營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的改革后驗(yàn)效應(yīng)研究

李濤 劉丹丹

摘 要：作為一項(xiàng)重要的稅收制度變革，營改增的政策影響需要從動(dòng)態(tài)、長期的視角予以考察?；诟母锴昂蟮氖〖壝姘鍞?shù)據(jù)，以宏觀稅負(fù)為中介載體，研究營改增對經(jīng)濟(jì)增長的影響后果與機(jī)理。首先，采用雙重差分（DID）評估營改增的凈政策效應(yīng)；其次，采用GMM方法探究營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)效應(yīng)；最后，運(yùn)用非線性回歸進(jìn)一步考察營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，營改增在短期內(nèi)增加經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)擔(dān)；第二，宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長存在非線性關(guān)系，我國目前較高的宏觀稅負(fù)顯著抑制經(jīng)濟(jì)增長；第三，營改增政策長期內(nèi)對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長具有穩(wěn)定的正向調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞：營改增；宏觀稅負(fù)；經(jīng)濟(jì)增長；結(jié)構(gòu)性減稅

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

一、引言與文獻(xiàn)回顧

在市場經(jīng)濟(jì)制度下，稅制變革通過影響經(jīng)濟(jì)主體行為的自由邊界與產(chǎn)權(quán)收益邊界，作用于社會(huì)經(jīng)濟(jì)體系。稅制變革改變了市場中企業(yè)主體的行為自由與個(gè)體決策，重構(gòu)了經(jīng)濟(jì)資源與經(jīng)濟(jì)利益的分配秩序，影響市場經(jīng)濟(jì)制度的運(yùn)行效率。征稅為政府部門監(jiān)督執(zhí)法、保護(hù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)提供充足物質(zhì)基礎(chǔ)，使得市場經(jīng)濟(jì)效率得到進(jìn)一步優(yōu)化。由于稅收制度變遷對市場主體行為選擇的復(fù)合影響是長期的，稅制改革的政策評估需要一個(gè)較長的時(shí)間窗口。

宏觀稅負(fù)是稅收政策體系設(shè)計(jì)的核心，與經(jīng)濟(jì)增長具有深刻的內(nèi)在聯(lián)系，因而成為國家進(jìn)行宏觀調(diào)控的重要手段。宏觀稅負(fù)來源于國民收入的再分配，是一個(gè)國家或地區(qū)納稅人稅收負(fù)擔(dān)輕重的綜合指標(biāo)，反映了財(cái)政控制權(quán)與財(cái)政職能的分配關(guān)系。換言之，宏觀稅負(fù)代表了政府對市場經(jīng)濟(jì)的攫取與干預(yù)程度。稅收為政府履行公共服務(wù)職能提供物質(zhì)基礎(chǔ)，干預(yù)市場形成合理的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)揮稅收的經(jīng)濟(jì)杠桿作用。國外學(xué)者的大量研究表明，減稅是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的有效途徑[1]。凱恩斯學(xué)派提出了穩(wěn)定器理論，認(rèn)為由于稅收對總產(chǎn)出具有負(fù)的乘數(shù)效應(yīng)，如果大幅度減稅并推行財(cái)政赤字，則可以有效刺激社會(huì)總需求。供給學(xué)派強(qiáng)調(diào)，稅收政策通過作用于生產(chǎn)要素來調(diào)節(jié)供求關(guān)系，高邊際稅率會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)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(fù)通過降低生產(chǎn)成本、減輕就業(yè)壓力而提高企業(yè)投資規(guī)模、進(jìn)出口量和人均產(chǎn)出水平使資源得到有效利用，從而增加國民消費(fèi)水平。內(nèi)生增長理論將宏觀稅負(fù)視為長期經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生變量，政府需通過低稅負(fù)的稅收政策來刺激內(nèi)生因素以獲取經(jīng)濟(jì)效益。國內(nèi)研究與國外相關(guān)理論的結(jié)論是基本一致的，主流研究發(fā)現(xiàn)，一是宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系[3-4]，二是宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長存在“倒U型”的非線性關(guān)系，如果宏觀稅負(fù)偏離了最優(yōu)點(diǎn)，過高或者過低，都將制約經(jīng)濟(jì)增長[5]。

