營改增對宏觀稅負與經濟增長的改革后驗效應研究

李濤 劉丹丹

摘 要：作為一項重要的稅收制度變革，營改增的政策影響需要從動態、長期的視角予以考察。基于改革前后的省級面板數據，以宏觀稅負為中介載體，研究營改增對經濟增長的影響后果與機理。首先，采用雙重差分（DID）評估營改增的凈政策效應；其次，采用GMM方法探究營改增對宏觀稅負與經濟增長的動態效應；最后，運用非線性回歸進一步考察營改增對宏觀稅負與經濟增長的門檻效應。研究發現：第一，營改增在短期內增加經濟發展的負擔；第二，宏觀稅負與經濟增長存在非線性關系，我國目前較高的宏觀稅負顯著抑制經濟增長；第三，營改增政策長期內對宏觀稅負與經濟增長具有穩定的正向調節作用。

關鍵詞：營改增；宏觀稅負；經濟增長；結構性減稅

中圖分類號：F812.2 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2018）04-0033-08

一、引言與文獻回顧

在市場經濟制度下，稅制變革通過影響經濟主體行為的自由邊界與產權收益邊界，作用于社會經濟體系。稅制變革改變了市場中企業主體的行為自由與個體決策，重構了經濟資源與經濟利益的分配秩序，影響市場經濟制度的運行效率。征稅為政府部門監督執法、保護企業產權提供充足物質基礎，使得市場經濟效率得到進一步優化。由于稅收制度變遷對市場主體行為選擇的復合影響是長期的，稅制改革的政策評估需要一個較長的時間窗口。

宏觀稅負是稅收政策體系設計的核心，與經濟增長具有深刻的內在聯系，因而成為國家進行宏觀調控的重要手段。宏觀稅負來源于國民收入的再分配，是一個國家或地區納稅人稅收負擔輕重的綜合指標，反映了財政控制權與財政職能的分配關系。換言之，宏觀稅負代表了政府對市場經濟的攫取與干預程度。稅收為政府履行公共服務職能提供物質基礎，干預市場形成合理的資產結構、消費結構、產業結構，發揮稅收的經濟杠桿作用。國外學者的大量研究表明，減稅是促進經濟增長的有效途徑[1]。凱恩斯學派提出了穩定器理論，認為由于稅收對總產出具有負的乘數效應，如果大幅度減稅并推行財政赤字，則可以有效刺激社會總需求。供給學派強調，稅收政策通過作用于生產要素來調節供求關系，高邊際稅率會阻礙經濟增長，由此主張大幅度降低稅率[2]。馬其頓稅收理論表明，低稅負通過降低生產成本、減輕就業壓力而提高企業投資規模、進出口量和人均產出水平使資源得到有效利用，從而增加國民消費水平。內生增長理論將宏觀稅負視為長期經濟增長的內生變量，政府需通過低稅負的稅收政策來刺激內生因素以獲取經濟效益。國內研究與國外相關理論的結論是基本一致的，主流研究發現，一是宏觀稅負與經濟增長具有長期穩定的協整關系[3-4]，二是宏觀稅負與經濟增長存在“倒U型”的非線性關系，如果宏觀稅負偏離了最優點，過高或者過低，都將制約經濟增長[5]。

營改增是我國繼1994年分稅制改革、2009年增值稅轉型改革后又一次重大稅制改革。它對于新常態下社會經濟體系的穩定與升級具有重要而深遠的意義。營改增必將通過微觀主體行為的復雜影響，沿著價值創造的抵扣鏈條，穿越異質性企業、行業間與地區間，傳導至地區的宏觀稅負。營改增改變了中國的稅種結構與稅率結構，更加強化了中國以間接稅與流轉稅為主的雙主體結構。首先，增值稅取代營業稅，使得營業稅退出中國稅制，從而改變了中國的稅種結構。其次，增值稅的抵扣特性以及實施的零稅率、低稅率、高稅率等多元稅率，深刻改變了中國稅制的稅率結構。以地區宏觀稅負為營改增稅制改革的載體，并以此作為傳導中樞，使得稅制改革發揮對經濟增長的杠桿調節作用。有學者已經發現，營改增對市場經濟下微觀主體的行為決策產生了廣泛的影響，諸如企業的實際稅負、投資行為、融資行為、創新行為、生產經營等[6-10]。也有少數學者將視角擴大至中觀層面，關注到營改增對地方政府財政收入的短期效應[11-15]。

