增值稅轉(zhuǎn)型、成本加成率分布與資源配置效率

康茂楠，毛凱林，劉燦雷

（1. 天津財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222；2. 山西財經(jīng)大學(xué) 財政金融學(xué)院，山西 太原 030006；3. 對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)研究院，北京 100029）

一、引 言

作為積極財政政策的重要組成部分，減稅是一國實(shí)施宏觀調(diào)控的有力手段，我國政府也一直將降低企業(yè)稅負(fù)作為調(diào)結(jié)構(gòu)、促增長的主要內(nèi)容。2018年3月，政府工作報告指出將繼續(xù)大力減稅減費(fèi)，激發(fā)市場活力。①數(shù)據(jù)來源：http://www.gov.cn/zhuanti/2018lh/2018zfgzbg/zfgzbg.htm。2018年4月，國務(wù)院再次出臺了七項(xiàng)減稅措施，預(yù)計全年企業(yè)稅負(fù)將減輕600多億元。②數(shù)據(jù)來源：http://www.gov.cn/guowuyuan/cwhy/20180425c08/?？梢?，政府對企業(yè)稅負(fù)減免問題高度重視，以期通過“減稅降費(fèi)”來降低企業(yè)成本，為企業(yè)轉(zhuǎn)型升級創(chuàng)造良好的外部條件。不可否認(rèn)的是，增值稅由生產(chǎn)型向消費(fèi)型的轉(zhuǎn)型，在降低企業(yè)稅負(fù)上起到了至關(guān)重要的作用，然而，僅從降低稅收負(fù)擔(dān)角度考慮增值稅轉(zhuǎn)型的意義還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，從更深層次來看，減稅還有“平整市場競爭賽地，提高資源配置效率”的作用，減稅的要義在于提升資源配置效率（呂冰洋，2016）。

近年來，經(jīng)濟(jì)界學(xué)者們更多開始關(guān)注企業(yè)間資源配置效率在一國整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性，認(rèn)為國家整體效率一方面來自于微觀企業(yè)自身的生產(chǎn)效率水平，另一方面還取決于企業(yè)間的資源配置效率（Hsieh和 Klenow，2009；聶輝華和賈瑞雪，2011）。Hsieh和 Klenow（2009）更是指出中國制造業(yè)內(nèi)存在著較為嚴(yán)重的資源錯配現(xiàn)象，若企業(yè)間的資源配置效率能將資源配備給高生產(chǎn)率企業(yè)，我國整體的生產(chǎn)效率將提高30%?50%。可見，中國制造業(yè)資源配置問題不容忽視。那么，增值稅轉(zhuǎn)型是否會對制造業(yè)資源配置效率產(chǎn)生影響，進(jìn)而作用于中國經(jīng)濟(jì)增長呢？顯然，增值稅轉(zhuǎn)型帶來的稅負(fù)減免會通過降低企業(yè)生產(chǎn)成本和改變企業(yè)產(chǎn)品市場定價而參與到企業(yè)間的資源配置過程。即使企業(yè)生產(chǎn)成本不變，減稅也會通過改變企業(yè)市場定價行為而對整體經(jīng)濟(jì)的資源配置效率產(chǎn)生影響。因此，產(chǎn)品價格是考察增值稅轉(zhuǎn)型與資源配置效率關(guān)系不可忽略的一個關(guān)鍵因素，而將產(chǎn)品價格和成本要素納入到統(tǒng)一的分析框架中也尤為重要。與本文研究較為相近的有：蔣為（2016）指出，有效增值稅稅率差異是造成我國制造業(yè)資源錯配的重要因素，但其僅從生產(chǎn)率分布的角度考量，忽視了價格因素的重要性；劉啟仁和黃建忠（2018）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)間稅負(fù)差異引起了行業(yè)內(nèi)成本加成率離散程度的擴(kuò)大，進(jìn)而扭曲了資源配置效率。

本文將企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和產(chǎn)品定價能力納入統(tǒng)一的指標(biāo)體系中，首次從成本加成率分布視角，考察了增值稅轉(zhuǎn)型對中國制造業(yè)資源配置效率的影響。對這一問題的探討，為定量評估稅收工具的政策效果，提高宏觀調(diào)控措施的精準(zhǔn)度，以及利用稅收政策促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了有益借鑒。本文邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個方面：第一，盡管已有學(xué)者就增值稅稅率與企業(yè)間資源配置的關(guān)系作了初步探討，但鮮有研究從增值稅轉(zhuǎn)型出發(fā)考察企業(yè)稅負(fù)減免對資源配置效率的影響，本文豐富了增值稅經(jīng)濟(jì)效應(yīng)評估的文獻(xiàn)。并且，我們將2004年增值稅試點(diǎn)轉(zhuǎn)型視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，將其看作外生的政策沖擊，能夠有效克服潛在的內(nèi)生性問題，確保研究結(jié)論的有效性和可靠性。第二，增值稅轉(zhuǎn)型帶來企業(yè)稅負(fù)的下降，不僅會改變企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)條件，也會通過改變企業(yè)間價格分布而影響制造業(yè)加成率分布以及資源配置效率。本文將企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和產(chǎn)品定價能力納入統(tǒng)一的指標(biāo)體系中，從成本加成率分布視角，綜合考察了增值稅轉(zhuǎn)型對我國制造業(yè)企業(yè)間資源配置效率的影響，為研究減稅的資源配置效應(yīng)及其對宏觀經(jīng)濟(jì)的作用提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第三，研究結(jié)果表明，增值稅轉(zhuǎn)型有效降低了中國制造業(yè)企業(yè)成本加成率的離散程度，改善了行業(yè)資源配置效率，更多地降低了高成本加成企業(yè)的成本加成率，且能通過價格和邊際成本渠道對縮小企業(yè)間成本加成率差距產(chǎn)生顯著影響，這為分析當(dāng)前我國增值稅及相應(yīng)稅制改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供了實(shí)證基礎(chǔ)。

