結(jié)構(gòu)性減稅與地方財(cái)政可持續(xù)性
——基于“營改增”的實(shí)證研究

鄧曉蘭 許晏君 劉若鴻

一、引言

世界正面臨百年未有之大變局，新冠疫情給世界經(jīng)濟(jì)帶來嚴(yán)重的不確定性，單邊主義和貿(mào)易保護(hù)主義抬頭正在加劇世界分化。結(jié)構(gòu)性減稅作為積極財(cái)政政策和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要工具，在推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和構(gòu)建“雙循環(huán)”的新發(fā)展格局中發(fā)揮著重要作用，尤其是近年來備受矚目的“營改增”政策。據(jù)國家稅務(wù)總局的統(tǒng)計(jì)資料顯示，自2012年推行試點(diǎn)以來，中國“營改增”已累計(jì)減稅近2萬億元(1)數(shù)據(jù)來源于2018年全國稅務(wù)工作會(huì)議，可在中國政府網(wǎng)(http://www.gov.cry)查詢。，減負(fù)效應(yīng)顯著。不同于普惠性減稅政策，“營改增”不僅推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型升級，還消除重復(fù)征稅、促進(jìn)社會(huì)分工協(xié)作(Lan等，2020[1]；郝曉薇和段義德，2014[2]；范子英和彭飛，2017[3])，有利于充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。因此，深化推進(jìn)結(jié)構(gòu)性減稅是中國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、完成增長模式轉(zhuǎn)換的重要制度保障。

雖然“營改增”一方面促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投資和再生產(chǎn)，另一方面推動(dòng)了產(chǎn)業(yè)分工優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)鏈延長和產(chǎn)業(yè)升級，在激發(fā)市場活力的同時(shí)改善了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)(孫曉華等，2020[4])，既拓寬稅基又涵養(yǎng)稅源。但大規(guī)模結(jié)構(gòu)性減稅也給地方財(cái)政可持續(xù)性帶來嚴(yán)峻挑戰(zhàn)(張斌，2019[5])。長期以來，作為地方稅體系的重要稅種，營業(yè)稅一直是地方財(cái)政收入的主要來源。而在“營改增”以后，地方主體稅種出現(xiàn)嚴(yán)重“缺位”，導(dǎo)致地方政府的財(cái)政收入狀況持續(xù)惡化，激化了地方財(cái)政收支矛盾，加劇了地方財(cái)政面臨的可持續(xù)發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)(郭慶旺，2019[6]；閆坤和鮑曙光，2020[7])。在此背景下，厘清“營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性的傳導(dǎo)鏈條和作用方式對于權(quán)衡結(jié)構(gòu)性減稅政策的政策紅利和政策成本、優(yōu)化減稅降費(fèi)背景下保障地方財(cái)政可持續(xù)性的政策路徑具有深刻的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

