“營改增”、稅賦降低與企業(yè)生產(chǎn)率提升

楊揚，李子越

(中山大學 國際金融學院，廣東 珠海 519082)

中國增值稅的歷史可追溯至1979年首次試行的“營改增”政策，并在1984年確立了“雙軌并行”的營業(yè)稅與增值稅同時實行的稅制。中國實行的復稅制體系，在新中國成立以來的經(jīng)濟發(fā)展中，有力地促進了中國經(jīng)濟的發(fā)展，但也存在著諸多問題，如間接稅比重高、企業(yè)稅負重，并由此造成國內(nèi)商品市場流動壁壘與商品價格高企等問題，對于消費、外貿(mào)、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級都產(chǎn)生了不利的影響，稅收體制亟需改革。中國自2012年1月1日起開始了營業(yè)稅改征增值稅的改革試點，示范地點與行業(yè)是上海的交通運輸業(yè)與部分現(xiàn)代服務業(yè)，并在此基礎上一步步擴大范圍，于2016年5月1日起，在全國各行業(yè)全面推行增值稅，營業(yè)稅開始告別歷史舞臺。魏陸發(fā)現(xiàn)，根據(jù)目前的政策實施效果，“營改增”的減稅效應明顯，絕大多數(shù)行業(yè)和企業(yè)的稅收負擔是下降的，對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的聯(lián)動效應也有所凸顯[1]。由此可以看出，自2012年逐步推進的“營改增”稅制改革，對減輕企業(yè)稅賦、促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)鏈培育方面產(chǎn)生了積極效果。

在“營改增”的減稅效應中，大部分行業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈減稅明顯，消除重復征稅。相對于營業(yè)稅，增值稅不僅消除了企業(yè)的重復征稅問題，還通過服務企業(yè)下游增值納稅人由取得營業(yè)稅發(fā)票不能抵扣變?yōu)槿〉迷鲋刀惏l(fā)票可以抵扣，從而在產(chǎn)業(yè)鏈層面避免了重復征稅問題。盡管此次增值稅改革涉及行業(yè)僅包括服務業(yè)，但其作用仍然可以向外延伸至實體制造業(yè)。產(chǎn)業(yè)鏈帶來的減負效果是廣泛的，全面實施“營改增”后，下游企業(yè)由不能抵扣改為可抵扣，從而減輕來自產(chǎn)業(yè)鏈的稅負，由于產(chǎn)業(yè)鏈稅負受到下游企業(yè)是否可開具增值稅專用發(fā)票的影響，生產(chǎn)性服務業(yè)減負要大于生活性服務業(yè)。但亦有研究表明，有一部分的企業(yè)納稅增加，出現(xiàn)了“水漲而船未高”的情形，其主要原因則在于價格管制與稅率設置不當[2]。童錦治等從稅負轉(zhuǎn)移出發(fā)，發(fā)現(xiàn)不同企業(yè)的議價能力將影響“營改增”對企業(yè)實際流轉(zhuǎn)稅稅負的降低作用[3]。

在對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的激勵中，“營改增”前，服務企業(yè)由于繳納增值稅，外購設備與不動產(chǎn)繳納稅額不準許抵扣；“營改增”后，服務業(yè)征收增值稅，外購設備與不動產(chǎn)包含在外購材料、服務所發(fā)生的進項中，允許抵扣。這使得外購設備成本大大降低，可以對企業(yè)加快設備更新和商業(yè)不動產(chǎn)購置產(chǎn)生較大的激勵效應；結(jié)余資金也可以用于設備的更新與研發(fā)，進而激發(fā)微觀主體活力與創(chuàng)造力。譚光榮等利用雙重差分傾向匹配得分法發(fā)現(xiàn)“營改增”政策促進了服務型制造業(yè)企業(yè)增加研發(fā)投入，且對不同規(guī)模的制造業(yè)上市公司的研發(fā)投入影響差異不大[4]。但也有曹平等學者提出，“營改增”政策顯著抑制了服務業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新意愿，由于企業(yè)稅負減輕帶來的生存狀況的改善，企業(yè)對技術進步和提高生產(chǎn)率可能缺乏足夠的動力和熱情[5]。

在對產(chǎn)業(yè)鏈培育及專業(yè)化分工水平的影響中，“營改增”的全面實施，拉長了產(chǎn)業(yè)鏈并提高了服務業(yè)的專業(yè)化分工水平。以東方傳媒為例，過去由于營業(yè)稅的重復征收制約了集團公司制作和播出；“營改增”后，公司根據(jù)增值稅的抵扣制度特點推進節(jié)目制作與播出改制，成立了一批節(jié)目制作、技術服務公司，拓展對外服務，年均增長20%以上。因此，“營改增”在培育產(chǎn)業(yè)鏈和促進企業(yè)分工的同時，也涵養(yǎng)了稅源，促進了國民經(jīng)濟的良性健康發(fā)展。根據(jù)錢曉東的研究，“營改增”對一體化程度越高，企業(yè)的研發(fā)激勵就越強，且在非國有企業(yè)影響顯著，在國有企業(yè)則無顯著影響[6]。

“營改增”從7年前的試點實施至今，已取得了稅制完善優(yōu)化、企業(yè)減輕負擔、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型優(yōu)化等一系列積極影響，成為中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型深化的巨大亮點，學界也對此展開了相關研究。為研究其對居民福利和經(jīng)濟整體運行的影響，胡怡建等使用投入產(chǎn)出法與CGE模型相結(jié)合，測算了各行業(yè)“營改增”對中國宏觀經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與居民收入分配的影響。通過實證研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”會使居民名義收入增長1.67%，但就業(yè)水平降低1.70%；在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面，工業(yè)促進作用大于服務業(yè)；就居民收入分配狀況而言，城鎮(zhèn)居民收入分配差距拉大，但農(nóng)村居民收入分配差距縮小[7]。