營改增是我國繼1994年分稅制改革、2009年增值稅轉(zhuǎn)型改革后又一次重大稅制改革。它對于新常態(tài)下社會(huì)經(jīng)濟(jì)體系的穩(wěn)定與升級具有重要而深遠(yuǎn)的意義。營改增必將通過微觀主體行為的復(fù)雜影響，沿著價(jià)值創(chuàng)造的抵扣鏈條，穿越異質(zhì)性企業(yè)、行業(yè)間與地區(qū)間，傳導(dǎo)至地區(qū)的宏觀稅負(fù)。營改增改變了中國的稅種結(jié)構(gòu)與稅率結(jié)構(gòu)，更加強(qiáng)化了中國以間接稅與流轉(zhuǎn)稅為主的雙主體結(jié)構(gòu)。首先，增值稅取代營業(yè)稅，使得營業(yè)稅退出中國稅制，從而改變了中國的稅種結(jié)構(gòu)。其次，增值稅的抵扣特性以及實(shí)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(jié)構(gòu)。以地區(qū)宏觀稅負(fù)為營改增稅制改革的載體，并以此作為傳導(dǎo)中樞，使得稅制改革發(fā)揮對經(jīng)濟(jì)增長的杠桿調(diào)節(jié)作用。有學(xué)者已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，營改增對市場經(jīng)濟(jì)下微觀主體的行為決策產(chǎn)生了廣泛的影響，諸如企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)、投資行為、融資行為、創(chuàng)新行為、生產(chǎn)經(jīng)營等[6-10]。也有少數(shù)學(xué)者將視角擴(kuò)大至中觀層面，關(guān)注到營改增對地方政府財(cái)政收入的短期效應(yīng)[11-15]。

綜上所述，由于改革試點(diǎn)行業(yè)與試點(diǎn)地區(qū)的異質(zhì)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(yè)稅負(fù)的“此消彼長”現(xiàn)象?？梢?，從微觀的、局部的視角，難以準(zhǔn)確反映營改增改革的全局影響。在技術(shù)層面，相關(guān)研究對于營改增效應(yīng)的考察也不全面。比如常規(guī)面板回歸盡管考慮了地區(qū)異質(zhì)性，但無助于內(nèi)生性問題的解決。并且傳統(tǒng)線性假設(shè)往往簡化了改革對核心變量的復(fù)雜影響，具有很強(qiáng)的局限性。

本文著眼于全局的視野，選擇以宏觀稅負(fù)為稅制變革的中介載體，研究營改增對經(jīng)濟(jì)增長的影響后果與機(jī)理。從以下三個(gè)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(xiàn)。首先，基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的漸進(jìn)式改革特征，采用雙重差分（DID）評估營改增的凈政策效應(yīng)，并考察改革對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)節(jié)效應(yīng)。其次，鑒于經(jīng)濟(jì)增長的慣性特征與內(nèi)生性問題，采用GMM方法探究營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。最后，運(yùn)用門檻模型進(jìn)一步考察非線性關(guān)系，更全面地刻畫營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的復(fù)雜機(jī)理。

二、宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的歷史演進(jìn)

宏觀稅負(fù)反映了國民經(jīng)濟(jì)的平均稅率，衡量了一個(gè)國家或地區(qū)的總稅收負(fù)擔(dān)。由于我國稅收統(tǒng)計(jì)方法不規(guī)范，目前有大、中、小三個(gè)宏觀稅負(fù)的統(tǒng)計(jì)口徑：宏觀稅負(fù)小口徑指標(biāo)為稅收收入占GDP的比重；中口徑為財(cái)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(shí)行積極的財(cái)政政策，經(jīng)濟(jì)增長與稅收收入總體上都呈現(xiàn)出高速增長的態(tài)勢，甚至一度出現(xiàn)財(cái)政收入反超GDP的倒掛現(xiàn)象。一個(gè)重要原因諸如政府性基金收入、罰沒收入、行政事業(yè)性收入等非稅收收入缺乏規(guī)范性管理。由于中央與地方分權(quán)不平衡，宏觀稅負(fù)超負(fù)荷增長，使得地方政府對經(jīng)濟(jì)增長由“援助之手”變?yōu)椤皵z取之手”。