二、理論分析與研究假設(shè)

成本加成率是產(chǎn)品價格與邊際成本的比值，反映了企業(yè)產(chǎn)品定價對邊際成本的偏離。在完全競爭的市場結(jié)構(gòu)下，企業(yè)按照邊際成本定價，此時產(chǎn)品價格等于生產(chǎn)的邊際成本，企業(yè)間成本加成率一致，資源配置效率達(dá)到最優(yōu)。然而，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中不完全競爭是常態(tài)，壟斷價格的制定內(nèi)生地導(dǎo)致了異質(zhì)性成本加成。Lerner（1934）指出，與一般均衡密切相關(guān)的不是個別壟斷程度的總和，而是它們的偏差。因此，資源配置效率并非行業(yè)內(nèi)企業(yè)加成率的簡單加總，而是取決于企業(yè)間加成率的相對差異。也就是說，成本加成率的分布情況決定了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的資源配置效率。理論上，加成率相對較高的企業(yè)通常擁有一定的壟斷優(yōu)勢，往往會利用較少的要素進(jìn)行生產(chǎn)，要素資源使用規(guī)模低于最優(yōu)水平，而加成率相對較低的企業(yè)的要素使用規(guī)模則大于其最優(yōu)狀態(tài)，只有當(dāng)生產(chǎn)同一種產(chǎn)品的企業(yè)的加成率完全相同時，才能實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置效率（Peters，2011；Holmes等，2014）?？梢姡髽I(yè)間加成率離散度的降低正是資源配置效率提高的體現(xiàn)。

總體上，就增值稅轉(zhuǎn)型對成本加成率分布的影響機(jī)制來看，既然企業(yè)間成本加成分布趨于集中能夠體現(xiàn)資源配置效率的改善，那么，縮小高成本加成與低成本加成企業(yè)之間的差距，就可以有效降低成本加成分布的離散程度，進(jìn)而改善資源配置效率（Peters，2011；Holmes等，2014）。

具體地，從成本加成率分布的構(gòu)成來看，增值稅轉(zhuǎn)型能通過企業(yè)間成本分布和價格分布而對企業(yè)成本加成率分布產(chǎn)生影響。在成本分布上，增值稅帶來的稅收減免顯著激發(fā)了企業(yè)投資意愿，尤其是生產(chǎn)經(jīng)營性固定資產(chǎn)投資，進(jìn)而提高了行業(yè)內(nèi)企業(yè)的資本勞動比和平均生產(chǎn)率水平（聶輝華等，2009；Cai和 Harrison，2011；Wang，2013；申廣軍等，2016；許偉和陳斌開，2016；Zhang等，2018），而整體企業(yè)效率的提升勢必會加劇市場競爭程度，通過淘汰低效率企業(yè)，縮小了企業(yè)間生產(chǎn)率分布，進(jìn)而降低了成本加成率的離散程度。并且，消費(fèi)型增值稅的實(shí)行，直接減輕了企業(yè)稅負(fù)，提高了企業(yè)預(yù)期的盈利水平，從而激發(fā)了企業(yè)從事研發(fā)創(chuàng)新活動的積極性，為企業(yè)長期發(fā)展與效率提升奠定了基礎(chǔ)。在價格分布上，一方面，消費(fèi)型增值稅的最大優(yōu)點(diǎn)在于其稅收中性，可以避免重復(fù)計征稅款，這在很大程度上規(guī)避了由稅收帶來的價格扭曲（申廣軍等，2016），縮小了產(chǎn)品間價格差異，有助于資源配置效率的提升；另一方面，企業(yè)整體生產(chǎn)率水平的提高激化了行業(yè)內(nèi)競爭，加劇了同類產(chǎn)品間市場競爭程度，削弱了企業(yè)價格定價勢力，促使產(chǎn)品價格趨同，降低了企業(yè)間產(chǎn)品的價格離散程度，進(jìn)而可從整體上改善行業(yè)資源配置效率?？梢姡鲋刀愞D(zhuǎn)型正是通過企業(yè)間成本分布與價格分布的調(diào)整作用于行業(yè)資源配置的過程。依據(jù)上述文獻(xiàn)梳理與理論機(jī)制分析，本文待檢驗(yàn)命題如下：