相關(guān)研究文獻(xiàn)主要涉及兩方面內(nèi)容。一方面，關(guān)于結(jié)構(gòu)性減稅政策效應(yīng)的研究(2)結(jié)構(gòu)性減稅是針對特定稅種、基于特定目的而實(shí)行的稅負(fù)水平消減，其既具備一般減稅的特征，也存在特殊之處。代表性的結(jié)構(gòu)性減稅政策包括全面取消農(nóng)業(yè)稅、增值稅改革東北試點(diǎn)、“營改增”等。，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多聚焦于對微觀企業(yè)與宏觀財(cái)政的影響。在對微觀企業(yè)影響的討論中，大量研究證明了結(jié)構(gòu)性減稅政策能夠刺激企業(yè)增加固定資產(chǎn)投資和研發(fā)創(chuàng)新(聶輝華等，2009[8]；Liu和Lu，2015[9]；陳昭和劉映曼，2019[10]；張璇等，2019[11])、提高資本和勞動(dòng)生產(chǎn)率(申廣軍等，2016[12])、改善債務(wù)期限結(jié)構(gòu)(申廣軍等，2018[13]；Zou等，2019[14])。就對宏觀財(cái)政影響的研究而言，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為結(jié)構(gòu)性減稅會(huì)導(dǎo)致財(cái)政收入的下降(胡怡建和李天祥，2011[15]；田志偉和胡怡建，2014[16])，但亦有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)性減稅對財(cái)政收入的影響在不同層級政府和不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的地區(qū)間存在異質(zhì)性(周彬和杜兩省，2016[17])。盡管結(jié)構(gòu)性減稅對財(cái)政收入存在著負(fù)面效應(yīng)，但其促進(jìn)了居民消費(fèi)、總投資和社會(huì)福利，顯著改善了全要素生產(chǎn)率(白彥鋒和陳珊珊，2017[18]；劉磊和張永強(qiáng)，2019[19]；孫正等，2020[20])。另一方面，關(guān)于財(cái)政可持續(xù)的研究，目前較為主流的研究思路是利用財(cái)政相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量的內(nèi)在關(guān)系和理論聯(lián)系判斷財(cái)政可持續(xù)性，且多著眼于公共債務(wù)的可持續(xù)性，如利用政府債務(wù)與財(cái)政赤字、財(cái)政收支等構(gòu)造可持續(xù)性指標(biāo)、基于跨期預(yù)算約束條件檢驗(yàn)可持續(xù)性等(Domar，1944[21]；Buiter等，1985[22]；Blanchard，1990[23]；Mccallum，1984[24]；Hamilton和Flavin，1986[25])。進(jìn)一步地，Bohn(1998)[26]放寬了公共債務(wù)滿足政府跨期預(yù)算約束的條件，認(rèn)為當(dāng)基本盈余率對債務(wù)率變化有一個(gè)至少為線性的正向反應(yīng)時(shí)公共債務(wù)即為可持續(xù)的。隨后，Ghosh等(2013)[27]考慮到政府財(cái)政調(diào)節(jié)能力有限，采用非線性形式的財(cái)政反應(yīng)函數(shù)，借此測算出債務(wù)率的上限值，通過債務(wù)空間衡量財(cái)政的可持續(xù)性，并提出了“財(cái)政疲勞”概念(3)“財(cái)政疲勞”是指由于整頓財(cái)政存在成本，政府財(cái)政調(diào)節(jié)能力是有限的，所以政府無法一直通過改善財(cái)政盈余應(yīng)對不斷累積的債務(wù)，會(huì)導(dǎo)致債務(wù)負(fù)擔(dān)率和基本盈余率之間出現(xiàn)關(guān)系轉(zhuǎn)折。它表現(xiàn)為財(cái)政基本平衡對債務(wù)增長的反應(yīng)慢于利率與經(jīng)濟(jì)增長率之差，即一個(gè)有限的債務(wù)上限。。在此基礎(chǔ)上，李丹等(2017)[28]、陳寶東和鄧曉蘭(2018)[29]、杜彤偉等(2019)[30]相繼運(yùn)用財(cái)政反應(yīng)函數(shù)測算我國的財(cái)政空間，判斷財(cái)政可持續(xù)狀態(tài)。也有學(xué)者通過運(yùn)用DSGE模型等動(dòng)態(tài)模型探究一些外生沖擊對于財(cái)政可持續(xù)性的影響(梁琪和郝毅，2019[31]；謝承宏，2018[32])。上述研究普遍認(rèn)為雖然我國財(cái)政處于可持續(xù)性狀態(tài)，但仍存在一定的風(fēng)險(xiǎn)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)，但仍存在進(jìn)一步研究的空間：第一，目前探討結(jié)構(gòu)性減稅影響財(cái)政可持續(xù)性的研究主要停留在理論經(jīng)驗(yàn)層面，尚缺乏基于計(jì)量模型的實(shí)證檢驗(yàn)(郭慶旺，2019[6])。第二，相關(guān)文獻(xiàn)大多聚焦于減稅對全國層面或省級層面財(cái)政狀況的影響，缺乏深入到地級市層面的研究。鑒于此，本文選取2010—2014年全國285個(gè)地級市的面板數(shù)據(jù)，通過財(cái)政反應(yīng)函數(shù)對地方財(cái)政可持續(xù)性指標(biāo)進(jìn)行量化，以“營改增”為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)建雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性的影響效應(yīng)。研究結(jié)果表明，“營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性的政策效應(yīng)在實(shí)施當(dāng)期表現(xiàn)為微弱的促進(jìn)作用，而后逐漸增強(qiáng)，存在滯后性。同時(shí)，“營改增”的政策效應(yīng)在不同地區(qū)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中存在顯著的異質(zhì)性，在東部地區(qū)及第三產(chǎn)業(yè)占比較高的城市表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)作用，但在西部地區(qū)則表現(xiàn)為抑制作用。進(jìn)一步地，本文從企業(yè)微觀主體和地方政府行為兩個(gè)維度，系統(tǒng)闡釋了“營改增”影響地方財(cái)政可持續(xù)性的傳導(dǎo)機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)“營改增”既通過刺激企業(yè)固定資產(chǎn)投資和創(chuàng)新研發(fā)投入的增加促進(jìn)了地方財(cái)政的可持續(xù)性，也加劇了非稅收入和隱性債務(wù)膨脹進(jìn)而抑制地方財(cái)政可持續(xù)性。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)多運(yùn)用理論經(jīng)驗(yàn)層面的敘述性分析，本文通過構(gòu)建多期雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，對結(jié)構(gòu)性減稅影響財(cái)政可持續(xù)性的文獻(xiàn)是有益的補(bǔ)充，為評估結(jié)構(gòu)性減稅的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，本文利用285個(gè)地級市的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，將結(jié)構(gòu)性減稅對財(cái)政可持續(xù)性的影響研究深入到地級市層面，以期得到更為精確的結(jié)論，同時(shí)豐富了結(jié)構(gòu)性減稅在不同層級政府間政策效應(yīng)的相關(guān)研究。第三，基于企業(yè)微觀主體和地方政府行為兩個(gè)視角，本文闡釋了結(jié)構(gòu)性減稅影響地方財(cái)政可持續(xù)性的傳導(dǎo)機(jī)制，為在推進(jìn)減稅降費(fèi)過程中權(quán)衡政策成本效益、保障地方財(cái)政長期可持續(xù)性提供經(jīng)驗(yàn)借鑒和政策啟示。