伴隨營改增政策的全面推進(jìn)，我國各地區(qū)的宏觀稅負(fù)水平發(fā)生了明顯變化。對此圖1給出了我國宏觀稅負(fù)在營改增改革前后的核密度估計(jì)。一是我國宏觀稅負(fù)處于不平穩(wěn)增長趨勢。由三個(gè)不同口徑宏觀稅負(fù)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(fù)變化相似，都具有兩個(gè)波峰，但小口徑比中口徑曲線更陡，說明中小口徑計(jì)算方法差別不大，且它們的增長速度極不平穩(wěn)；大口徑的趨勢則比較平坦，因?yàn)榇罂趶胶暧^稅負(fù)中的政府收入具有復(fù)雜性和不規(guī)范性，以致其各年份不能持續(xù)增長。二是宏觀稅負(fù)對營改增政策的實(shí)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(jìn)行核密度分析，如圖1b、1c?？傮w上來看，首先兩圖波形較陡，說明各地區(qū)宏觀稅負(fù)增長速度都不平穩(wěn)，但都保持增長趨勢；其次，我國宏觀稅負(fù)的核密度曲線呈現(xiàn)出不斷向右偏移的態(tài)勢，2008—2013年表現(xiàn)得尤為突出，這意味著此間結(jié)構(gòu)性減稅政策的實(shí)施對我國宏觀稅負(fù)影響較大。隨著時(shí)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(fù)受政策影響的變化趨勢更明顯。

三、營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的DID效應(yīng)

我國各省份經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、風(fēng)俗習(xí)慣、人口素質(zhì)、環(huán)境資源等具較強(qiáng)異質(zhì)性，這些非觀測因素將對各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同影響。并且對每個(gè)地區(qū)而言，可能本來營改增之前經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，用單一地區(qū)固定效應(yīng)模型就不能體現(xiàn)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長是否政策帶來的影響。為了校正這種異質(zhì)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(yùn)用雙向固定的雙重差分模型（DID）來估算營改增對經(jīng)濟(jì)增長的政策影響。

（一）模型設(shè)計(jì)

由于營改增采取先試點(diǎn)后推廣的漸進(jìn)式改革模式，可以視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然改革實(shí)驗(yàn)，較為適合采用連續(xù)時(shí)間雙重差分模型（DID）進(jìn)行估計(jì)。構(gòu)建如下雙向固定效應(yīng)模型：

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

我們把實(shí)施了試點(diǎn)政策的地區(qū)稱之為處理組（Treated Group），把未曾實(shí)施試點(diǎn)的地區(qū)稱之為對照組（Comparison Group）。據(jù)此，可以通過對比判別營改增的政策干預(yù)是否對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了顯著性影響。所謂對比包括兩個(gè)維度，一是處理組地區(qū)與對照組地區(qū)之間的對比，二是營改增試點(diǎn)實(shí)施之前與實(shí)施之后的對比。Time的系數(shù)？茁1表示改革前后對照組的平均差異。以剔除每一次試點(diǎn)政策出臺(tái)前后，諸如宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)以及公司行為等其他因素的影響。

模型以經(jīng)濟(jì)增長率jjzzit作為因變量。Time表示營改增時(shí)間維度的啞變量，當(dāng)某地區(qū)的時(shí)間啞變量time處在改革前時(shí)取值為0；否則取值為1。Treat表示改革試點(diǎn)啞變量，當(dāng)某地區(qū)實(shí)施了營改增試點(diǎn)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(diǎn)所關(guān)注的是雙重差分項(xiàng)treatit×timeit的系數(shù)？茁2，該系數(shù)表示在進(jìn)行了兩維度對比之后，營改增改革對經(jīng)濟(jì)增長的政策凈效應(yīng)。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(dòng)增長率（ndzz）、投資增長率（tzzz）、對外開放度（kfd）。ui表示個(gè)體效應(yīng)，？著it表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，下標(biāo)i代表地區(qū)，t代表時(shí)間。①本文所有變量的含義如表1所示。

