發(fā)展中國家增值稅存在相對貿(mào)易中性嗎?——基于非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的視角

程風(fēng)雨

(廣州市社會科學(xué)院，廣東 廣州 510000)

一、引 言

目前全世界約有160個國家推行增值稅政策，從類型上看絕大多數(shù)國家采用的是消費(fèi)型增值稅或收入型增值稅。增值稅業(yè)已成為全球各國擴(kuò)大財政收入、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)全局的重要政策工具之一，其中發(fā)展中國家增值稅的發(fā)展勢頭尤為迅猛。以本文16個樣本國家為例，1994年平均增值稅占GDP比重為4.532%，到2012年變?yōu)?.639%，同比增長46.5%;相比之下，28個OECD發(fā)達(dá)國家同比僅增長4.7%。而我國自1984年首次引進(jìn)增值稅并開始試行生產(chǎn)型增值稅，在2009年完成由生產(chǎn)型增值稅向消費(fèi)型增值稅的轉(zhuǎn)型。在現(xiàn)在以及未來相當(dāng)長的一段時期內(nèi)，消費(fèi)稅將適宜擔(dān)當(dāng)我國課稅的主要來源這一角色，其中必然會以增值稅為核心(譚崇鈞和楊默如，2013)［1］，而“營改增”等也是我國新一輪財稅體制改革的“重頭戲”。

非正規(guī)經(jīng)濟(jì)是發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，其與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度存在反向關(guān)系，即人均GDP越低非正規(guī)經(jīng)濟(jì)規(guī)模反而越大(Schneider等，2010)［2］，相應(yīng)地非正規(guī)經(jīng)濟(jì)對發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度也必然遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國家。就我國而言，作為全世界最大的發(fā)展中國家與貿(mào)易交易國，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展特點(diǎn)也強(qiáng)調(diào)了非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的獨(dú)特作用。我國非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)僅有少數(shù)發(fā)展中國家如印度可以與之相媲美(黃宗智，2010)［3］，根據(jù)本文有關(guān)數(shù)據(jù)估算，截止2012年我國城鎮(zhèn)非正規(guī)經(jīng)濟(jì)占GDP比重已超過1/3，其增長率也遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過經(jīng)濟(jì)增長率。

在當(dāng)前國內(nèi)需求能力難以短期提升的現(xiàn)實(shí)背景下，外部需求仍是支撐我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要動力之一。因此，在開放經(jīng)濟(jì)條件下探討增值稅對國際貿(mào)易的沖擊影響，進(jìn)而探尋非正規(guī)經(jīng)濟(jì)等因素對稅收貿(mào)易影響的調(diào)整作用，促進(jìn)國際貿(mào)易穩(wěn)定發(fā)展提供理論依據(jù)與決策參考。

二、文獻(xiàn)回顧及評述

近年來，匯率與非正規(guī)經(jīng)濟(jì)等已成為理論界探討增值稅相對貿(mào)易中性的兩大重要影響因素，現(xiàn)結(jié)合研究落腳，本文將針對非正規(guī)經(jīng)濟(jì)對稅收貿(mào)易效應(yīng)的影響作用對已有研究進(jìn)行闡述。