假說1：增值稅轉(zhuǎn)型顯著降低了成本加成分布的離散程度，改善了制造業(yè)的資源配置效率。

假說2：增值稅轉(zhuǎn)型會更多促使高成本加成企業(yè)降低成本加成率，并通過價格和邊際成本渠道顯著縮小企業(yè)間成本加成率差距。

三、政策背景、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）政策背景。增值稅轉(zhuǎn)型是我國稅制改革中最為重要的一個環(huán)節(jié)。自1994年分稅制改革以來，增值稅逐漸成為我國第一大稅種，但值得注意的是，我國一直實(shí)行著生產(chǎn)型增值稅，在該稅制下，企業(yè)購進(jìn)固定資產(chǎn)所含的進(jìn)項(xiàng)稅額不予抵扣，這就存在著重復(fù)計征稅款的問題，加重了企業(yè)研發(fā)儀器和設(shè)備購置成本，抑制了企業(yè)設(shè)備更新與技術(shù)改造的積極性，進(jìn)而阻礙了基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展（申廣軍等，2018）。因此，盡快實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)型增值稅向消費(fèi)型增值稅轉(zhuǎn)型就顯得尤為迫切。2004年，財政部和國家稅務(wù)總局發(fā)布了《東北地區(qū)擴(kuò)大增值稅抵扣范圍若干問題的規(guī)定》，準(zhǔn)許東北三省的裝備制造業(yè)、石油化工業(yè)、冶金業(yè)、船舶制造業(yè)、汽車制造業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)等行業(yè)的一般納稅人企業(yè)在繳納增值稅時，可在進(jìn)項(xiàng)稅中抵扣購買固定資產(chǎn)需繳納的稅額，這一政策被稱為增值稅試點(diǎn)轉(zhuǎn)型。①增值稅抵扣具體行業(yè)范圍不予贅述，備索。此后，2007年，增值稅轉(zhuǎn)型擴(kuò)大覆蓋面，推廣到山西、河南、安徽、江西、湖北和湖南等中部6省26個老工業(yè)基地城市，2008年進(jìn)一步惠及內(nèi)蒙古東部地區(qū)及汶川地震受災(zāi)區(qū)，試點(diǎn)行業(yè)與東北三省行業(yè)基本一致。2009年1月1日，增值稅轉(zhuǎn)型進(jìn)行最后一次“擴(kuò)圍”，在全國范圍內(nèi)覆蓋所有行業(yè)。增值稅從試點(diǎn)轉(zhuǎn)型到覆蓋全國所有行業(yè)，其影響不僅僅局限于企業(yè)投資、就業(yè)、生產(chǎn)效率與創(chuàng)新能力方面，本文在既有研究的基礎(chǔ)上，以2004年增值稅轉(zhuǎn)型為例，考察了增值稅轉(zhuǎn)型對企業(yè)間成本加成率分布的影響，及其在中國制造業(yè)資源配置的重要作用。

（二）計量模型設(shè)定。增值稅轉(zhuǎn)型對我國企業(yè)間成本加成率分布產(chǎn)生了何種影響，進(jìn)而對我國制造業(yè)整體資源配置效率產(chǎn)生影響呢？對于這一問題，本文從增值稅試點(diǎn)轉(zhuǎn)型政策出發(fā)，將2004年針對東北三省六大行業(yè)進(jìn)行的增值稅調(diào)整視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法予以探討。借鑒 Cai和 Harrison（2011）、Liu 和 Lu（2015）及 Zhang 等（2018）的做法，構(gòu)建雙重差分模型如下：

其中，下標(biāo)j表示國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)的4分位行業(yè)，p表示中國省級行政區(qū)域，t表示年份。αjp為行業(yè)-省份交叉固定效應(yīng)，用來控制行業(yè)與省份層面不隨時間變化的其他因素；λt為年份固定效應(yīng)，用來控制時間維度的宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊；εjpt表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

1. 變量與指標(biāo)。交叉項(xiàng)VATjp×Postt為本文的核心解釋變量。其中，VATjp為東北三省實(shí)施增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)的行業(yè)。與聶輝華等（2009）、Liu和Lu（2015）做法一致，本文設(shè)定當(dāng)樣本行業(yè)處于東北地區(qū)且實(shí)施增值稅轉(zhuǎn)型政策時，取值為1，否則為0。Postt為年份虛擬變量，在政策實(shí)施（2004 年）之前，Postt取值為 0，當(dāng)年及之后 Postt取值為 1。

被解釋變量為Theiljpt，表示企業(yè)間成本加成分布。本文依照De Loecker和Warzynski（2012）的方法對企業(yè)成本加成率進(jìn)行估算，并同Lu和Yu（2015）、蔣為（2016）及劉竹青和盛丹（2017）的做法一致，采用泰爾指數(shù)度量加成率的分布情況。①De Loecker和Warzynski（2012）及Edmond等（2015）均給出了企業(yè)成本加成率的詳細(xì)估計過程，限于篇幅，本文不再詳細(xì)說明。具體計算公式如下：