（二）估計(jì)結(jié)果分析

根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果我們采用固定效應(yīng)模型對方程進(jìn)行估計(jì)。為保證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性避免偽回歸問題，在模型回歸之前進(jìn)行了單位根及協(xié)整檢驗(yàn)，所有變量均為一階平穩(wěn)序列且在1%的顯著性水平下至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。隨后，對固定效應(yīng)模型進(jìn)行了異方差和序列相關(guān)檢驗(yàn)，均在1%顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，說明各觀測值在截面和時(shí)間序列上都具有較好的代表性。

觀察基準(zhǔn)回歸模型1a回歸結(jié)果（表2）發(fā)現(xiàn)，變量hgsf的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)性水平下顯著為負(fù)，說明宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為抑制作用，地區(qū)稅收的增長一定程度上是以犧牲經(jīng)濟(jì)主體的收益為代價(jià)的。為避免遺漏變量所產(chǎn)生的誤差，在模型2a進(jìn)一步納入資本存量等控制變量之后，宏觀稅負(fù)仍然與經(jīng)濟(jì)增長保持負(fù)相關(guān)關(guān)系，模型的可決系數(shù)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(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)time×treat的系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著營改增的試點(diǎn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)受到了負(fù)面影響。從理論上來講，營改增是一項(xiàng)減稅的政策。無論是對于銷售貨物、委托加工與進(jìn)口貨物等原有增值稅納稅人，還是從服務(wù)業(yè)等新增納稅人，都具有減少重復(fù)征稅的利好。外購商品與服務(wù)中已經(jīng)包含的流轉(zhuǎn)稅被納入進(jìn)項(xiàng)允許抵扣，從而有利于節(jié)約成本，提高盈利水平。尤其是在技術(shù)咨詢、廣告宣傳、金融、技術(shù)研發(fā)等行業(yè)改征增值稅，有利于減少企業(yè)在技術(shù)服務(wù)、研發(fā)投入等方面的成本，推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新，增加經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力與活力。根據(jù)本文的評估，營改增的短期實(shí)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(kuò)大，抵扣鏈條不完善，可抵扣項(xiàng)目不足導(dǎo)致企業(yè)稅負(fù)出現(xiàn)不減反增的現(xiàn)象，針對上海市營改增試點(diǎn)的一項(xiàng)調(diào)研表明，反映改革后稅負(fù)有所增加的企業(yè)占到了35.7%[17]。消除重復(fù)征稅，完善增值稅抵扣鏈條的政策紅利的釋放是一個(gè)逐步的過程。

進(jìn)一步觀察營改增對宏觀稅負(fù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。4a模型中交互項(xiàng)time×treat×hgsf的系數(shù)顯著為正，這說明盡管營改增在短期內(nèi)增加了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)擔(dān)，但營改增政策卻對宏觀稅負(fù)發(fā)揮了正向的邊際作用，降低了宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響。這說明，營改增對經(jīng)濟(jì)增長并沒有直接促進(jìn)作用其對經(jīng)濟(jì)的優(yōu)化作用，是通過宏觀稅負(fù)為中介間接作用于經(jīng)濟(jì)增長。

四、營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

上節(jié)運(yùn)用連續(xù)時(shí)間DID模型評估了凈政策效應(yīng)，并憑借固定效應(yīng)控制了地區(qū)之間的異質(zhì)性偏差。但經(jīng)濟(jì)增長是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，它不僅與當(dāng)前因素相關(guān)，并且與過去因素也相關(guān)。這意味著前述DID模型可能因?yàn)閯?dòng)態(tài)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)而導(dǎo)致產(chǎn)生內(nèi)生性問題。如果運(yùn)用傳統(tǒng)的最小二乘法、工具變量法和極大似然法等進(jìn)行模型估計(jì)，很容易導(dǎo)致產(chǎn)生參數(shù)估計(jì)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(nèi)生性問題，我們選擇運(yùn)用廣義矩估計(jì)方法（GMM）進(jìn)行估計(jì)。該方法同時(shí)有利于減少面板數(shù)據(jù)的異方差與序列相關(guān)問題對估計(jì)結(jié)果的負(fù)面影響。本節(jié)利用GMM方法進(jìn)一步考察營改增、宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