非正規(guī)經(jīng)濟(jì)影響理論之爭。Feldstein和Krugman(1990)認(rèn)為增值稅存在稅負(fù)不平均的現(xiàn)象，即不能覆蓋全部社會經(jīng)濟(jì)活動或部門，比如家庭內(nèi)部服務(wù)、教育與衛(wèi)生醫(yī)療等，這些部門的經(jīng)濟(jì)活動都難以征收增值稅。如此稅負(fù)不公平的情況，會導(dǎo)致稀缺的社會資源向非貿(mào)易部門集中，從而損害貿(mào)易部門利益，影響一國進(jìn)出口貿(mào)易［4］。雖然這一點(diǎn)在該文中未詳細(xì)闡述，但也為后來研究增值稅(Keen和Syed，2006)［5］提供了一個思路。Whalley和Piggott(1998)得出結(jié)論，即貧窮家庭會更多依賴非正規(guī)經(jīng)濟(jì)而獲益，富裕家庭則因稅負(fù)增加而受損，從而整個社會福利是降低的。在此基礎(chǔ)上，他們使用加拿大1994年稅收數(shù)據(jù)與稅改之前數(shù)據(jù)校準(zhǔn)進(jìn)理論模型，所得結(jié)果與預(yù)期一致，表明非正規(guī)經(jīng)濟(jì)會大大平抑增值稅所帶來的益處［6］。必須注意的一點(diǎn)是，該文獻(xiàn)是以發(fā)達(dá)國家加拿大為例。Emran和Stiglitz(2005)將研究對象擴(kuò)展到發(fā)展中國家，該文獻(xiàn)分析了三種情況下非正規(guī)經(jīng)濟(jì)對增值稅效應(yīng)的影響，認(rèn)為在具有大量非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中國家應(yīng)該慎用增值稅［7］。

以上所提到的文獻(xiàn)都認(rèn)為地下經(jīng)濟(jì)或影子經(jīng)濟(jì)的存在，會影響增值稅發(fā)揮促進(jìn)作用，對其貿(mào)易中性效應(yīng)產(chǎn)生質(zhì)疑。對此質(zhì)疑，學(xué)者Keen(2008)認(rèn)為雖然非正規(guī)經(jīng)濟(jì)可以逃稅，但同時使得投入要素的已經(jīng)收取的增值稅無法返還，這相當(dāng)于對非正規(guī)經(jīng)濟(jì)(部門)征收了進(jìn)項稅，如果非正規(guī)經(jīng)濟(jì)也使用進(jìn)口產(chǎn)品，在進(jìn)口產(chǎn)品征收進(jìn)口預(yù)提稅的條件下，這一部分稅收也無法得到返還。如果把以上兩因素考慮在內(nèi)，發(fā)展中國家的非正規(guī)經(jīng)濟(jì)對貿(mào)易的不利影響可以通過增值稅配合預(yù)提稅加以克服［8］。Keen和Lockwood(2010)使用25年143個國家面板數(shù)據(jù)，經(jīng)驗分析認(rèn)為:一國采納增值稅能否達(dá)到增加稅收比例的目的取決于一國的具體國情［9］。鄧力平和王智烜(2011)等從經(jīng)驗分析的角度得出采用增值稅配合預(yù)提稅等不同角度經(jīng)驗證明，由于非正式部門因素的作用，從長期看，增值稅對貿(mào)易的扭曲效應(yīng)會逐漸消失，即存在相對貿(mào)易中性效應(yīng)［10］。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要側(cè)重于非正規(guī)經(jīng)濟(jì)對增值稅、邊境稅與其他稅種之間替換產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)的影響研究上，而沒有直接探討非正規(guī)經(jīng)濟(jì)對增值稅貿(mào)易效應(yīng)的調(diào)整作用，尤其在以發(fā)展中國家為樣本去分析非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的作用仍顯得十分薄弱。值得一提的是，鄧力平和王智烜(2011)采用GDP的13.1%固定比率衡量我國非正規(guī)經(jīng)濟(jì)，對我國時間序列數(shù)據(jù)采用最小二乘法進(jìn)行估計;在研究國別數(shù)據(jù)時，則采用農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)占GDP比重的國際通常做法，研究對象僅限于我國以及28個OECD國家［10］。這篇文獻(xiàn)依當(dāng)時條件引入此項指標(biāo)去探討增值稅貿(mào)易效應(yīng)問題具有一定的創(chuàng)先性，也為本文提供了拓展思路，但是以Schneider等(2010)提出GDP的13.1%為衡量指標(biāo)［2］與中國現(xiàn)實(shí)存在脫節(jié)(黃宗智等，2011)［11］。