綜上所述，由于改革試點行業與試點地區的異質性，稅收政策往往具有的明顯的非均衡性。比如，營改增之后企業稅負的“此消彼長”現象。可見，從微觀的、局部的視角，難以準確反映營改增改革的全局影響。在技術層面，相關研究對于營改增效應的考察也不全面。比如常規面板回歸盡管考慮了地區異質性，但無助于內生性問題的解決。并且傳統線性假設往往簡化了改革對核心變量的復雜影響，具有很強的局限性。

本文著眼于全局的視野，選擇以宏觀稅負為稅制變革的中介載體，研究營改增對經濟增長的影響后果與機理。從以下三個層面，層層深入，力圖較為全面地闡釋營改增改革的政策表現。首先，基于準自然實驗的漸進式改革特征，采用雙重差分（DID）評估營改增的凈政策效應，并考察改革對宏觀稅負與經濟增長的調節效應。其次，鑒于經濟增長的慣性特征與內生性問題，采用GMM方法探究營改增對宏觀稅負與經濟增長的動態效應。最后，運用門檻模型進一步考察非線性關系，更全面地刻畫營改增對宏觀稅負與經濟增長的復雜機理。

二、宏觀稅負與經濟增長的歷史演進

宏觀稅負反映了國民經濟的平均稅率，衡量了一個國家或地區的總稅收負擔。由于我國稅收統計方法不規范，目前有大、中、小三個宏觀稅負的統計口徑：宏觀稅負小口徑指標為稅收收入占GDP的比重；中口徑為財政收入占GDP的比重；大口徑為政府收入占GDP的比重。分稅制改革以來，我國實行積極的財政政策，經濟增長與稅收收入總體上都呈現出高速增長的態勢，甚至一度出現財政收入反超GDP的倒掛現象。一個重要原因諸如政府性基金收入、罰沒收入、行政事業性收入等非稅收收入缺乏規范性管理。由于中央與地方分權不平衡，宏觀稅負超負荷增長，使得地方政府對經濟增長由“援助之手”變為“攝取之手”。

伴隨營改增政策的全面推進，我國各地區的宏觀稅負水平發生了明顯變化。對此圖1給出了我國宏觀稅負在營改增改革前后的核密度估計。一是我國宏觀稅負處于不平穩增長趨勢。由三個不同口徑宏觀稅負在2000—2015年的變化趨勢圖（見圖1a）可以看出，中小口徑宏觀稅負變化相似，都具有兩個波峰，但小口徑比中口徑曲線更陡，說明中小口徑計算方法差別不大，且它們的增長速度極不平穩；大口徑的趨勢則比較平坦，因為大口徑宏觀稅負中的政府收入具有復雜性和不規范性，以致其各年份不能持續增長。二是宏觀稅負對營改增政策的實施較為敏感。由于中小口徑具有可比性，接下來我們分別對兩者在2000年、2008年、2013年、2015年進行核密度分析，如圖1b、1c。總體上來看，首先兩圖波形較陡，說明各地區宏觀稅負增長速度都不平穩，但都保持增長趨勢；其次，我國宏觀稅負的核密度曲線呈現出不斷向右偏移的態勢，2008—2013年表現得尤為突出，這意味著此間結構性減稅政策的實施對我國宏觀稅負影響較大。隨著時間推移，圖1b各曲線的波峰略有下降，而圖1c在2000—2008年波峰突降，說明中口徑宏觀稅負受政策影響的變化趨勢更明顯。