在“營改增”對分工效應的影響上，陳釗等利用2008～2014年中國上市公司的數(shù)據(jù)并使用雙重差分的方法檢驗了企業(yè)經(jīng)營范圍的變化與營業(yè)收入的變化，表明制造業(yè)企業(yè)開始更多地將業(yè)務外包，稅制改革促進了企業(yè)的專業(yè)化分工[8]。范子英等基于135個行業(yè)的投入產(chǎn)出表測算了產(chǎn)業(yè)互聯(lián)程度，并使用三重差分法(DDD)評估“營改增”這一稅制改革對企業(yè)減稅和分工的影響，研究認為，“營改增”企業(yè)的平均稅負沒有出現(xiàn)明顯的下降，但是在產(chǎn)業(yè)互聯(lián)水平較高的企業(yè)當中產(chǎn)生了明顯的減稅效應與分工效應[9]。

在“營改增”對分工效應、企業(yè)行為和企業(yè)績效的影響上，李成等利用2011～2013年企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，通過雙重差分模型檢驗“營改增”的政策效果，發(fā)現(xiàn)企業(yè)人均銷售額顯著增加，企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著提升，且行業(yè)差距明顯[10]。周密基于中國上市企業(yè)對企業(yè)的研發(fā)投入進行實證研究，通過雙重差分固定效應方法，發(fā)現(xiàn)“營改增”顯著激勵了企業(yè)的研發(fā)投入，隨著時間的推移，這一效應逐漸增強，且存在企業(yè)異質(zhì)性[11]。

我們總結(jié)以往的相關研究發(fā)現(xiàn)，在宏觀層面，既有文獻主要考察稅制改革對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與專業(yè)分工的影響；在微觀層面，已有主要關注“營改增”政策對企業(yè)經(jīng)營范圍與業(yè)績績效等所帶來的影響。而在對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的討論上，還鮮有文獻探討“營改增”、稅收負擔與全要素生產(chǎn)率三者之間的關聯(lián)及其影響機制?？傮w而言，現(xiàn)有的相關研究還存在以下改進空間：其一，目前針對“營改增”的討論大多為實證研究，還需補充相應的理論模型給予說明；其二，大部分學者對全要素生產(chǎn)率影響因素的研究仍注重于資本質(zhì)量、人力資源、技術水平等方面，對宏觀稅收政策與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間關聯(lián)及其傳導機制的研究仍然有待補充；其三，“營改增”從開始試點到全行業(yè)實施歷經(jīng)4年，成果的顯現(xiàn)需要時間，早期的文獻由于數(shù)據(jù)不完善及改革成效尚未凸顯等原因，導致最后的實證結(jié)果可能存在偏誤，還需要最新的數(shù)據(jù)進行驗證。

因此，為探究“營改增”政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其機制，本文建立理論模型，并提出假說，認為“營改增”改革減輕了中國企業(yè)稅收負擔，且通過促進企業(yè)研發(fā)與產(chǎn)業(yè)鏈專業(yè)化分工的途徑提高了中國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。本文基于中國上市公司數(shù)據(jù)，通過實證回歸證實了理論假說，并進行穩(wěn)健性檢驗和企業(yè)異質(zhì)性分析。本文的研究為全面了解“營改增”對企業(yè)生產(chǎn)率的作用機制提供了較為詳細的分析，為評估“營改增”的成果提供了事實依據(jù)，并為推進其他相關的稅制改革提供有益的參考。

一、理論模型與假說提出

增值稅與營業(yè)稅在實際征收方面存在顯著差異。增值稅可以進項抵扣，其實際稅負與生產(chǎn)環(huán)節(jié)無關；營業(yè)稅會經(jīng)由生產(chǎn)環(huán)節(jié)逐步疊加，生產(chǎn)環(huán)節(jié)越多，實際稅負越重。下面將通過計算產(chǎn)品實際稅負率的方法比較兩稅種征收對企業(yè)稅負的影響。

假設生產(chǎn)環(huán)節(jié)為n，第i個生產(chǎn)環(huán)節(jié)的價格為Pi，第n個生產(chǎn)環(huán)節(jié)的價格為Pn，第i個環(huán)節(jié)的增加值為vi，第i個環(huán)節(jié)產(chǎn)品的增值稅率和營業(yè)稅率分別為tv和tb，則

(1)

增值稅是價外稅，進入進項抵扣賬戶核算，不計入生產(chǎn)成本，因此實際的稅負率等于增值稅率

Tv=tv

(2)

營業(yè)稅是價內(nèi)稅，會隨著生產(chǎn)原料計入本環(huán)節(jié)的生產(chǎn)成本有重復征收問題，此時的征稅價格Pn為

(3)

為方便討論，不妨令各環(huán)節(jié)增值率為Δ，x為本環(huán)節(jié)增加值與征稅價格之比

(4)

(5)

在第n個生產(chǎn)環(huán)節(jié)時征收營業(yè)稅，各自對應的增加值與產(chǎn)品價格分別為

vn=v0(1+x)n-1(1+tb)nx

(6)

Pn=v0(1+x)n(1+tb)n

(7)

在第n個生產(chǎn)環(huán)節(jié)不征稅價格Pn'為

(1+x)n(1+tb)n]/[1-(1+x)(1+tb)]-1=

v0×[tb+x(1+x)n(1+tb)n+1]/[x+tb+xtb]

(8)

兩者相除，即可得到產(chǎn)品營業(yè)稅征收時的實際稅負率Tb

(9)

式中：若生產(chǎn)環(huán)節(jié)足夠多，對n取極限

(10)

由此可以提出本文的假說1： “營改增”后企業(yè)的實際稅負的變化與增值稅抵扣鏈條的完整度有關。

接下來對“營改增”所帶來的其他微觀效應進行探討。假設企業(yè)的生產(chǎn)決策分為兩個步驟：(1)選擇研發(fā)密度；(2)進行產(chǎn)量競爭。與此對應，企業(yè)的生產(chǎn)成本也可以分別看作兩部分：研發(fā)成本Cu與生產(chǎn)成本Cd。以Q代表產(chǎn)量，以c代表成本系數(shù)，以P代表產(chǎn)品價格，可以得到