Theiljpt表示t時期p省份j行業(yè)成本加成率分布的泰爾指數(shù)，該值越小，表明企業(yè)間成本加成率的差異越小，分布越集中，資源配置效率越高，反之，分布越離散，資源配置效率越低；njpt表示t時期p省份j行業(yè)中的企業(yè)數(shù)目；yijpt表示t時期p省份j行業(yè)中企業(yè)i的成本加成率表示p省份j行業(yè)的平均成本加成率。

Controls為其他控制變量：沉沒成本（Ln fixed_cost），省份各行業(yè)內(nèi)資本存量與增加值比值的自然對數(shù)；企業(yè)數(shù)目（Ln fnumber），省份各行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)目的對數(shù)值；出口比重（Ln exp），省份各行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口總額與銷售總額的比值；赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI4），以銷售額為基礎(chǔ)構(gòu)建赫芬達(dá)爾指數(shù)來度量省份-行業(yè)層面市場集中度；市場化指數(shù)（Market_index）來自樊綱等（2011）《中國市場化指數(shù)》。變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

此外，為控制潛在的異方差和序列相關(guān)問題，本文借鑒Bertrand等（2004）的研究，將標(biāo)準(zhǔn)差在行業(yè)-省份層面進(jìn)行聚類調(diào)整。

2. 平行趨勢檢驗(yàn)。雙重差分方法需要滿足平行趨勢假設(shè)。也就是說，在增值稅試點(diǎn)轉(zhuǎn)型的2004年之前，處理組與對照組的成本加成率分布應(yīng)該具有相同的發(fā)展趨勢。圖1刻畫了這一演變趨勢，其中，我們將歷年成本加成率分布均減去基期值（1999年），以排除不可觀測的時間效應(yīng)。從圖1可以看到，在增值稅轉(zhuǎn)型（2004年）之前，處理組和對照組加成率分布的趨勢基本是一致的，表明本文處理組與對照組滿足雙重差分法的平行趨勢假設(shè)。并且，整體來看，相較于對照組，處理組加成率分布在2004年之后呈現(xiàn)出顯著的下降趨勢，初步表明增值稅轉(zhuǎn)型降低了試點(diǎn)行業(yè)的成本加成率分布，進(jìn)而改善了資源配置效率。

圖1 處理組和對照組加成率分布的演變趨勢

（三）數(shù)據(jù)說明。本文使用的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)來自1998?2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫收集匯編了全部國有企業(yè)以及年銷售額在500萬元以上非國有企業(yè)的詳細(xì)信息，如企業(yè)所處地區(qū)、所在行業(yè)、成立時間、中間品投入、增加值、總銷售額、固定資產(chǎn)和雇員人數(shù)等。在使用該數(shù)據(jù)庫之前，我們通過以下步驟進(jìn)行處理：借鑒Brandt等（2012），重新構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，生成新的企業(yè)識別代碼；借鑒Brandt等（2012），采用永續(xù)盤存法估算企業(yè)實(shí)際資本存量，并刪除員工人數(shù)少于8人的企業(yè)樣本；借鑒Cai等（2009）和Feenstra等（2014）對樣本進(jìn)行篩選甄別，刪除企業(yè)總資產(chǎn)、凈固定資產(chǎn)、銷售額、工業(yè)總產(chǎn)值等經(jīng)營指標(biāo)中任一項(xiàng)為缺失值、負(fù)值或者零值的樣本，刪除流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)以及企業(yè)識別代碼缺失的樣本；借鑒Brandt等（2012），依據(jù)2003年實(shí)施的新行業(yè)分類代碼對企業(yè)數(shù)據(jù)重新調(diào)整，實(shí)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)一；使用2004年經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)中的工業(yè)總產(chǎn)值來填補(bǔ)樣本數(shù)據(jù)庫中2004年工業(yè)總產(chǎn)值的缺失。

四、實(shí)證分析

（一）基本回歸結(jié)果。本文以2004年在東北三省六大行業(yè)實(shí)施的增值稅調(diào)整作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法就增值稅轉(zhuǎn)型對制造業(yè)成本加成率分布的影響進(jìn)行實(shí)證分析?；谟嬃磕Ｐ停?）的回歸結(jié)果如表2所示。其中，第（1）列僅將成本加成率分布（Theil）與增值稅轉(zhuǎn)型政策（VAT×Post）進(jìn)行回歸，在（2）至（4）列中，我們依次加入控制變量。由表 2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，核心解釋變量（VAT×Post）的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，表明增值稅轉(zhuǎn)型對成本加成率分布的離散程度起到了顯著的降低作用，進(jìn)而改善了中國制造業(yè)資源配置效率。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1. 安慰劑檢驗(yàn)。雙重差分法的一個重要假設(shè)前提是，在政策調(diào)整（2004年）之前，處理組與對照組應(yīng)具有一致的演變趨勢。為對此進(jìn)行驗(yàn)證，我們借鑒Topalova（2010）進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體地，將樣本數(shù)據(jù)設(shè)定在增值稅轉(zhuǎn)型政策調(diào)整之前（1998?2003年），分別假設(shè)增值稅轉(zhuǎn)型政策的調(diào)整發(fā)生在2000年、2001年、2002年及2003年，并再次進(jìn)行回歸分析。若成本加成率分布的下降確實(shí)是由2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策的調(diào)整帶來的，那么在虛設(shè)增值稅轉(zhuǎn)型年份的回歸結(jié)果中，VAT×Post的估計系數(shù)應(yīng)該是不顯著的。具體的回歸結(jié)果詳見表3第（1）至（4）列，為確?；貧w結(jié)果的可靠性，我們將回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了Bootstrap（500次）調(diào)整。