三、營改增對宏觀稅負與經濟增長的DID效應

我國各省份經濟結構、風俗習慣、人口素質、環境資源等具較強異質性，這些非觀測因素將對各地區經濟增長產生不同影響。并且對每個地區而言，可能本來營改增之前經濟發展較快，用單一地區固定效應模型就不能體現該地區的經濟增長是否政策帶來的影響。為了校正這種異質性帶來的估算偏差，控制研究對象間的事前差異，有效分離出營改增政策帶來的凈影響，我們運用雙向固定的雙重差分模型（DID）來估算營改增對經濟增長的政策影響。

（一）模型設計

由于營改增采取先試點后推廣的漸進式改革模式，可以視為一項準自然改革實驗，較為適合采用連續時間雙重差分模型（DID）進行估計。構建如下雙向固定效應模型：

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

我們把實施了試點政策的地區稱之為處理組（Treated Group），把未曾實施試點的地區稱之為對照組（Comparison Group）。據此，可以通過對比判別營改增的政策干預是否對經濟增長產生了顯著性影響。所謂對比包括兩個維度，一是處理組地區與對照組地區之間的對比，二是營改增試點實施之前與實施之后的對比。Time的系數？茁1表示改革前后對照組的平均差異。以剔除每一次試點政策出臺前后，諸如宏觀經濟波動以及公司行為等其他因素的影響。

模型以經濟增長率jjzzit作為因變量。Time表示營改增時間維度的啞變量，當某地區的時間啞變量time處在改革前時取值為0；否則取值為1。Treat表示改革試點啞變量，當某地區實施了營改增試點政策，則treat取值為1，該樣本歸為處理組；反之則treat取值為0，該樣本歸為對照組。我們重點所關注的是雙重差分項treatit×timeit的系數？茁2，該系數表示在進行了兩維度對比之后，營改增改革對經濟增長的政策凈效應。Xit為一組控制變量，主要包括資本存量（zbcl）、人力資本增長率（rlzb）、勞動增長率（ndzz）、投資增長率（tzzz）、對外開放度（kfd）。ui表示個體效應，？著it表示隨機誤差項，下標i代表地區，t代表時間。①本文所有變量的含義如表1所示。

（二）估計結果分析

根據Hausman檢驗結果我們采用固定效應模型對方程進行估計。為保證面板數據的平穩性避免偽回歸問題，在模型回歸之前進行了單位根及協整檢驗，所有變量均為一階平穩序列且在1%的顯著性水平下至少存在一個協整關系。隨后，對固定效應模型進行了異方差和序列相關檢驗，均在1%顯著性水平下通過了檢驗，說明各觀測值在截面和時間序列上都具有較好的代表性。

觀察基準回歸模型1a回歸結果（表2）發現，變量hgsf的系數在1%的統計性水平下顯著為負，說明宏觀稅負對經濟增長表現為抑制作用，地區稅收的增長一定程度上是以犧牲經濟主體的收益為代價的。為避免遺漏變量所產生的誤差，在模型2a進一步納入資本存量等控制變量之后，宏觀稅負仍然與經濟增長保持負相關關系，模型的可決系數R2得到明顯地提升，可見增加的控制變量有助于提升模型的解釋力度。

觀察雙重差分模型3a的估計結果發現，交互項time×treat的系數顯著為負，這意味著營改增的試點地區的經濟增長在短期內受到了負面影響。從理論上來講，營改增是一項減稅的政策。無論是對于銷售貨物、委托加工與進口貨物等原有增值稅納稅人，還是從服務業等新增納稅人，都具有減少重復征稅的利好。外購商品與服務中已經包含的流轉稅被納入進項允許抵扣，從而有利于節約成本，提高盈利水平。尤其是在技術咨詢、廣告宣傳、金融、技術研發等行業改征增值稅，有利于減少企業在技術服務、研發投入等方面的成本，推動企業創新，增加經濟發展的動力與活力。根據本文的評估，營改增的短期實踐效果與理論效果顯然是相違背的。造成這一后果的原因在于營改增初期征稅范圍擴大，抵扣鏈條不完善，可抵扣項目不足導致企業稅負出現不減反增的現象，針對上海市營改增試點的一項調研表明，反映改革后稅負有所增加的企業占到了35.7%[17]。消除重復征稅，完善增值稅抵扣鏈條的政策紅利的釋放是一個逐步的過程。