（一）模型設(shè)計(jì)

我們構(gòu)建如下形式的動(dòng)態(tài)效應(yīng)面板模型：

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

（二）估計(jì)結(jié)果分析

為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，運(yùn)用LLC檢驗(yàn)方法進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。表3檢驗(yàn)結(jié)果表明zbcl、tzzz和kfd是零階單整I（0）的平穩(wěn)變量。對非平穩(wěn)變量jjzz和hgsf的一階差分之后，再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)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(dǎo)致偽回歸問題，本文采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，并采用Sargan檢驗(yàn)來檢驗(yàn)參數(shù)的合理性，結(jié)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(shè)：hgsf、zbcl、tzzz、rlzb、kfd在模型2b和3b中分別設(shè)定為內(nèi)生變量和外生變量。對于營改增啞變量與經(jīng)濟(jì)增長率的滯后項(xiàng)，分別設(shè)定為嚴(yán)格的外生變量和前定變量。

表4中由Arellano-Bond AR（1）和AR（2）檢驗(yàn)表明各模型設(shè)定總體上較合理。模型3b的結(jié)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(yán)格的外生變量；依據(jù)模型2b可知，營改增和宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長影響的估算結(jié)果相當(dāng)穩(wěn)健。三個(gè)模型總體上與固定效應(yīng)模型（1）下的檢驗(yàn)結(jié)果保持一致：由于當(dāng)前我國總體稅負(fù)過重，宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步，在模型2b、3b中加入宏觀稅負(fù)與營改增啞變量交互項(xiàng)這一解釋變量后，其回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正。這意味著，改革試點(diǎn)推行以來，雖然短期內(nèi)宏觀稅負(fù)仍然與經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但稅制改革的積極作用已經(jīng)有所顯現(xiàn)：營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)相關(guān)關(guān)系，發(fā)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(yè)主體的行為與決策難以在短期內(nèi)調(diào)整適應(yīng)到位。企業(yè)行為自由規(guī)范與市場邊界的重新形成，經(jīng)濟(jì)資源與經(jīng)濟(jì)利益的分配秩序的重構(gòu)也都需要一定的反應(yīng)時(shí)間。從長期來看，隨著營改增的逐步深化與實(shí)施，增值稅抵扣鏈條的逐步完善，增值稅稅收中性效應(yīng)的逐步顯現(xiàn)，宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的匹配關(guān)系將進(jìn)一步得到優(yōu)化，市場經(jīng)濟(jì)制度的運(yùn)行效率將得到進(jìn)一步提升，最終對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮積極的促進(jìn)作用。

五、營改增對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)

參考既有文獻(xiàn)的研究結(jié)果，宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長之間可能并非是簡單的線性關(guān)系。為了探究營改增背景下不同宏觀稅負(fù)水平對經(jīng)濟(jì)增長可能存在的異質(zhì)性影響，本節(jié)采用Hansen（2000）的PTR模型進(jìn)行門檻效應(yīng)的估計(jì)。傳統(tǒng)門檻方法無法推出門檻值的置信區(qū)間，PTR模型不僅根據(jù)近分布理論推導(dǎo)出置信區(qū)間，而且能夠在不給定非線性方程的情況下由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生估計(jì)門檻值，從而可以更好地考察營改增背景下宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)。

（一）模型設(shè)計(jì)

我們構(gòu)建如下形式的面板門檻效應(yīng)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(jīng)濟(jì)增長率、宏觀稅負(fù)、營改增啞變量、營改增與宏觀稅負(fù)交互項(xiàng)、資本存量、投資增長率以及經(jīng)濟(jì)開放度等。I為指標(biāo)函數(shù)；Dsit為受門檻變量影響的解釋變量，本節(jié)主要研究不同門檻下營改增、宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，即Dsit為宏觀稅負(fù)hgsf；q代表模型設(shè)置門檻變量；γ為單個(gè)門檻值。