(11)

在支付研發(fā)成本與生產(chǎn)成本后，企業(yè)的利潤π為

(12)

式中：a、b、c分別為需求函數(shù)的系數(shù)。研發(fā)投入z提高與專業(yè)化分工v都會帶來生產(chǎn)效率的提高，進而提高產(chǎn)量

(13)

式中：假設研發(fā)x的增長對產(chǎn)量Q的增加是線性的，分別設定為k、h，P為價格，e是需求彈性。

(14)

(15)

式中：LI即“勒拿指數(shù)”，MR代表邊際收益，MC代表邊際成本，e代表需求彈性，α為求偏導，根據(jù)式(12)，π的函數(shù)形式使π與Q、x相關，根據(jù)鏈式法則：

(16)

“營改增”稅制改革后，研發(fā)費用可抵扣，δx為實際承擔的研發(fā)費用，δ代表抵扣程度，0<δ<1。

對研發(fā)進行求導，得到新的一階條件

(17)

企業(yè)在研發(fā)投入方面得到了一個新的均衡點，企業(yè)可以通過提高研發(fā)投入獲得更多的消費者剩余，提高企業(yè)獲益。同時企業(yè)也會受益于“營改增”帶來的專業(yè)化分工提升，邊際成本會下降

(18)

此時，在價格不變的條件下，產(chǎn)品產(chǎn)量提高，勒拿指數(shù)降低，邊際成本曲線右移，企業(yè)獲得的生產(chǎn)者剩余增加，以此提高企業(yè)利潤。

為了進一步探究“營改增”所引起的研發(fā)投入提升與專業(yè)化分工延伸，借鑒Melitz[12]的生產(chǎn)成本假設對生產(chǎn)成本C作出如下規(guī)定

(19)

對個體企業(yè)而言，固定成本f>0，φ代表了不同的生產(chǎn)率水平，生產(chǎn)率越高，即可以在相同的生產(chǎn)成本條件下生產(chǎn)更多的產(chǎn)品。根據(jù)先前的推導，研發(fā)投入的增加與專業(yè)化水平的提高都會帶來邊際生產(chǎn)成本的降低，即

(20)

全要素生產(chǎn)率A與生產(chǎn)成本成反比，生產(chǎn)成本與研究投入、分工水平負相關，因此，可以自然地推導出

A∝x,A∝v

(21)

由此可以提出另外兩個重要假說，即

假說2：“營改增”后，研發(fā)支出可進行稅收抵扣，企業(yè)提高研發(fā)投入，進而全要素生產(chǎn)率也將提高。

假設3:“營改增”后，企業(yè)的分工水平提升，全要素生產(chǎn)率隨著專業(yè)化水平的上升而提高。

二、計量模型、數(shù)據(jù)和變量

(一)計量模型

本文的目的是評估“營改增”政策所帶來的生產(chǎn)效率改進，以及是否通過提高企業(yè)研發(fā)投入與專業(yè)化分工水平兩種途徑影響企業(yè)生產(chǎn)率，采用的方法是政策評估中的雙重差分法(DID法)。在本文研究中，作為對照組的是未進行試點的地區(qū)和行業(yè)，由于“營改增”政策是分地區(qū)分行業(yè)逐步推廣，試點行業(yè)是同時在地區(qū)和時間兩個層面上發(fā)生變化，可以通過DID方法差分得到“營改增”的凈效應。

依據(jù)前文的模型假設，在征收增值稅的情形下，企業(yè)的稅收負擔減輕，且由于研發(fā)資本投入從不可抵扣變?yōu)榭蛇M項抵扣，并且這項改革會促進生產(chǎn)分工與專業(yè)化水平的提高，進而會促進全要素生產(chǎn)率的增長。根據(jù)理論部分提出的假說2和假說3，提出以下實證回歸方程

lntfpit=θ0+θ1taxit+θ2treatit+θ3taxit×

treatit+ρXit+εit

(22)

lntfpit=α0+α1RDit+α2taxit+α3treatit+

α4RDit×treatit+Xit+εit

(23)

lntfpit=β0+β1vasit+β2wvatit+β3treatit+

β4vasit×treatit+ξXit+εit

(24)

式中：εit代表隨機誤差項，wvatit為產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度，θ0、α0、β0為回歸方程中對應的系數(shù)項，θ1、θ2、α1、α2、α3、β1、β2、β3、β4、γ、ξ是回歸方程中相應變量的回歸系數(shù)，t表示年份，lntfpit為全要素生產(chǎn)率，P為控制變量的系數(shù)。本文定義處理組treat在試點企業(yè)對應省份與行業(yè)實施“營改增”后取值為1，其他年份取0，樣本期間實施營業(yè)稅的省份與行業(yè)為對照組，取值為0；實證方程中的其他變量定義將在下一小節(jié)的變量定義中給出。根據(jù)方程，對企業(yè)實際稅賦taxit和企業(yè)實行“營改增”與否虛擬變量treatit的交乘項系數(shù)θ3的估計，可考察“營改增”是否通過稅賦降低這一效應提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率。在式(23)中，對企業(yè)研發(fā)RDit和企業(yè)實行“營改增”與否虛擬變量treatit的交乘項系數(shù)α4的估計，可探討“營改增”是否通過研發(fā)效應提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率。而式(24)通過對企業(yè)一體化程度vasit和企業(yè)實行“營改增”與否虛擬變量treatit的交乘項系數(shù)α4的考察，可判斷“營改增”是否通過企業(yè)專業(yè)化水平的上升提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率。