因此，本文將非正規(guī)經(jīng)濟(jì)以及匯率兩因素作為影響增值稅貿(mào)易效應(yīng)的重要變量，以包括中國在內(nèi)的16個發(fā)展中國家為對象，探討其在開放經(jīng)濟(jì)條件下增值稅“相對貿(mào)易中性”效應(yīng)、非正式經(jīng)濟(jì)存在影響等既有結(jié)論的適用性，據(jù)此為在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下有效發(fā)揮增值稅對國際貿(mào)易促進(jìn)作用提出政策建議。

三、發(fā)展中國家增值稅貿(mào)易中性的一般性估計

(一)面板數(shù)據(jù)VAR模型

1．模型設(shè)定及方法。借鑒Keen和Syed(2006)［5］的研究思路，結(jié)合本文研究目的，對應(yīng)于每一個國家i和時間t，面板VAR基準(zhǔn)模型設(shè)定如下:

其中，Yit是一個基于面板數(shù)據(jù)的5 ×1 維向量Yit=(VATit，CITit，INFEit，REERit，NEXit)T。由于面板VAR模型采用的傳統(tǒng)的克萊斯基(Cholesky)分解，其待分解的內(nèi)生變量前后排序以及方程排序會影響最終結(jié)論。Love和Zicchino(2006)提出按照外生性強(qiáng)弱來排列，外生性越強(qiáng)位置越靠前［12］。基于前文文獻(xiàn)評述可知，Keen和Syed(2006)堅持增值稅具有相對貿(mào)易中性、公司所得稅在短期內(nèi)會劇烈影響一國凈出口貿(mào)易［5］;非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的存在會對國際貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生一定程度的影響，而理論上匯率(REER)相應(yīng)充分調(diào)整會完全平抑稅收貿(mào)易效果。因此，本文面板VAR模型方程中的變量排序為增值稅(VAT)、公司所得稅(CIT)、非正規(guī)經(jīng)濟(jì)(INFE)、匯率(REER)和一國凈出口(NEX)。

對于面板VAR模型而言，考慮到每個國家稅收情況、稅收制度等方面的差異會對其一國凈出口水平產(chǎn)生不同的影響，本文引入個體固定效應(yīng)fi。隨機(jī)變量eit假定服從零期望、協(xié)方差矩陣分布。由于模型存在被解釋變量的滯后項，使得常規(guī)的組內(nèi)均值差分會導(dǎo)致有偏估計，因此采用“Helmert過程”(Arellano和Bover，1995)，即前向均值差分去克服模型的個體固定效應(yīng)［13］，同時對時間虛擬變量dt采用組內(nèi)均值差分法克服時間固定效應(yīng)，進(jìn)而采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行參數(shù)有效估計(Love 和Zicchino，2006)［12］。

2．樣本選擇及數(shù)據(jù)來源?；跀?shù)據(jù)的可獲得性與實(shí)際有效性，本文選取1994－2012年包括我國在內(nèi)的16個發(fā)展中國家為研究對象，分析增值稅變化對出口貿(mào)易的影響。這些發(fā)展中國家包括中國、智利、烏拉圭、委內(nèi)瑞拉、阿根廷、玻利維亞、巴西、哥倫比亞、危地馬拉、洪都拉斯、巴拿馬、秘魯、哥斯達(dá)黎加、多米尼加、薩爾瓦多和巴拉圭。其中凈出口(NEX)數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI子數(shù)據(jù)庫;我國稅收數(shù)據(jù)主要由《中國統(tǒng)計年鑒2013》原始數(shù)據(jù)計算得出，其余15個發(fā)展中國家的稅收數(shù)據(jù)來源于OECD稅收數(shù)據(jù)庫;實(shí)際有效匯率(REER)指標(biāo)從聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫獲取，缺失數(shù)據(jù)以國際清算銀行(BIS)的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行添補(bǔ)。