進一步觀察營改增對宏觀稅負的調節效應。4a模型中交互項time×treat×hgsf的系數顯著為正，這說明盡管營改增在短期內增加了經濟發展的負擔，但營改增政策卻對宏觀稅負發揮了正向的邊際作用，降低了宏觀稅負與經濟增長的負面影響。這說明，營改增對經濟增長并沒有直接促進作用其對經濟的優化作用，是通過宏觀稅負為中介間接作用于經濟增長。

四、營改增對宏觀稅負與經濟增長的動態效應

上節運用連續時間DID模型評估了凈政策效應，并憑借固定效應控制了地區之間的異質性偏差。但經濟增長是一個動態過程，它不僅與當前因素相關，并且與過去因素也相關。這意味著前述DID模型可能因為動態數據結構而導致產生內生性問題。如果運用傳統的最小二乘法、工具變量法和極大似然法等進行模型估計，很容易導致產生參數估計的有偏性和非一致性等問題。為了避免上述缺陷以及緩解模型的內生性問題，我們選擇運用廣義矩估計方法（GMM）進行估計。該方法同時有利于減少面板數據的異方差與序列相關問題對估計結果的負面影響。本節利用GMM方法進一步考察營改增、宏觀稅負與經濟增長的動態效應。

（一）模型設計

我們構建如下形式的動態效應面板模型：

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

（二）估計結果分析

為了保證數據的平穩性，運用LLC檢驗方法進行面板單位根檢驗。表3檢驗結果表明zbcl、tzzz和kfd是零階單整I（0）的平穩變量。對非平穩變量jjzz和hgsf的一階差分之后，再次進行ADF檢驗發現已經轉變為平穩序列，即jjzz、hgsf同為一階單整I（l）。因此，為了避免因弱工具變量的差分GMM導致偽回歸問題，本文采用系統GMM估計方法，并采用Sargan檢驗來檢驗參數的合理性，結果顯示不存在工具變量的過度識別問題。此外，對變量做出如下假設：hgsf、zbcl、tzzz、rlzb、kfd在模型2b和3b中分別設定為內生變量和外生變量。對于營改增啞變量與經濟增長率的滯后項，分別設定為嚴格的外生變量和前定變量。

表4中由Arellano-Bond AR（1）和AR（2）檢驗表明各模型設定總體上較合理。模型3b的結果顯著性水平明顯低于模型2b，意味著所有解釋變量不都是嚴格的外生變量；依據模型2b可知，營改增和宏觀稅負對經濟增長影響的估算結果相當穩健。三個模型總體上與固定效應模型（1）下的檢驗結果保持一致：由于當前我國總體稅負過重，宏觀稅負與經濟增長呈顯著負相關關系。進一步，在模型2b、3b中加入宏觀稅負與營改增啞變量交互項這一解釋變量后，其回歸系數在1%的統計水平下顯著為正。這意味著，改革試點推行以來，雖然短期內宏觀稅負仍然與經濟增長表現負相關的關系，但稅制改革的積極作用已經有所顯現：營改增對宏觀稅負與經濟增長的負相關關系，發揮了顯著的抑制作用。在營改增稅制改革的突變下，市場中企業主體的行為與決策難以在短期內調整適應到位。企業行為自由規范與市場邊界的重新形成，經濟資源與經濟利益的分配秩序的重構也都需要一定的反應時間。從長期來看，隨著營改增的逐步深化與實施，增值稅抵扣鏈條的逐步完善，增值稅稅收中性效應的逐步顯現，宏觀稅負與經濟增長的匹配關系將進一步得到優化，市場經濟制度的運行效率將得到進一步提升，最終對經濟增長發揮積極的促進作用。