首先，采用似然比進(jìn)行檢驗(yàn)，以判斷宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長是否存在門檻效應(yīng)，由此確 定模型是否可行。將門檻存在與否及個(gè)數(shù)的假設(shè)條件進(jìn)行如下設(shè)定：原假設(shè)1為不存在門檻效應(yīng)，原假設(shè)2為不存在兩個(gè)門檻值，原假設(shè)3為不存在三個(gè)門檻值。如果拒絕原假設(shè)1，說明至少存在一個(gè)門檻值；則需要進(jìn)一步對原假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)，若接受說明只有一個(gè)門檻值，否則至少存在兩個(gè)門檻值。其次，設(shè)置200個(gè)網(wǎng)格搜尋點(diǎn)，設(shè)置200個(gè)網(wǎng)格搜尋點(diǎn)根據(jù)Bootstrap法自舉抽樣500次對模型的門檻值進(jìn)行搜尋與估算。此外，使用Winsorize方法對各變量進(jìn)行5%的縮尾處理，以減少異常值對方程估計(jì)結(jié)果的影響。

通過似然比檢驗(yàn)結(jié)果（表5）驗(yàn)證了模型門檻效應(yīng)的可行性。其中，投資增長率、經(jīng)濟(jì)開放度具有單一門檻，宏觀稅負(fù)具有雙重門檻效應(yīng)。因此，我們設(shè)計(jì)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(fù)存在雙重門檻值，可以將樣本分為三段進(jìn)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(yīng)估計(jì)

我們進(jìn)一步做了不同變量的門檻回歸分析，結(jié)果見表6。可以發(fā)現(xiàn)，門檻模型的擬合優(yōu)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(fù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。當(dāng)宏觀稅負(fù)、投資增長率以及經(jīng)濟(jì)開放度處于不同的門檻區(qū)間時(shí)，宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)的影響系數(shù)有所不同，這表明營改增視角下的宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長確實(shí)存在非線性關(guān)系。以門檻值劃分區(qū)間的分段函數(shù)關(guān)系更深刻地解釋了營改增、宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在邏輯。

當(dāng)宏觀稅負(fù)為門檻值變量時(shí)，模型存在雙門檻值效應(yīng)，并在10%的統(tǒng)計(jì)意義上是顯著的。當(dāng)變量hgsf小于等于第一個(gè)門檻值0.008 0時(shí)，宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為抑制作用。但隨著宏觀稅負(fù)的提高，這種抑制作用的力度逐漸趨向于減弱。當(dāng)變量hgsf處于第一個(gè)門檻值0.008 0與第二個(gè)門檻值0.009 4之間時(shí)，宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長的作用轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的促進(jìn)作用，但不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。但當(dāng)變量hgsf的值位于0.009 4之上時(shí)，宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長又轉(zhuǎn)變?yōu)橐种谱饔?。此結(jié)果印證了主流學(xué)者關(guān)于中國宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長存在“倒U型”關(guān)系的觀點(diǎn)。宏觀稅負(fù)的高低在一定程度上代表了政府所占有的社會(huì)剩余產(chǎn)品比率的大小，即代表了其調(diào)控財(cái)力的強(qiáng)弱。當(dāng)某地區(qū)宏觀稅負(fù)較低時(shí)，說明其通過差別征稅優(yōu)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(cái)政收支平衡、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)等，因而制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但若稅負(fù)過高，稅收增長一部分是以犧牲經(jīng)濟(jì)主體的收益為代價(jià)的，由經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中的替代效應(yīng)可知，過重的稅收會(huì)侵蝕資本，縮減納稅人的投資規(guī)模，投資可能會(huì)因此減少會(huì)被轉(zhuǎn)向境外，由此國民經(jīng)濟(jì)的健康增長受阻。從β值由負(fù)到正再到負(fù)這一變化過程，宏觀稅負(fù)過低過高都不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，它存在一個(gè)最優(yōu)值，只有在合理的稅負(fù)水平下，經(jīng)濟(jì)效益才能達(dá)到最大化。