值得注意的是，在treat的具體取值上，本文的研究目的在于評估“營改增”這一重大征稅體制變革所帶來的微觀效應，改革的試點在地區(qū)與行業(yè)的逐步擴大，為識別政策效果帶來了一定的難度，因此需要通過匹配上市企業(yè)所屬地區(qū)與行業(yè)，依據(jù)相應的試點時間確定政策虛擬變量的取值。2012年，中國的“營改增”改革首先選擇了上海作為首批試點地區(qū)，“營改增”改革在時間、地區(qū)、行業(yè)上具有非常明顯的逐步推進向外拓展延伸的趨勢。同年8月1日，試點的“1+6”行業(yè)在地域范圍上由上海市分批推廣至北京、天津、安徽、湖北、江蘇、浙江、福建、廣東等八省市，并在一年之后普及至全國所有地區(qū)，2014年1月1日起，國家將鐵路運輸和郵政業(yè)兩個行業(yè)統(tǒng)一納入試點行業(yè)，由于行業(yè)具有全國范圍聯(lián)動的特殊性，該行業(yè)的營業(yè)稅改征增值稅在全國范圍內(nèi)一次性地同步實施。2014年6月起，電信業(yè)也被納入全國性稅制改革試點范圍，剩下的建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和生活服務業(yè)4個服務行業(yè)自2016年5月開始實施改革。

(二)變量定義

1．全要素生產(chǎn)率(lntfpit)

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文基于LP方法，參照索洛Solow使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)[13]，對2000～2017年中國上市企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行估算，使用的基本模型如下

lnYit=φ0+φ1lnKit+φ2lnLit+φ3lnMit+εit

(25)

式中包括3個投入變量：自由變量是中間投入變量lnMit和勞動力投入變量lnLit，狀態(tài)變量是資本投入變量lnKit，Yit為利潤表中的營業(yè)收入變量，對研究所使用到的變量分別做取對數(shù)處理，系數(shù)φ則分別刻畫了各生產(chǎn)要素對于產(chǎn)出的貢獻率，本文依據(jù)魯曉東等的半?yún)?shù)方法[14]，分別選擇財務報表中的數(shù)據(jù)作為TFP估計模型所需要的變量；產(chǎn)出變量為企業(yè)的營業(yè)總收入，中間投入變量的計算使用了企業(yè)中間投入的數(shù)據(jù)，具體的計算方法為：中間投入=企業(yè)總產(chǎn)值-企業(yè)增加值+流轉(zhuǎn)稅，企業(yè)增加值=固定資產(chǎn)折舊+勞動者報酬+生產(chǎn)稅凈額+營業(yè)盈余；其中流轉(zhuǎn)稅的定義即以納稅人商品生產(chǎn)、流通環(huán)節(jié)的流轉(zhuǎn)額或者非商品交易的營業(yè)額為征稅對象的一類稅收，包括增值稅、消費稅、關稅等等。

勞動力投入變量為企業(yè)年平均就業(yè)人數(shù)，資本投入變量為固定資產(chǎn)凈值余額，計算方法為

Kit=Kit-1+Iit-DISit

(26)

式中：Iit、Kit、DISit分別代表企業(yè)投資額、當年資本存量和固定資產(chǎn)折舊。

2.企業(yè)研發(fā)支出(RDit)

本文對企業(yè)研發(fā)費用的衡量采用中國會計準則委員會的標準，包括企業(yè)在產(chǎn)品、技術、材料、工藝、標準的研究、開發(fā)過程中所發(fā)生的各項費用。企業(yè)由于自行開發(fā)帶來的研發(fā)支出，不滿足資本化條件的，計入“管理費用”科目，在達到預期目的形成無形資產(chǎn)的，計入“無形資產(chǎn)”科目。本文中借鑒鞠曉生等的方法[15]，使用無形資產(chǎn)的增量反映企業(yè)的創(chuàng)新活動投入，理由主要有以下3點：第一，無形資產(chǎn)包括企業(yè)的專利權、非專利技術、商標權與著作權等，其增加主要是企業(yè)創(chuàng)新投入的結(jié)果；第二，企業(yè)的創(chuàng)新投入并非僅包括科研支出，還包括人力資本開發(fā)、技術引進吸收等，無形資產(chǎn)所包括的關于企業(yè)創(chuàng)新活動的投入信息更多；第三，中國大部分上市公司并不披露R&D數(shù)據(jù)，財務報表中的“開發(fā)支出”一項也無法完全反映企業(yè)用于研發(fā)的費用化支出。

綜上所述，本文使用無形資產(chǎn)的增量，并控制行業(yè)固定效應以減弱不同行業(yè)中無形資產(chǎn)差異所帶來的影響，并將企業(yè)財務報表中的R&D支出與開發(fā)支出作為本文穩(wěn)健性檢驗的內(nèi)容。

3.企業(yè)實際稅負(taxit)

目前對企業(yè)繳納的流轉(zhuǎn)稅額進行測算的方法主要有兩種：第一，從財務報表中獲得應交增值稅與營業(yè)稅金及附加的總和；第二，根據(jù)教育費附加稅項與城市維護建設稅倒推流轉(zhuǎn)稅。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，采用前一種方法核算流轉(zhuǎn)稅費，而將另一種做法納入穩(wěn)健性檢驗中。

本文提出的基于財務報表及附注的企業(yè)流轉(zhuǎn)稅負衡量指標

taxit=(增值稅it+營業(yè)稅it)/Yit

(27)

企業(yè)稅負是指在計稅經(jīng)濟來源中企業(yè)所繳納的各項稅款所占的比重，由于正常經(jīng)營的企業(yè)營業(yè)收入是其最主要的計稅經(jīng)濟來源，因此，在設立的稅負變量分母的選擇中，采用了利潤表中的營業(yè)收入變量Yit。

4.產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度(Wvatkt)

采用投入產(chǎn)出表進行產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度的測算，是學術界的常規(guī)做法[9，16]，在本文中我們采用范子英等的相關做法[9]，即使用2012年中國投入產(chǎn)出表135個部門直接消耗系數(shù)矩陣與對應行業(yè)的增值稅率的乘積，以此得到各個行業(yè)的加權增值稅率，用公式表示為