五、營改增對宏觀稅負與經濟增長的門檻效應

參考既有文獻的研究結果，宏觀稅負與經濟增長之間可能并非是簡單的線性關系。為了探究營改增背景下不同宏觀稅負水平對經濟增長可能存在的異質性影響，本節采用Hansen（2000）的PTR模型進行門檻效應的估計。傳統門檻方法無法推出門檻值的置信區間，PTR模型不僅根據近分布理論推導出置信區間，而且能夠在不給定非線性方程的情況下由樣本數據內生估計門檻值，從而可以更好地考察營改增背景下宏觀稅負對經濟增長的門檻效應。

（一）模型設計

我們構建如下形式的面板門檻效應模型：

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

其中，Xit包括滯后一期的經濟增長率、宏觀稅負、營改增啞變量、營改增與宏觀稅負交互項、資本存量、投資增長率以及經濟開放度等。I為指標函數；Dsit為受門檻變量影響的解釋變量，本節主要研究不同門檻下營改增、宏觀稅負與經濟增長的關系，即Dsit為宏觀稅負hgsf；q代表模型設置門檻變量；γ為單個門檻值。

首先，采用似然比進行檢驗，以判斷宏觀稅負與經濟增長是否存在門檻效應，由此確 定模型是否可行。將門檻存在與否及個數的假設條件進行如下設定：原假設1為不存在門檻效應，原假設2為不存在兩個門檻值，原假設3為不存在三個門檻值。如果拒絕原假設1，說明至少存在一個門檻值；則需要進一步對原假設2進行檢驗，若接受說明只有一個門檻值，否則至少存在兩個門檻值。其次，設置200個網格搜尋點，設置200個網格搜尋點根據Bootstrap法自舉抽樣500次對模型的門檻值進行搜尋與估算。此外，使用Winsorize方法對各變量進行5%的縮尾處理，以減少異常值對方程估計結果的影響。

通過似然比檢驗結果（表5）驗證了模型門檻效應的可行性。其中，投資增長率、經濟開放度具有單一門檻，宏觀稅負具有雙重門檻效應。因此，我們設計了如下雙門檻面板模型（4），其中γ1和γ2為雙門檻值。其中投資增長和開放度在1%顯著性水平下具有單一門檻，估算出的門檻值分別為0.36 22、0.047 6；而宏觀稅負存在雙重門檻值，可以將樣本分為三段進行討論，即：hgsf≤0.008 0，0.008 0

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

（二）門檻效應估計

我們進一步做了不同變量的門檻回歸分析，結果見表6。可以發現，門檻模型的擬合優度相對于基本模型（2）有所提高，說明使用門檻模型可以更好地解釋營改增政策下地方宏觀稅負與經濟增長之間的關系。當宏觀稅負、投資增長率以及經濟開放度處于不同的門檻區間時，宏觀稅負對經濟的影響系數有所不同，這表明營改增視角下的宏觀稅負與經濟增長確實存在非線性關系。以門檻值劃分區間的分段函數關系更深刻地解釋了營改增、宏觀稅負與經濟增長的內在邏輯。

當宏觀稅負為門檻值變量時，模型存在雙門檻值效應，并在10%的統計意義上是顯著的。當變量hgsf小于等于第一個門檻值0.008 0時，宏觀稅負對經濟增長表現為抑制作用。但隨著宏觀稅負的提高，這種抑制作用的力度逐漸趨向于減弱。當變量hgsf處于第一個門檻值0.008 0與第二個門檻值0.009 4之間時，宏觀稅負對經濟增長的作用轉變為積極的促進作用，但不具有統計意義上的顯著性。但當變量hgsf的值位于0.009 4之上時，宏觀稅負與經濟增長又轉變為抑制作用。此結果印證了主流學者關于中國宏觀稅負與經濟增長存在“倒U型”關系的觀點。宏觀稅負的高低在一定程度上代表了政府所占有的社會剩余產品比率的大小，即代表了其調控財力的強弱。當某地區宏觀稅負較低時，說明其通過差別征稅優化資源配置的能力較差，從而不能最大化合理分配資源，影響財政收支平衡、資產結構、產業結構、消費結構等，因而制約經濟發展。但若稅負過高，稅收增長一部分是以犧牲經濟主體的收益為代價的，由經濟學原理中的替代效應可知，過重的稅收會侵蝕資本，縮減納稅人的投資規模，投資可能會因此減少會被轉向境外，由此國民經濟的健康增長受阻。從β值由負到正再到負這一變化過程，宏觀稅負過低過高都不利于經濟發展，它存在一個最優值，只有在合理的稅負水平下，經濟效益才能達到最大化。

