，2016（3）：36-45.

[9]白彦锋，陈珊珊.“营改增”的减税效应——基于DSGE模型的分析[J].南京审计学院学报，2017（5）.