表3 安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

從表3第（1）至（4）列可以看出，VAT×Post的估計系數(shù)不顯著，基于政策調(diào)整年份的安慰劑檢驗(yàn)表明，2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策確實(shí)帶來了成本加成率分布的下降，資源配置效率得到了提高，本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

在識別受政策影響的樣本時，本文將東北地區(qū)受到政策影響的行業(yè)視為處理組，將不受政策影響的其他省份的這些行業(yè)視為對照組。其中，處理組為東北地區(qū)的六大行業(yè)共1 045個樣本，對照組為其他省份的六大行業(yè)共9 050個。在此通過更改處理組和對照組的樣本選取，再次檢驗(yàn)研究結(jié)論。具體地，我們隨機(jī)挑選1 045個樣本作為處理組，其他9 050個樣本作為對照組予以回歸。若增值稅轉(zhuǎn)型確實(shí)帶來了東北地區(qū)受該政策影響的行業(yè)成本加成率分布的下降，那么，基于隨機(jī)抽樣的安慰劑檢驗(yàn)中，處理組和對照組的成本加成率分布應(yīng)該不存在明顯差異。表3第（5）列匯報了虛設(shè)處理組樣本的回歸結(jié)果，可以看到，VAT×Post的估計系數(shù)確實(shí)不顯著，基于虛設(shè)省份-行業(yè)的回歸結(jié)果再次驗(yàn)證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

2. 成本加成率分布的再度量。在成本加成率分布的度量方面，本文借鑒Lu和Yu（2015）、劉竹青和盛丹（2017），主要采用企業(yè)成本加成率的泰爾指數(shù)進(jìn)行衡量。出于穩(wěn)健性考慮，本文借鑒Lu和Yu（2015），以變異系數(shù)和相對平均偏差測算的成本加成分布再次進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)表4第（1）、（2）列的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)VAT×Post的估計系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明更改成本加成分布的測算方法并不會影響估計結(jié)果。同時，我們也借鑒Hsieh和Klenow（2009）、聶輝華和賈瑞雪（2011），使用95?05分位數(shù)差和90?10分位數(shù)差來衡量成本加成率的離散程度，再次進(jìn)行指標(biāo)再度量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？梢钥吹剑诒?第（3）、（4）列中VAT×Post的估計系數(shù)仍顯著為負(fù)，成本加成率分布的不同測度并不會影響研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 成本加成率分布的再度量

續(xù)表4 成本加成率分布的再度量

3. 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們將就可能影響本文研究結(jié)論的其他潛在問題給予穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第一，本文樣本中存在著頻繁的企業(yè)進(jìn)入與退出行為，為控制企業(yè)的進(jìn)入退出對基本結(jié)論的干擾，我們將樣本限定為持續(xù)存在的企業(yè)，再次度量成本加成率分布并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)表5第（1）列的回歸結(jié)果可知，增值稅轉(zhuǎn)型調(diào)整的估計系數(shù)仍顯著為負(fù)，增值稅轉(zhuǎn)型對持續(xù)存在企業(yè)的資源配置同樣起到了顯著的改善作用。

第二，外資企業(yè)往往具有較高的生產(chǎn)效率，且效率較高的企業(yè)更具成本優(yōu)勢并收取更高的價格加成（Bernard等，2003），因而會擴(kuò)大制造業(yè)成本加成率分布。鑒于此，我們剔除外資企業(yè)樣本，由表5第（2）列的結(jié)果可知，增值稅轉(zhuǎn)型政策的系數(shù)仍顯著為負(fù)，且這一負(fù)向效應(yīng)對于內(nèi)資企業(yè)顯著存在。

第三，本文樣本區(qū)間為1998?2007年，然而，在2007年我國將增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)擴(kuò)大到中部六省26個老工業(yè)基地城市，這會使得26個中部城市在2004?2006年位于對照組樣本中，在2007年轉(zhuǎn)而位于處理組中，由此可能造成實(shí)證回歸識別不清的問題。為此，分別從以下兩方面排除2007年增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)擴(kuò)容的影響效應(yīng)：一是刪除26個中部試點(diǎn)城市樣本，以排除樣本期內(nèi)增值稅擴(kuò)容對回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，由表5第（3）列可知，VAT×Post的估計系數(shù)仍顯著為負(fù)；二是剔除2007年樣本，以排除2007年擴(kuò)容政策可能帶來的估計偏誤，表5第（4）列顯示，VAT×Post的估計系數(shù)顯著為負(fù)，再次表明增值稅轉(zhuǎn)型的資源配置效應(yīng)并未因2007年的擴(kuò)容而受到影響。