關(guān)于非正規(guī)經(jīng)濟(jì)(INFE)的規(guī)模測度已受到國內(nèi)外學(xué)者的極大關(guān)注，但由于對非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)涵界定存在分歧，導(dǎo)致其研究結(jié)論與政策建議仍存在很大區(qū)別(李金昌等，2013)［14］。鑒于目前國內(nèi)外討論增值稅的貿(mào)易效應(yīng)或收入效應(yīng)的計量文獻(xiàn)中，主流做法是使用農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)占經(jīng)濟(jì)總量的比重來衡量一國非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的規(guī)模(如Keen和Lockwood，2010;鄧力平和王智烜，2011等［9］［10］)，因此本文在國際比較視野下討論增值稅貿(mào)易效應(yīng)問題時，仍統(tǒng)一采用這一指標(biāo)。該數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI子數(shù)據(jù)庫;在研究中國增值稅相對貿(mào)易中性問題時則借鑒胡鞍鋼和趙黎(2006)做法［15］，具體內(nèi)容后文有詳細(xì)說明。

(二)1994－2012年16個發(fā)展中國家數(shù)據(jù)分析:基于面板VAR模型

1．平穩(wěn)性檢驗與最佳滯后階數(shù)的確定

在進(jìn)行面板VAR進(jìn)行估計①面板VAR模型的分析是非理論性的(Atheoretic)，不能局限于對參數(shù)估計結(jié)果的直觀解釋，本文系統(tǒng)GMM估計結(jié)果本模型回歸結(jié)果顯示，除了變量本身對其滯后一期項的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上是顯著以外，其余參數(shù)估計效果并不顯著。限于篇幅，此處不專門列示，有意者可聯(lián)系作者索取。之前，必須對所有變量進(jìn)行面板單位根檢驗，以保證其平穩(wěn)性。本文主要采用LLC檢驗、IPS檢驗和PP-Fisher檢驗這三種方法對模型所涉五個變量進(jìn)行單位根檢驗。檢驗結(jié)果顯示，部分變量的水平值存在單位根，通過對其一階差分值進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量均為5%的顯著性水平下一階單整序列，滿足平穩(wěn)性前提要求。面板VAR模型的全部特征根均落在單位圓內(nèi)，表明模型結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。關(guān)于最佳滯后階數(shù)的選取，一般選擇AIC、BIC和HQIC值最小的模型，最終確定了最佳滯后期為1期。

2．脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映的是系統(tǒng)內(nèi)不同變量間互動關(guān)系，具體表現(xiàn)為某一變量的一單位沖擊(innovation)對其他變量的影響。我們利用Stata11.0統(tǒng)計軟件，使用蒙特卡羅(Monte Carlo)模擬500次，得到5%－95%兩個標(biāo)準(zhǔn)誤差置信區(qū)間的正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。本模型共有5個變量，也就意味著共有25個變量之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)小圖。基于本文的研究落腳，將重點(diǎn)分析凈出口貿(mào)易對增值稅沖擊的動態(tài)響應(yīng)，具體結(jié)果見圖1。

圖1 出口貿(mào)易對增值稅沖擊的脈沖響應(yīng)對比圖

圖1的脈沖函數(shù)響應(yīng)圖反映出發(fā)展中國家增值稅沖擊對凈出口貿(mào)易的總體效應(yīng)和匯率以及非正規(guī)經(jīng)濟(jì)下條件下的異質(zhì)性特點(diǎn)。我們可以發(fā)現(xiàn):

第一，總體上看，增值稅對凈出口貿(mào)易的沖擊效應(yīng)十分有限。短期看，增值稅對凈出口貿(mào)易存在一定程度的阻礙作用，相應(yīng)產(chǎn)生一定程度的扭曲，如圖1中三種條件下，凈出口貿(mào)易的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線在負(fù)值區(qū)域無限趨近于零值線。但隨著滯后期的增加，零值線開始并持續(xù)位于5%和95%的生置信區(qū)間以內(nèi)，這說明從長期趨勢看，增值稅的變動帶來的沖擊不會對凈出口貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生直接的影響。換言之，發(fā)展中國家也普遍存在增值稅相對貿(mào)易中性效應(yīng)。