(28)

式中：k代表行業(yè)；Vatrate代表所涉及的中間投入行業(yè)的增值稅稅率，如果該行業(yè)實行營業(yè)稅則稅率定義為0；Directcons是指投入產(chǎn)出表中的直接消耗系數(shù)，兩者的乘積即為所求得的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度。

5.企業(yè)一體化程度(vasit)

縱觀測算企業(yè)一體化的相關文獻，Adelman所提出的價值增值法得到了普遍采用，所謂價值增值法，即以企業(yè)銷售收入中不同產(chǎn)業(yè)鏈上的增加值所占的比重來衡量企業(yè)的一體化程度[17]。Buzzel提出了修正的價值增值法，可以代表企業(yè)所獲得的正?；貓螅朔藗鹘y(tǒng)的vas方法比較容易受到利潤率波動影響的缺陷[18]。具體的衡量公式如下所示

vasit=(增加值-稅后凈利潤+凈資產(chǎn)×

凈資產(chǎn)收益率)/(主營業(yè)務收入-稅后凈利潤+凈資產(chǎn)×凈資產(chǎn)收益率)

(29)

式中：凈資產(chǎn)=資產(chǎn)總計-負債總計+少數(shù)股權權益。本文借鑒Buzzell[18]與范子英等[9]的研究方法，衡量公式中使用的增加值等于銷售額減去采購額，計算公式為

采購額=購買商品、接受勞務支付的現(xiàn)金支出+期初預付款-期末預付款+期末應付款-期初應付款+期初存貨-期末存貨

(30)

銷售額=銷售商品或提供勞務獲得的現(xiàn)金流入

(31)

6．其他控制變量

本文還根據(jù)已有的研究，控制了如下影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素：①資本勞動比(klit)，使用樣本資產(chǎn)規(guī)模與職工人數(shù)的比例；②企業(yè)年齡(ageit),使用樣本年份與企業(yè)注冊年份的差值；③固定資產(chǎn)(fixit)，使用固定資產(chǎn)的對數(shù)表示，以衡量資產(chǎn)規(guī)模；④企業(yè)所有制性質(zhì)(ownerit)，使用國有股控股比例變量。另外，除比例變量外，以上變量在回歸中均取對數(shù)值。

(三)樣本選取與描述性統(tǒng)計

根據(jù)“雙重差分”模型的基本設定，本文選擇2000～2017年“營改增”改革試點期間所涉及到的相關省份與行業(yè)上市公司的年度財務報表數(shù)據(jù)作為研究對象。在選定的“營改增”改革發(fā)生期間，對數(shù)據(jù)進行了如下篩選：剔除營業(yè)收入為負數(shù)的企業(yè)；剔除資產(chǎn)凈額為負或為0的企業(yè)；剔除員工人數(shù)為負或為0的企業(yè)；剔除應付職工薪酬為負數(shù)的企業(yè)；剔除企業(yè)繳納稅費為負或為0的企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)出現(xiàn)漏損或者數(shù)據(jù)缺失嚴重的企業(yè)。為了避免異常值對實證研究產(chǎn)生擾動，對數(shù)據(jù)進行了上下1%的縮尾處理。實證研究中使用的企業(yè)財務數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，省份數(shù)據(jù)與全國數(shù)據(jù)來自各省市歷年統(tǒng)計年鑒與歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。2012年，證監(jiān)會對行業(yè)分類標準進行更細致的劃分，因此根據(jù)2012年出臺的新政策統(tǒng)一對樣本企業(yè)所屬行業(yè)劃定標準。數(shù)據(jù)的基本情況如表1所示。

三、基本實證結(jié)果

本文通過實證分析驗證了“營改增”改革、企業(yè)研發(fā)投入與稅負、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度與企業(yè)一體化程度、企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關系。

(一)減稅效應

為探究“營改增”政策是否為企業(yè)降低了稅負并且提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，以涉及到“營改增”的企業(yè)為處理組，使用雙重差分DID的方法進行評估。在基本的實證回歸中，同時定義時間虛擬變量與行業(yè)虛擬變量，以此控制時間固定效應與行業(yè)固定效應。減稅效應實證回歸結(jié)果如表2所示。

表2中，第(1)列表明，在實施“營改增”政策后企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著提高，在此基礎上將企業(yè)的稅負因素納入到解釋變量中；第(2)列表明企業(yè)稅負單獨對企業(yè)的生產(chǎn)率并無顯著影響；第(3)列以全要素生產(chǎn)率為因變量并同時加入了政策虛擬變量與企業(yè)的稅負變量的交乘項，表明“營改增”政策對企業(yè)稅負的降低與全要素生產(chǎn)率的提高有積極的促進作用，并且顯著提高了稅負降低對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的作用。

表1 描述性統(tǒng)計

(二)企業(yè)研發(fā)效應

參考洪詩晨的研究，他們認為“營改增”政策實施對研發(fā)和技術服務業(yè)的最終影響取決于“稅率變動增減效應”和“進項抵扣的減稅效應”兩者疊加的凈效應[19]。解洪濤等采用全國稅源調(diào)查數(shù)據(jù)分析了湖北省研發(fā)和技術服務業(yè)“營改增”的減稅效應，發(fā)現(xiàn)“營改增”對于制造業(yè)研發(fā)外購具有促進作用，并且改善了具有外購行為企業(yè)的績效[20]。另外，根據(jù)國家政策規(guī)定，“營改增”政策由于允許研發(fā)支出折扣抵稅，可以顯著激勵企業(yè)的研發(fā)投入，在減輕企業(yè)稅收負擔的同時提高企業(yè)的競爭能力?；诖?，本文將研發(fā)投入作為重要的解釋變量納入實證分析考量中?？紤]到不同企業(yè)的經(jīng)營特點，“營改增”政策對內(nèi)部研發(fā)活動較多的企業(yè)有更大的影響，因此使用的企業(yè)樣本是科研創(chuàng)新活動較為頻繁的制造業(yè)企業(yè)與高新技術企業(yè)。研發(fā)效應實證回歸結(jié)果如表3所示。