第四，在DID設(shè)定中，將東北地區(qū)受到政策影響的行業(yè)視為處理組，將不受政策影響的其他省份的這些行業(yè)視為對照組。參考Liu和Lu（2015）及蔣為（2016）的研究，重新設(shè)定對照組，將不受政策影響的其他省份行業(yè)和東北地區(qū)不受政策影響的其他行業(yè)（即全國非東北六大行業(yè)）界定為對照組。表5第（5）列顯示VAT×Post的系數(shù)仍顯著為負(fù)。此外，借鑒劉怡等（2017）將對照組設(shè)定為未受政策影響的中部地區(qū)的六大行業(yè)，進(jìn)而從對照組的再設(shè)定上繼續(xù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。這樣選取對照組的原因在于，中部地區(qū)在工業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上與東北地區(qū)較為相似，可在一定程度克服組別間的系統(tǒng)性差異。由表5第（6）列的結(jié)果可知，VAT×Post的系數(shù)顯著為負(fù)，研究結(jié)論穩(wěn)健。

第五，雙重差分法要求政策滿足外生性假定，即在政策實(shí)施之前，樣本內(nèi)個體不能形成一定程度的有效預(yù)期，否則將會干擾對政策實(shí)際實(shí)施效果的評估。比如，若處理組企業(yè)在政策實(shí)施前對政策調(diào)整產(chǎn)生預(yù)期，會推遲固定資產(chǎn)投資至政策實(shí)施之后（2004年后），如不對此進(jìn)行控制將會高估政策實(shí)際效應(yīng)。鑒于此，我們加入增值稅轉(zhuǎn)型的調(diào)整（VAT）與2003年（即政策調(diào)整前一年）的交叉項(xiàng)（VAT×Post03），以控制預(yù)期效應(yīng)可能帶來的估計偏差，結(jié)果見表5第（7）列。VAT×Post03的系數(shù)并不顯著且近乎為零，說明預(yù)期效應(yīng)不存在，同時在考慮了預(yù)期效應(yīng)情況下，VAT×Post的系數(shù)仍顯著為負(fù)。

第六，在1998?2007年樣本期間內(nèi)，我國還經(jīng)歷了其他一些政策改革與沖擊，如2001年加入WTO，隨之帶來了各行業(yè)關(guān)稅的大幅下降（Lu和Yu，2015）；與此同時，我國在2002年放松了外資企業(yè)的準(zhǔn)入管制（Lu等，2017），外商直接投資規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大；2003年旨在推進(jìn)和完善國企管理模式的國資委成立，提高了國有企業(yè)的改制成效，促進(jìn)了國有企業(yè)績效的提升（盛丹和劉燦雷，2016）。為控制這一時期貿(mào)易政策、外資政策以及國企改革對估計結(jié)果的干擾，在回歸中進(jìn)一步加入行業(yè)平均關(guān)稅水平、外資企業(yè)數(shù)目以及國有企業(yè)份額進(jìn)行驗(yàn)證。由表5第（8）列的回歸結(jié)果可知，在控制了其他政策沖擊的影響之后，本文的研究結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、拓展分析

本部分我們繼續(xù)對增值稅轉(zhuǎn)型如何降低了成本加成率分布以及其影響機(jī)制、渠道和異質(zhì)性效應(yīng)進(jìn)行拓展分析。

（一）基于成本加成率分布的分位點(diǎn)回歸。既然企業(yè)間成本加成分布趨于集中，能夠體現(xiàn)出資源配置效率的改善，那么，縮小高成本加成與低成本加成企業(yè)之間的差距，就可以有效降低成本加成分布的離散程度。由前文可知，2004年增值稅轉(zhuǎn)型確實(shí)降低了制造業(yè)成本加成率分布，也就是說，增值稅試點(diǎn)轉(zhuǎn)型降低了制造業(yè)內(nèi)高成本加成企業(yè)與低成本加成企業(yè)間的差距。那么，增值稅轉(zhuǎn)型主要是降低了高分位點(diǎn)企業(yè)的成本加成率，還是提高了低分位點(diǎn)企業(yè)的成本加成率呢？為對此進(jìn)行考察，本部分將從成本加成率分布的10分位點(diǎn)、25分位點(diǎn)、50分位點(diǎn)、75分位點(diǎn)、90分位點(diǎn)以及均值處，分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果參見表6。