第二，凈出口貿(mào)易對增值稅沖擊的累積效應(yīng)存在顯著差異。盡管三種條件下增值稅對凈出口貿(mào)易都具有累積的負(fù)向阻礙作用，但從對比累積效用的絕對值可以看出，匯率與非正規(guī)經(jīng)濟(jì)因素的存在，極大了增強(qiáng)了增值稅收斂速度，進(jìn)而引起總量絕對值產(chǎn)生巨大變化。在匯率(REER)與非正規(guī)經(jīng)濟(jì)(INFE)條件下，增值稅沖擊對凈出口貿(mào)易的累積效應(yīng)最為明顯(－3.76%)，在將匯率(REER)作為控制變量的情形下累積效應(yīng)次之(－3.01%)，僅考慮稅收因素情形下累積效應(yīng)最小(－2.53%)。這可能的原因是，國內(nèi)外無論是理論界還是實(shí)證研究，對開放經(jīng)濟(jì)條件下匯率變動對凈出口貿(mào)易的影響與作用莫衷一是(孫霄翀和宋逢明，2008)［16］。反映在增值稅沖擊效應(yīng)值上，在其滯后二期時出現(xiàn)負(fù)向反彈，影響累積效應(yīng);同時在非正規(guī)經(jīng)濟(jì)作用下，通過擴(kuò)大就業(yè)機(jī)會間接帶動貿(mào)易發(fā)展，兩因素共同作用下引起凈出口貿(mào)易對增值稅累積總量收斂地更為明顯。

第三，凈出口貿(mào)易對增值稅沖擊的效應(yīng)也存在一定差異，即匯率與非正規(guī)經(jīng)濟(jì)加劇了相對貿(mào)易中性效果。如圖1中，各種條件下增值稅對凈出口貿(mào)易的沖擊效應(yīng)均在當(dāng)期就達(dá)到負(fù)向峰值，但沖擊強(qiáng)度卻隨著條件的變化呈現(xiàn)遞增性趨勢，分別為純粹稅收條件下(－1.0736%)，加入?yún)R率因素條件下(－1.1665%)和匯率以及非正規(guī)經(jīng)濟(jì)兩因素下(－1.6192%)。同時，從收斂變化與趨勢看，三種條件下增值稅對凈出口貿(mào)易均在前兩期具有較為顯著的阻礙作用，且都具有逐漸向穩(wěn)態(tài)收斂的態(tài)勢，但平均收斂速度卻不盡相同，加入?yún)R率和非正規(guī)經(jīng)濟(jì)因素后，收斂速度最快，達(dá)34.8%;純粹稅收條件下收斂速度次之，為31.9%;由于匯率對貿(mào)易的影響較為復(fù)雜，導(dǎo)致其趨于穩(wěn)態(tài)的速度最小，為23.9%。

表1 凈出口貿(mào)易貢獻(xiàn)率的方差分解結(jié)果(單位:%)

3．方差分解分析

通過對面板VAR模型的方差分解結(jié)果(如表1)，可以從貢獻(xiàn)率的角度，與脈沖響應(yīng)有關(guān)結(jié)論形成互補(bǔ)。表1結(jié)果顯示，從總體上看增值稅對凈出口貿(mào)易發(fā)展的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)遞減趨勢，這表明從長期來看，增值稅的變動對凈出口貿(mào)易變動的解釋效力在逐步減弱。非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的存在也決定了方差分解效應(yīng)的強(qiáng)度，如在C條件下，增值稅對凈出口貿(mào)易發(fā)展的貢獻(xiàn)率減弱幅度最大，為94.2%;而B條件下，相應(yīng)的貢獻(xiàn)率減弱幅度最小，僅為21.6%。這與上面脈沖響應(yīng)函數(shù)分析所得出的結(jié)論也是一致的。

四、我國增值稅貿(mào)易中性的實(shí)證檢驗

(一)多維變量時間序列數(shù)據(jù)VAR模型

1．模型設(shè)定。對于時間t的多維VAR(P)模型:

其中 Yt是一個基于時間序列數(shù)據(jù)的4 × 1 維向量:Yt=(VATt，INFEt，REERt，NEXt)T，Γt為回歸系數(shù)，et為向量白噪聲過程，其余相關(guān)變量、界定及排序要求等內(nèi)容同上。特別注意的一點(diǎn)的是，關(guān)于我國非正規(guī)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的測度。對非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的測度前文已有所提及，鑒于相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，本文擬借鑒胡鞍鋼和趙黎(2006)提出的方法［15］去衡量我國城鎮(zhèn)非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際規(guī)模①正如前文所述，對非正規(guī)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的測算還存在不一致，但胡鞍鋼等(2006)［15］這篇文獻(xiàn)在知網(wǎng)上的引用次數(shù)為143次，足見學(xué)術(shù)界對其算法的認(rèn)同。盡管該文的測度方式僅以城鎮(zhèn)就業(yè)為統(tǒng)計口徑存在一定缺陷，但就現(xiàn)有稅貿(mào)文獻(xiàn)研究進(jìn)展看，此種方法的采用能夠更加貼近實(shí)際的研究非正規(guī)經(jīng)濟(jì)在稅收相對貿(mào)易中性效應(yīng)中的影響程度，畢竟是更為直接地具體測算了非正規(guī)經(jīng)濟(jì)規(guī)模。。其中1990－2004年我國城鎮(zhèn)非正規(guī)經(jīng)濟(jì)占比數(shù)據(jù)直接由該文獲取，其余年份則根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2013》，借鑒其所提出來的方法另行測算補(bǔ)充②由于在胡鞍鋼等(2006)［15］只是簡單提及算法，并未詳細(xì)說明。本文在此基礎(chǔ)上摸索出計算細(xì)則，用此方法算出數(shù)據(jù)與該文1990－2004年數(shù)據(jù)比對，兩者結(jié)果一致。限于篇幅未能詳細(xì)說明，有興趣者可向作者索取。。

2．關(guān)于本部分VAR系統(tǒng)的時間序列長度，主要有以下兩點(diǎn)需要特別說明。其一，相比于VAR系統(tǒng)的時間序列長度要求25年存在一定距離，但受限于數(shù)據(jù)的可得性，目前只能選取23年即1990－2012年。本文一個重要的控制變量就是非正規(guī)經(jīng)濟(jì)，從前面論述可知，本部分對這一變量的衡量方法取自胡鞍鋼和趙黎(2006)［15］，該方法需要使用全國就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)，而目前1990年之前該數(shù)據(jù)僅有1985和1989兩年，故連續(xù)時間序列起始時間只能定為1990年，而最新的統(tǒng)計年鑒即《中國統(tǒng)計年鑒2014》缺乏非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)，故終止時期選擇為2012年;其二，本部分主要使用VEC模型下的脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解，在保證系統(tǒng)穩(wěn)定性的前提下，可以在一定程度上彌補(bǔ)了時間序列長度不足的缺陷。

(二)1990－2012年我國時間序列數(shù)據(jù)分析

1．平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗

在建立VAR和VEC模型前，先對所涉四個變量時間序列運(yùn)用ADF進(jìn)行單位根檢驗，以避免出現(xiàn)偽回歸。檢驗結(jié)果表明示，在5%的顯著性水平下，NEX、VAT、INFE和REER都是一階單整序列，因此在時間序列下可以對其進(jìn)行協(xié)整分析，采用VEC模型下的脈沖響應(yīng)與方差分解進(jìn)行分析。對單位根檢驗可知，所有特征根基本落在單位圓內(nèi)，則其結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則、HQ信息準(zhǔn)則、LR似然比統(tǒng)計量和PPE最終誤差準(zhǔn)則，確定最大滯后期數(shù)為3期。運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗可知，在5%的顯著性水平四變量之間存在一組協(xié)整關(guān)系，說明在長期中變量之間存在長期穩(wěn)定的相互關(guān)系，排除偽回歸的可能。