表2 減稅效應實證回歸結(jié)果

表3第(1)列的回歸結(jié)果表明，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率與研發(fā)投入之間有顯著的正向關系。在第(2)列加入“營改增”政策虛擬變量與稅收負擔變量，可以看出在實施“營改增”后，企業(yè)的研發(fā)支出顯著提高，并且隨著稅收負擔的減輕與研發(fā)投入的增加，二者與全要素生產(chǎn)率之間是顯著的正相關關系。第(3)列同時加入政策變量、稅負變量及政策變量與研發(fā)投入的交乘項后，研發(fā)支出對全要素生產(chǎn)率的影響依舊保持顯著正向，且交乘項的系數(shù)為正，表明“營改增”通過研發(fā)支出對全要素生產(chǎn)率的影響為正。這對上市的制造業(yè)企業(yè)與高新技術企業(yè)而言，稅制改革增強了企業(yè)研發(fā)對生產(chǎn)效率的正向影響，驗證了理論推導中的假說2。

(三)專業(yè)分工效應

在關于稅制改革的討論中，專業(yè)化分工水平的提高也是一個十分重要的方面。以往文獻認為，增值稅有利于生產(chǎn)分工的細化，并有效降低生產(chǎn)的邊際成本，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率[8]。因此，通過實證分析對“營改增”引致的專業(yè)分工以及產(chǎn)業(yè)互聯(lián)水平的變化進行考察。分工效應實證回歸結(jié)果如表4所示。

表3 研發(fā)效應實證回歸結(jié)果

表4 分工效應實證回歸結(jié)果

表4第(1)列對全部樣本企業(yè)的回歸表明，企業(yè)的生產(chǎn)一體化水平越高，即分工水平越低，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平越低。在第(2)列的回歸中表明，中國稅制改革所帶來的企業(yè)分工水平有所提高，但產(chǎn)業(yè)互聯(lián)水平的變化與企業(yè)分工的變化呈現(xiàn)反方向變動，造成這種現(xiàn)象的原因有兩個：一是改革時間仍然較短，成效的顯現(xiàn)仍然需要一定的時間；

二是“分步式”的改革策略一定程度上影響了增值稅抵扣鏈條的完整性，會降低改革的分工效應。在第(3)列的回歸加入了交乘項，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)一體化水平對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高依然是負向顯著的影響，且由雙重差分項可以得知在實施“營改增”政策后，分工水平的進一步提升會帶來全要素生產(chǎn)率的提高，這同時驗證了理論假說3。

四、穩(wěn)健性檢驗與安慰劑檢驗

為了證明計量方法的準確性，對于論文的實證部分進行安慰劑檢驗與穩(wěn)健性檢驗。通過改變實證方程中的某些參數(shù)、選取不同子樣本，若此時核心解釋變量的符號方向與顯著性水平仍然保持一致，說明實證結(jié)論是穩(wěn)定的。

(一)平行趨勢檢驗

以上雙重差分結(jié)果無偏的一個前提條件是實證的處理組和對照組在事件發(fā)生之前應該有相同的變動趨勢，否則差分法會對事件所帶來的效果產(chǎn)生錯誤估計。為了對這一前提假設進行檢驗，借助事件研究法來對假設進行考察，如果平行趨勢的假設成立，則全要素生產(chǎn)率的變化只會發(fā)生在“營改增”改革之后，而在稅制改革之前，改革企業(yè)與未改革企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率的變動趨勢不應該存在顯著差異。

為檢驗平行趨勢假設，本文提出了如下的回歸模型

(32)

式中：treati，t-j是一個虛擬變量，在年份t-j時，公司i發(fā)生了稅制改革，則該變量取1，反之取0；Xit代表其他的控制變量；ρ是控制變量的系數(shù)；α為截距項，ε為隨機誤差項。將稅制改革發(fā)生的年份設定在2012年，滯后1期、滯后2期、滯后3期分別是改革之前3年的效果，向后1期、向后2期、向后3期是改革之后3年的效果，令改革發(fā)生的2012年作為模型的基準組，系數(shù)β體現(xiàn)改革所產(chǎn)生的動態(tài)效應。由圖1可得，在改革發(fā)生前β的系數(shù)在0附近徘徊，因此滿足使用雙重差分方法的假定。

(二)安慰劑檢驗

以“營改增”改革作為政策沖擊驗證兩條分工效應與研發(fā)效應的影響，可以通過挑選出政策研究期內(nèi)稅制改革所沒有涉及到的行業(yè)(包括建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)與生活服務業(yè)等)并對政策變量隨機賦值所得到子樣本進行檢驗，如果實證結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)類似的因果關系，那么就說明文章的主要結(jié)論是可靠的。

表5 安慰劑檢驗實證回歸結(jié)果

安慰劑檢驗的結(jié)果如表5所示，其中第(1)和(2)列代表2016年前稅制改革未涉及到的行業(yè)，對照組為所對應行業(yè)實施“營改增”后的對應樣本；第(3)和(4)列代表對政策變量隨機賦值所得到的子樣本，可以看出在針對安慰劑檢驗的子樣本的回歸中，交乘項的系數(shù)都是不顯著的。這說明“營改增”政策并沒有通過本文提出的渠道對所涉及企業(yè)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響，也從側(cè)面說明了本文實證方法的可靠性。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.更換生產(chǎn)率指標