表6 成本加成率分布的分位點(diǎn)回歸

表6中，VAT×Post的系數(shù)在各分位點(diǎn)以及均值處均顯著為負(fù)，表明增值稅轉(zhuǎn)型確實(shí)顯著降低了制造業(yè)成本加成率分布。進(jìn)一步地，從系數(shù)大小來看，隨著分位點(diǎn)的升高，系數(shù)的絕對值也逐漸變大，表明增值稅轉(zhuǎn)型更多地促使了高成本加成率企業(yè)成本加成的降低，進(jìn)而降低了制造業(yè)整體成本加成率差距，提高了資源配置效率。

（二）影響機(jī)制分析。企業(yè)的成本加成率用p/mc來表示，因此，增值稅轉(zhuǎn)型對成本加成率分布的影響主要來自兩個方面：一是產(chǎn)品價格變化，二是生產(chǎn)成本變化。本文與Holmes等（2014）以及Lu和Yu（2015）一致，將成本加成率分布的變動視作價格分布與邊際成本分布共同變動的結(jié)果，通過分別考察增值稅轉(zhuǎn)型對價格分布和成本分布的影響，檢驗(yàn)了其對成本加成率分布產(chǎn)生作用的機(jī)制途徑。具體地，借鑒既有研究，我們采用全要素生產(chǎn)率作為企業(yè)邊際生產(chǎn)成本的代理指標(biāo)（De Loecker和 Warzynski，2012；Lu 和 Yu，2015），考察增值稅轉(zhuǎn)型對企業(yè)生產(chǎn)率分布（泰爾指數(shù)）的影響，識別出減稅帶來的邊際成本分布效應(yīng)，即式（3）；接著，將生產(chǎn)率分布（泰爾指數(shù)）加入增值稅轉(zhuǎn)型與成本加成率分布的計量方程中再次回歸，估計出控制邊際成本分布效應(yīng)后增值稅轉(zhuǎn)型的系數(shù)，進(jìn)而識別出減稅的價格分布效應(yīng)，即式（4）。全要素生產(chǎn)率采用OP方法（Olley和Pakes，1996）和 LP 方法（Levinsohn 和 Petrin，2003）測算所得。具體回歸模型設(shè)定如下：

其中，tfp_theil表示p省份j行業(yè)在t時期生產(chǎn)率分布的泰爾指數(shù)，取值越小，企業(yè)間生產(chǎn)率差異越小，分布越均勻，反之，分布越離散。其他變量含義同計量方程（1）。

表 7列示了機(jī)制分析的回歸結(jié)果，第（1）、（2）列中全要素生產(chǎn)率采用 OP 方法測算，（3）、（4）列中全要素生產(chǎn)率采用LP方法測算?？梢钥吹?，增值稅轉(zhuǎn)型顯著降低了生產(chǎn)率分布的離散程度，這也從生產(chǎn)率分布的角度證實(shí)了增值稅轉(zhuǎn)型對資源配置效率的積極效應(yīng)。（2）和（4）列在控制了生產(chǎn)率分布效應(yīng)后，增值稅轉(zhuǎn)型的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明價格分布效應(yīng)也是顯著存在的。由此可知，增值稅轉(zhuǎn)型確實(shí)通過價格分布效應(yīng)和邊際成本分布效應(yīng)降低了我國制造業(yè)成本加成率分布。

表7 機(jī)制分析的估計結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析。改革開放后，我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了快速增長，但東北老工業(yè)基地的發(fā)展卻暴露出一系列問題，所有制結(jié)構(gòu)單一、國有經(jīng)濟(jì)份額偏高、市場活力不足的弊端日益顯現(xiàn)，企業(yè)生產(chǎn)設(shè)備落后、技術(shù)水平低下及轉(zhuǎn)型調(diào)整緩慢的現(xiàn)象逐步凸顯。因此，為適應(yīng)市場化經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)首先在東北地區(qū)展開，以期能加快設(shè)備更新，激發(fā)市場活力，進(jìn)而促進(jìn)老工業(yè)基地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。并且，我國不同行業(yè)在國有經(jīng)濟(jì)比重、資本密集度上存在著較大差別，稅收減免的投資激勵效應(yīng)也同樣會因企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)構(gòu)成的不同而產(chǎn)生明顯差異（Djankov等，2010），對此進(jìn)行分析，將有助于我們深入考察增值稅轉(zhuǎn)型的異質(zhì)性影響。鑒于此，我們從行業(yè)國有資本份額、資本密集度和技術(shù)水平方面，分樣本考察增值稅轉(zhuǎn)型對不同行業(yè)的異質(zhì)性影響，回歸結(jié)果見表8。

表8 區(qū)分行業(yè)異質(zhì)性的回歸結(jié)果

第（1）、（2）列以行業(yè)內(nèi)國企市場份額的中位數(shù)為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將行業(yè)劃分為高國有資本份額行業(yè)與低國有資本行業(yè)，并分別進(jìn)行回歸。可以看到，在高國有份額的行業(yè)內(nèi)，VAT×Post的系數(shù)顯著為負(fù)，而在低國有份額的行業(yè)內(nèi)則不然，表明增值稅轉(zhuǎn)型對國有資本較高行業(yè)的成本加成率分布產(chǎn)生了顯著降低的作用，有助于提高高國有資本份額行業(yè)的資源配置效率。