除了以宏觀稅負(fù)作為門檻變量之外，我們還嘗試了將投資增長率與經(jīng)濟(jì)開放度分別設(shè)置為模型的門檻變量。當(dāng)投資增長率為門檻變量時(shí)，模型具有單門檻效應(yīng)。當(dāng)投資增長率tzzz處于門檻值0.369 5之下或之上時(shí)，宏觀稅負(fù)分別與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系表現(xiàn)為正相關(guān)與負(fù)相關(guān)，也就是說不同投資增長水平下，宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)制是不同的。當(dāng)經(jīng)濟(jì)開放度作為門檻變量時(shí)，模型具有單門檻效應(yīng)。雖然宏觀稅負(fù)在不同門檻值水平都抑制經(jīng)濟(jì)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(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的干預(yù)作用。在上述分別以宏觀稅負(fù)、投資增長率、經(jīng)濟(jì)開放度為門檻變量的三個(gè)模型中，雖然宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出不同的機(jī)制，但營改增政策的干預(yù)作用卻始終是穩(wěn)定的。也即，營改增政策始終對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系表現(xiàn)出正向的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長是抑制作用時(shí)，營改增政策的實(shí)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(guān)系的方向發(fā)展。當(dāng)宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長是促進(jìn)作用時(shí)，營改增政策的實(shí)施令這種促進(jìn)作用更進(jìn)一步加強(qiáng)?？傊?，由于營改增政策的實(shí)施，優(yōu)化了宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的作用機(jī)制。

六、結(jié)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(zhuǎn)型改革后又一次重大稅制改革。它對于新常態(tài)下社會(huì)經(jīng)濟(jì)體系的穩(wěn)定與升級具有重要而深遠(yuǎn)的意義。本文著眼于全局的視野，選擇以宏觀稅負(fù)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(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的DID效應(yīng)、動(dòng)態(tài)效應(yīng)以及門檻效應(yīng)，力圖深入揭示營改增政策的影響后果與作用機(jī)理。本文研究結(jié)論與啟示如下。

第一，營改增在短期內(nèi)增加了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)擔(dān)。消除重復(fù)征稅，完善增值稅抵扣鏈條的政策紅利的釋放是一個(gè)逐步的過程。另一方面，營改增降低了宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響。長期來看，營改增政策的實(shí)施有利于抑制宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)作用，實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)性減稅，有利于經(jīng)濟(jì)增長。

第二，宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長存在非線性關(guān)系，我國目前較高的宏觀稅負(fù)顯著抑制了經(jīng)濟(jì)增長。宏觀稅負(fù)過高過低都會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長，因此我們應(yīng)該降低當(dāng)前稅收負(fù)擔(dān)，尋求使經(jīng)濟(jì)效益最大化的最優(yōu)稅負(fù)。

第三，營改增政策長期內(nèi)對宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長具有穩(wěn)定的正向調(diào)節(jié)作用。無論宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)怎樣的非線性機(jī)制，營改增政策對宏觀稅負(fù)發(fā)揮了正向的邊際作用，降低了宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響，且這種正向的干預(yù)作用是穩(wěn)定的。當(dāng)宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長是抑制作用時(shí)，營改增政策的實(shí)施令這種抑制作用以一定速度衰減，逐漸向良性關(guān)系的方向發(fā)展。當(dāng)宏觀稅負(fù)對經(jīng)濟(jì)增長是促進(jìn)作用時(shí)，營改增更強(qiáng)化了這種促進(jìn)作用。總之，由于營改增政策的實(shí)施，優(yōu)化了宏觀稅負(fù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的作用機(jī)制。

注釋：

①本文資本存量數(shù)據(jù)是根據(jù)單豪杰（2008）估計(jì)的分省物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)（1952年價(jià)格）調(diào)整得到的。先將以1952年為基期的定基價(jià)格指數(shù)換算成1994年為基期的定基價(jià)格指數(shù)，然后計(jì)算得到以1994年為基期的物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)。

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責(zé)任編輯：高鐘庭