計算全要素生產(chǎn)率需要妥善處理同時性偏誤，必須控制相當多的不可觀察因素以獲得對生產(chǎn)函數(shù)的一致估計。Ackerberg et al.指出企業(yè)的中間投入依賴于資本、勞動與生產(chǎn)率，這將會導致傳統(tǒng)的OP法與LP法在估計上有著不可識別以及內(nèi)生性的問題[21]。根據(jù)其所提出ACF方法，放松了OP法與LP法的相關假設，重新估計生產(chǎn)函數(shù)，并測算生產(chǎn)率作為穩(wěn)健性檢驗的因變量。在使用不同的生產(chǎn)率指標對基準方程進行回歸后發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的系數(shù)仍然保持穩(wěn)健。表6第(1)列中“營改增”所帶來的減稅作用對全要素生產(chǎn)率仍然有積極的正向影響，第(2)列與第(3)列中研發(fā)支出與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)水平對全要素生產(chǎn)率的影響依然顯著為正，這說明“營改增”政策實施后，企業(yè)全要素生產(chǎn)率有了顯著提高。

表6 ACF法計算TFP實證回歸結(jié)果

2.改變計量方法

穩(wěn)健性檢驗也可以從改變計量方法著手，考慮到本文實證中所使用的上市企業(yè)數(shù)據(jù)庫面板數(shù)據(jù)，在表7第(1)列采用面板固定效應、第(2)列采用面板隨機效應回歸來檢驗實證方法是否穩(wěn)健。在穩(wěn)健性檢驗中發(fā)現(xiàn)，通過研發(fā)渠道對全要素生產(chǎn)率的影響實證中，交乘項系數(shù)依然保持正向穩(wěn)健，而通過減稅渠道對全要素的回歸中，企業(yè)的稅負水平與全要素生產(chǎn)率依舊保持顯著的反向關系，由此得出結(jié)論：實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.選取不同的解釋變量指標

依照前文變量定義中的劃分，分別使用不同的解釋變量來對基準實證模型進行檢驗穩(wěn)健性。在表8第(1)(2)和(3)列中，分別通過城建稅與教育費附加倒推、使用利潤表中的營業(yè)稅金及附加以及現(xiàn)金流量表中企業(yè)繳納稅款的進項與銷項之差這3種不同的方法來替換企業(yè)稅負指標，在第(4)和(5)列中，分別通過財務報表附注中的研發(fā)支出與資產(chǎn)負債表中的開發(fā)支出代替企業(yè)自主創(chuàng)新的費用支出，并分別對子樣本進行實證回歸并觀察系數(shù)變化，以此確認“營改增”與企業(yè)稅負對全要素生產(chǎn)率的影響是否穩(wěn)健。

表7 面板數(shù)據(jù)實證回歸結(jié)果

根據(jù)分樣本回歸后的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有子樣本的稅負水平與全要素生產(chǎn)率之間的關系是負相關的，且在第(1)(2)和(3)列的回歸當中，稅負水平的降低促進了全要素生產(chǎn)率的提高，這與基準方程中的結(jié)果是一致的。在第(4)和(5)列的回歸中，對每一列的實證回歸進行進一步分析，可以發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性檢驗的交乘項系數(shù)與前文保持一致，進一步驗證了實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.示范外溢效應檢驗

稅制改革具有強烈示范與外溢效果，往往“牽一發(fā)而動全身”，在稅負減免的條件下，企業(yè)往往會選擇外包企業(yè)的非主營業(yè)務以獲得效用提升，而對于獲得外包的整個地區(qū)企業(yè)效用提升都有積極作用。因此，在穩(wěn)健性檢驗中，企業(yè)如果在某年份屬于涉及到“營改增”改革的省份，則令其值為1，否則將其值設定為0。將新設定的treat政策變量用作解釋變量并再次分別與企業(yè)稅負、研發(fā)投入與分工水平變量作交乘，以此進行檢驗?？梢钥闯?，在替換了did變量后，表9顯示的實證結(jié)果依然保持穩(wěn)健，這不僅表明了實證結(jié)果的穩(wěn)健性，同時也說明企業(yè)研發(fā)與行業(yè)分工具有外溢效應，帶動了整個地區(qū)生產(chǎn)效率的提高。

表8 替換解釋變量指標實證回歸結(jié)果

表9 示范外溢效應檢驗實證回歸結(jié)果

五、進一步的分析

接下來，根據(jù)不同的標準對數(shù)據(jù)進行分組，并確定樣本的四分位數(shù)。在本文的進一步分析中，依據(jù)資本密集度、企業(yè)規(guī)模與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度對數(shù)據(jù)進行排序，分別挑選出資本密集度、企業(yè)規(guī)模與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度較高的前50%，資本密集度、企業(yè)規(guī)模與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度較低的后50%，作為本節(jié)實證回歸的子樣本，通過比較組間差異論證本文理論模型中的假設。

(一)企業(yè)研發(fā)的熊彼特效應

袁從帥等選取上市公司通過實證發(fā)現(xiàn)“營改增”改革顯著提高了人均資本量，并一定程度上有益于企業(yè)的研發(fā)投入[22]；另外，依據(jù)熊彼特創(chuàng)新效應理論[23-25]，企業(yè)的創(chuàng)新投入與企業(yè)的自身特質(zhì)、行業(yè)環(huán)境密不可分?！盃I改增”政策會改變企業(yè)的研發(fā)環(huán)境，可以激發(fā)更多企業(yè)的創(chuàng)新活力。據(jù)表10所示，企業(yè)的研發(fā)投入可分為資本投入與人力投入，其中資本投入在征收增值稅的情形下可抵扣，因此依據(jù)資本密集程度對企業(yè)樣本進行劃分所得到的表10中第(1)和(2)列的回歸結(jié)果，可以看到高資本密集度的企業(yè)，在實施“營改增”后，研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的效應顯著增強，而資本密集度較低的企業(yè)，“營改增”發(fā)生所帶來的研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的增加有限，且交乘項系數(shù)不顯著，這表明“營改增”通過研發(fā)渠道與全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生關系是借助企業(yè)的研發(fā)資本投入抵扣這一方式的影響，且資本投入越高，影響越大，由此驗證了本文的假設2。表10中第(3)和(4)列分別報告了企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性下企業(yè)研發(fā)對全要素生產(chǎn)率的影響差異，該回歸結(jié)果表明，研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的影響存在規(guī)模效應，企業(yè)規(guī)模越大，研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的提升幅度越大。由此可以看出，大企業(yè)的研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的提升水平更高。