第（3）、（4）列以行業(yè)內(nèi)資本勞動比的中位數(shù)為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將行業(yè)劃分為資本密集型行業(yè)與勞動密集型行業(yè)（蔣為，2016）?？梢钥吹?，增值稅轉(zhuǎn)型顯著降低了勞動密集型行業(yè)的成本加成率分布，而對于資本密集型行業(yè)的影響并不顯著。正如聶輝華等（2009）、Cai和Harrison（2011）所指出的，增值稅轉(zhuǎn)型減少了企業(yè)雇傭勞動力數(shù)量，因此這一政策調(diào)整對于勞動密集型行業(yè)的影響更大。

第（5）、（6）列根據(jù)國家統(tǒng)計局2002年《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類目錄》界定高技術(shù)行業(yè)，將行業(yè)劃分為高技術(shù)和一般技術(shù)行業(yè)（羅偉和葛順奇，2015）。①本文根據(jù)國家統(tǒng)計局2013年《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類目錄》，再次界定了高技術(shù)行業(yè)和一般技術(shù)行業(yè)，實(shí)證回歸結(jié)論仍然穩(wěn)健，即增值稅轉(zhuǎn)型大大降低了一般技術(shù)行業(yè)的成本加成率分布?？梢钥吹?，增值稅轉(zhuǎn)型顯著降低了一般技術(shù)行業(yè)的成本加成率分布，改善了一般技術(shù)行業(yè)的資源配置效率，這對推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起到了積極作用。

六、研究結(jié)論與政策含義

2018年的政府工作報告在肯定我國過去五年財稅體制改革所取得成績的基礎(chǔ)上，明確表示未來仍需深化財稅體制改革，進(jìn)一步降低企業(yè)稅負(fù)，提高資源配置效率，激發(fā)市場活力和社會創(chuàng)造力?；诖吮尘?，本文利用1998?2007年中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，以2004年東北地區(qū)試行的增值稅轉(zhuǎn)型政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，在測算企業(yè)成本加成率的基礎(chǔ)上，采用雙重差分法考察了增值稅轉(zhuǎn)型對中國制造業(yè)成本加成率分布的影響。本文深化了稅收政策的相關(guān)研究，為中國未來稅制改革方向提供了一定借鑒。

研究發(fā)現(xiàn)，以增值稅轉(zhuǎn)型為代表的稅收減免顯著縮小了中國制造業(yè)成本加成率的離散程度，改善了資源配置效率。進(jìn)一步的機(jī)制分析表明，增值稅轉(zhuǎn)型更多地降低了高成本加成企業(yè)的成本加成率，并通過價格分布效應(yīng)和邊際成本分布效應(yīng)顯著縮小了企業(yè)間成本加成率分布，提高了制造業(yè)資源配置效率?；谛袠I(yè)國有資本份額、資本密集度和行業(yè)技術(shù)水平的異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，增值稅轉(zhuǎn)型帶來的影響效應(yīng)在不同行業(yè)內(nèi)存在著顯著差異，其積極效應(yīng)主要體現(xiàn)在國有資本份額較高、勞動密集型行業(yè)和一般技術(shù)水平的行業(yè)中，這說明稅收優(yōu)惠在結(jié)構(gòu)調(diào)整和推動中具有重要作用。

據(jù)此，我們建議：第一，應(yīng)繼續(xù)落實(shí)減稅政策，將稅收減免作為我國今后深化財稅體制改革的基本路徑。面對我國經(jīng)濟(jì)增長動力不足、投資持續(xù)低迷、需求不振等多重挑戰(zhàn)，應(yīng)充分發(fā)揮稅收工具在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)失衡、加快轉(zhuǎn)型發(fā)展上的重要作用，降低企業(yè)稅費(fèi)負(fù)擔(dān)，加速企業(yè)技術(shù)升級，為打造經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動力尋求出路。第二，營造公平公正的競爭環(huán)境，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。這就要求在不斷完善調(diào)整稅收政策的同時，繼續(xù)深入推進(jìn)市場化改革進(jìn)程，確保市場競爭在資源配置中的主導(dǎo)地位，降低稅收政策對市場與價格機(jī)制的扭曲，規(guī)避政府失靈導(dǎo)致的效率損失，從而最大限度地釋放改革紅利，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展。第三，國有經(jīng)濟(jì)占比較高、勞動密集型產(chǎn)業(yè)與一般技術(shù)水平行業(yè)的資源配置效率存在著較大的提升空間，并且勞動密集型產(chǎn)業(yè)與一般技術(shù)水平行業(yè)仍表現(xiàn)為傳統(tǒng)優(yōu)勢，亟待轉(zhuǎn)型。因此，應(yīng)更具針對性地實(shí)施稅收改革政策，積極發(fā)揮稅收激勵對這類行業(yè)的資源配置效應(yīng)，促進(jìn)要素資源在這些行業(yè)內(nèi)自由流動與合理配置，從而加快我國制造業(yè)的轉(zhuǎn)型發(fā)展。