2．脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解分析限于篇幅，Granger因果檢驗、關(guān)于VEC模型殘差的自相關(guān)、正態(tài)性以及穩(wěn)健性等結(jié)果均未列示。協(xié)整分析表明，凈出口貿(mào)易與增值稅之間存在相互影響關(guān)系，但它們之間是否是因果關(guān)系，需要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗。檢驗發(fā)現(xiàn)，在滯后3期的條件下，增值稅是出口貿(mào)易的Granger原因，但出口貿(mào)易卻不是增值稅的Granger原因。通過考察VEC模型的正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)(見圖2所示)，結(jié)合方差分解分析(相應(yīng)地如圖3)，全面動態(tài)地反映增值稅與凈出口貿(mào)易之間的互動關(guān)系。

圖2 NEX對VAT正交脈沖的響應(yīng)圖

圖3 NEX對VAT的預(yù)測方差分解圖

由圖2可知，盡管將匯率以及非正規(guī)經(jīng)濟(jì)兩因素考慮在內(nèi)，但是從長期看，增值稅對凈出口貿(mào)易不存在貿(mào)易中性效應(yīng)。從來自增值稅1%的正交化沖擊開始，凈出口貿(mào)在前4期沿著零值線正負(fù)震蕩，且從第5期開始，始終處于負(fù)值區(qū)域，最終穩(wěn)定均衡于響應(yīng)值為－0.25%左右。這表明凈出口貿(mào)易(NEX)對增指稅的沖擊的響應(yīng)并未收斂于零值線，即增值稅與凈出口貿(mào)易存在直接關(guān)系，即增值稅阻礙我國凈出口貿(mào)易的發(fā)展。

由圖3可知，增值稅對凈出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率不斷提高，由第2期的0.78%增加到第10期的20.2%，到第30期達(dá)到25.9%，這表明長期內(nèi)增值稅變動對凈出口貿(mào)易變動的解釋效力逐步提高。這也呼應(yīng)了凈出口貿(mào)易對增值稅的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖并未顯示出向零值線顯著收斂的趨勢。

五、結(jié)論及政策建議

本文采用一個能兼顧主流研究與拓展性思路的分析框架，在將匯率和非正規(guī)經(jīng)濟(jì)等現(xiàn)實(shí)因素納入研究范圍的基礎(chǔ)上，借助VAR模型實(shí)證考察增值稅的貿(mào)易效應(yīng)問題，得出以下兩點(diǎn)結(jié)論:首先，在國際化宏觀視角下:(1)發(fā)展中國家增值稅對凈出口貿(mào)易不存在持久的阻礙作用，即相對貿(mào)易中性效應(yīng)的結(jié)論成立。這也從國際貿(mào)易的角度解釋了在經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程不斷深入的條件下，雖然增值稅的效應(yīng)問題仍富有爭議，但其卻迅速在全球擴(kuò)展使用的現(xiàn)象;(2)非正規(guī)經(jīng)濟(jì)也是增值稅相對貿(mào)易中性作用的關(guān)鍵因素之一。加入?yún)R率和非正規(guī)經(jīng)濟(jì)因素后，凈出口貿(mào)易脈沖響應(yīng)函數(shù)收斂于零值線趨勢速度最快，達(dá)34.8%;增值稅對凈出口貿(mào)易發(fā)展的貢獻(xiàn)率減弱幅度也最大，為94.2%。另外，匯率制度只能在一定程度起到平抑增值稅的貿(mào)易效應(yīng)的作用，這也與現(xiàn)實(shí)和既有理論相一致。事實(shí)上大多數(shù)發(fā)展中國家出于維護(hù)本國幣值穩(wěn)定及經(jīng)濟(jì)安全等目的，都實(shí)行的是有條件的匯率放開制度。