除了以宏觀稅負作為門檻變量之外，我們還嘗試了將投資增長率與經濟開放度分別設置為模型的門檻變量。當投資增長率為門檻變量時，模型具有單門檻效應。當投資增長率tzzz處于門檻值0.369 5之下或之上時，宏觀稅負分別與經濟增長的關系表現為正相關與負相關，也就是說不同投資增長水平下，宏觀稅負對經濟的作用機制是不同的。當經濟開放度作為門檻變量時，模型具有單門檻效應。雖然宏觀稅負在不同門檻值水平都抑制經濟增長，但隨著開放度的提高，這種抑制作用明顯減弱。

觀察營改增政策變量對宏觀稅負與經濟增長的干預作用。在上述分別以宏觀稅負、投資增長率、經濟開放度為門檻變量的三個模型中，雖然宏觀稅負與經濟增長呈現出不同的機制，但營改增政策的干預作用卻始終是穩定的。也即，營改增政策始終對宏觀稅負與經濟增長的關系表現出正向的調節作用。當宏觀稅負對經濟增長是抑制作用時，營改增政策的實施令這種抑制作用以0.161～0.241 6的速度衰減，逐漸向良性關系的方向發展。當宏觀稅負對經濟增長是促進作用時，營改增政策的實施令這種促進作用更進一步加強。總之，由于營改增政策的實施，優化了宏觀稅負與經濟增長之間的作用機制。

六、結論與政策啟示

營改增是我國繼1994年分稅制改革、2009年增值稅轉型改革后又一次重大稅制改革。它對于新常態下社會經濟體系的穩定與升級具有重要而深遠的意義。本文著眼于全局的視野，選擇以宏觀稅負為稅制變革的中介載體，先后采用雙重差分法、GMM法與非線性回歸法，探究了營改增對宏觀稅負與經濟增長的DID效應、動態效應以及門檻效應，力圖深入揭示營改增政策的影響后果與作用機理。本文研究結論與啟示如下。

第一，營改增在短期內增加了經濟發展的負擔。消除重復征稅，完善增值稅抵扣鏈條的政策紅利的釋放是一個逐步的過程。另一方面，營改增降低了宏觀稅負與經濟增長的負面影響。長期來看，營改增政策的實施有利于抑制宏觀稅負對經濟增長的負作用，實現結構性減稅，有利于經濟增長。

第二，宏觀稅負與經濟增長存在非線性關系，我國目前較高的宏觀稅負顯著抑制了經濟增長。宏觀稅負過高過低都會阻礙經濟增長，因此我們應該降低當前稅收負擔，尋求使經濟效益最大化的最優稅負。

第三，營改增政策長期內對宏觀稅負與經濟增長具有穩定的正向調節作用。無論宏觀稅負與經濟增長呈現怎樣的非線性機制，營改增政策對宏觀稅負發揮了正向的邊際作用，降低了宏觀稅負與經濟增長的負面影響，且這種正向的干預作用是穩定的。當宏觀稅負對經濟增長是抑制作用時，營改增政策的實施令這種抑制作用以一定速度衰減，逐漸向良性關系的方向發展。當宏觀稅負對經濟增長是促進作用時，營改增更強化了這種促進作用。總之，由于營改增政策的實施，優化了宏觀稅負與經濟增長之間的作用機制。

注釋：

①本文資本存量數據是根據單豪杰（2008）估計的分省物質資本存量數據（1952年價格）調整得到的。先將以1952年為基期的定基價格指數換算成1994年為基期的定基價格指數，然后計算得到以1994年為基期的物質資本存量數據。

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責任編輯：高鐘庭