(二)專業(yè)分工的關聯(lián)效應

據(jù)本文的理論推導與范子英等的觀點，企業(yè)的專業(yè)化分工水平對全要素生產(chǎn)率的影響會因為產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度水平的高低而產(chǎn)生不同的影響[9]，因此需要對分工效應展開進一步的探究。如表11所示，在(1)和(2)列的回歸中，企業(yè)一體化程度與全要素生產(chǎn)率的關系顯著為負，交乘項的系數(shù)也顯著為負，說明稅制改革后企業(yè)分工水平的提高會帶來全要素生產(chǎn)率的提高。比較兩者的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，規(guī)模大的企業(yè)實施“營改增”后，企業(yè)一體化水平對全要素生產(chǎn)率的影響更強，顯著性水平更高，規(guī)模效應較為明顯。第(3)列的回歸顯示，企業(yè)的分工水平與全要素生產(chǎn)率正相關，但在實施“營改增”政策后，企業(yè)的分工水平對全要素生產(chǎn)率存在顯著的負向影響，即稅制改革后，對于產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度較低的企業(yè)而言，分工水平的提高反而降低了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，這表明在增值稅抵扣鏈條不完整的狀態(tài)下，企業(yè)實際的成本可能加重，不利于全要素生產(chǎn)率的提高。第(4)列的回歸則顯示，在實施“營改增”政策后，高產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度企業(yè)的分工水平對全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響，由此驗證了本文的假說1，即對于處于產(chǎn)業(yè)鏈較完善的行業(yè)中的企業(yè)而言，專業(yè)化水平的提高可以降低生產(chǎn)的邊際成本，進而促進全要素生產(chǎn)率的提高。

表10 分樣本研發(fā)效應實證回歸結(jié)果

表11 分樣本分工效應實證回歸結(jié)果

六、結(jié)語

在中國的稅制改革過程中，伴隨著試點范圍的逐漸擴大，“營改增”政策對中國的資源配置效率產(chǎn)生的提升作用逐步加強，通過構(gòu)建理論模型并實證檢驗“營改增”政策對全要素生產(chǎn)率的影響，且通過雙重差分模型的逐步檢驗發(fā)現(xiàn)存在減稅效應、研發(fā)效應和分工效應，并得出了以下結(jié)論。

第一，在實施“營改增”政策后，企業(yè)的實際稅負有了明顯降低，稅收成本的降低有力地促進了全要素生產(chǎn)率的提高；且根據(jù)我們回歸的結(jié)果，企業(yè)的資本密集度、資產(chǎn)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)水平越高，全要素生產(chǎn)率的提升幅度越大。

第二，由于實施增值稅所帶來的研發(fā)支出可抵扣，在實施“營改增”政策后企業(yè)的研發(fā)投入普遍增加，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率與企業(yè)的研發(fā)支出具有顯著的正向關系。由于可抵扣的部分是研發(fā)支出的實體資本部分，因此依據(jù)資本密集度劃分企業(yè)樣本，可以發(fā)現(xiàn)“營改增”政策顯著增強了高資本密集度企業(yè)研發(fā)支出對全要素生產(chǎn)率的正向影響，而對低資本密集度企業(yè)的影響則不顯著。從規(guī)模效應來看，盡管就系數(shù)大小而言大規(guī)模的企業(yè)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的影響更大，但“營改增”顯著增強了中小企業(yè)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的正向影響，對中小企業(yè)的科技研發(fā)具有積極的促進作用。

第三，本文還驗證了“營改增”政策實施后企業(yè)專業(yè)化分工水平的提高?！盃I改增”政策使得企業(yè)更加注重專業(yè)化經(jīng)營，降低生產(chǎn)的邊際成本，提高分工水平。但產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度對企業(yè)分工具有負向的消極作用，原因一方面可能是“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的整體影響尚未完全顯現(xiàn)，另一方面可能是分行業(yè)逐步推進的改革破壞了行業(yè)關聯(lián)鏈條的完整性，使得產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度對企業(yè)分工水平的影響不符合預期；而專業(yè)化分工水平和產(chǎn)業(yè)關聯(lián)水平的提高都促進了生產(chǎn)效率的提高，這與本文的理論假設是相契合的。在依據(jù)產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度劃分企業(yè)子樣本的回歸中發(fā)現(xiàn)，稅制改革增強了高產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度行業(yè)中的企業(yè)專業(yè)化分工水平對全要素生產(chǎn)率的影響，對低產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度行業(yè)的專業(yè)化分工提高全要素生產(chǎn)率的影響有著負面的消極作用。

本文的實證結(jié)果從各個方面驗證了減稅效應、研發(fā)效應和分工效應顯著提高了中國企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，為評估“營改增”的成果提供了事實依據(jù)。本文認為“營改增”是一個逐步推進的過程，其效果在目前來看尚未全部顯現(xiàn)，但“營改增”對于企業(yè)減負、企業(yè)創(chuàng)新與分工協(xié)作有著明確的積極意義。根據(jù)以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，繼續(xù)堅定地深化落實“營改增”政策，減輕企業(yè)稅負，為促進資源跨地區(qū)的合理配置打下堅實的政策基礎；第二，鼓勵處于價值鏈底端的企業(yè)轉(zhuǎn)向價值鏈高端的生產(chǎn)活動，尤其是鼓勵制造業(yè)企業(yè)從產(chǎn)品加工環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)向服務化，提高企業(yè)的分工效率；第三，稅制改革對于行業(yè)上下游重復征稅的削弱作用成效顯著，應該繼續(xù)深化改革，打破財政分權壁壘，促進要素的自由流動。