其次，增值稅相對貿(mào)易中性效應(yīng)在我國并不顯著。作為發(fā)展中大國，我國早在1984年就試行增值稅制度，考慮到我國特殊國情，增值稅與對凈出口貿(mào)易的發(fā)展存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，增值稅實(shí)現(xiàn)相對貿(mào)易中性尚需條件。從理論上分析，在增值稅制度下，非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的存在阻礙了凈出口貿(mào)易的發(fā)展。不管是采用農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模占比還是經(jīng)濟(jì)實(shí)力等指標(biāo)去衡量，我國的非正規(guī)經(jīng)濟(jì)規(guī)模無疑都是最大的，相應(yīng)地其對凈出口貿(mào)易的阻礙作用也最大。加之，我國出口退稅制度仍在發(fā)展和完善中，增值稅在一定條件下也變相發(fā)揮出口關(guān)稅功能。

為了促進(jìn)社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的建立，1994年分稅制改革創(chuàng)建了我國財稅體制的基本框架。隨著國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的巨大變化，我國財稅體制面臨一系列新的挑戰(zhàn):人口老齡化、環(huán)境資源約束、中等收入陷阱等。從國際貿(mào)易與對外開放的視角看，財稅制度的改革與實(shí)施也必須被更加開放地放置在國際環(huán)境下，有必要進(jìn)一步統(tǒng)籌國內(nèi)國外兩個大局。從本文既有結(jié)論出發(fā)，對開放經(jīng)濟(jì)條件下，我國有效發(fā)揮增值稅對國際貿(mào)易促進(jìn)作用提出如下政策建議:

其一，理順增值稅相對貿(mào)易中性的運(yùn)行機(jī)制。在稅收中性與稅收調(diào)控對立統(tǒng)一的關(guān)系下，兩者矛盾的地方可能會對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)面影響(鄧子基和鄧力平，1995)［17］。一方面，面對變化的國內(nèi)外經(jīng)貿(mào)形勢，制定適宜的增值稅制度，以幫助與促進(jìn)不同情況下進(jìn)出口企業(yè)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與發(fā)展;配合“營改增”政策的實(shí)施與增值稅擴(kuò)容的漸進(jìn)推廣，增強(qiáng)增值稅稅收監(jiān)管水平，切實(shí)減輕外貿(mào)企業(yè)負(fù)擔(dān)。另一方面，防范與提高應(yīng)對涉稅貿(mào)易摩擦水平。目前我國圍繞境內(nèi)稅發(fā)生的貿(mào)易摩擦主要是以增值稅為代表的間接稅，其相關(guān)貿(mào)易摩擦也都是以我國失敗而告終(程風(fēng)雨，2014)［18］。盡管我國已完成生產(chǎn)性增值稅向消費(fèi)型增值稅的全面轉(zhuǎn)型，這在一定程度上會減少貿(mào)易摩擦的風(fēng)險，但隨著增值稅在更多行業(yè)的推廣，尤其是服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域，在國際經(jīng)貿(mào)日趨激烈的競爭環(huán)境下，發(fā)達(dá)國家勢必會找出更多理由挑起摩擦或爭端，以達(dá)到維護(hù)自身經(jīng)濟(jì)利益的目的。

其二，協(xié)調(diào)好非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的良性發(fā)展與增值稅貿(mào)易中性之間的平衡問題。避免因忽略其對貿(mào)易發(fā)展的不利影響而過度追求非正規(guī)化經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張，尋求建立與國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相協(xié)調(diào)的、高質(zhì)量的現(xiàn)代增值稅制度，促進(jìn)兩者和諧良性發(fā)展。

最后，合理利用匯率工具的調(diào)配凈出口功能。本文的研究結(jié)論顯示，發(fā)展中國家匯率制度，會在一定程度上抵消或平抑稅收對出口的阻礙作用。人民幣小幅度升值或貶值有利于出口增長，如果變化幅度過大將會阻礙出口(張伯偉和田朔，2014)［19］。當(dāng)前，我國金融市場開放度進(jìn)一步提高，人民幣面臨各種升值壓力，此時發(fā)揮財稅工具對國際貿(mào)易的正向外溢作用需要考慮更多因素。

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