本文余下部分安排如下：第二部分介紹“營改增”的制度背景，分析理論機(jī)理并提出研究假說；第三部分交代研究設(shè)計(jì)、變量說明和數(shù)據(jù)來源；第四部分為實(shí)證分析，量化測度地方財(cái)政可持續(xù)性并評估“營改增”的政策效應(yīng)，同時(shí)進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分進(jìn)一步討論“營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性影響的異質(zhì)性和影響機(jī)制；第六部分為結(jié)論與政策建議。

二、制度背景與理論分析

1994年分稅制改革后，我國形成了對制造業(yè)征收增值稅而對服務(wù)業(yè)征收營業(yè)稅的基本格局。按照稅收分成的規(guī)定，增值稅為中央與地方共享稅，由中央和地方按照75∶25的比例分享，而營業(yè)稅則完全歸屬于地方。兩稅并存的狀況一方面造成了重復(fù)征稅的問題，另一方面也阻礙了產(chǎn)業(yè)的分工協(xié)作。因此，2011年財(cái)政部發(fā)布《營業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)方案》(財(cái)稅[2011]110號文)，旨在推動(dòng)地方稅制改革。“營改增”經(jīng)歷了先試點(diǎn)后逐步在地區(qū)和行業(yè)上擴(kuò)圍的過程：2012年1月，“營改增”試點(diǎn)率先在上海的交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)開展。同年8月，國務(wù)院將營改增試點(diǎn)范圍擴(kuò)大至其他8省份，除上海外，后續(xù)加入的試點(diǎn)地區(qū)有北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、浙江和湖北。2013年8月，“營改增”已推廣到全國試行，并將廣播影視服務(wù)業(yè)納入試點(diǎn)范圍。2014年1月，鐵路運(yùn)輸和郵政服務(wù)業(yè)被納入營業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)。至2016年5月，剩余征收營業(yè)稅的建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)、生活服務(wù)業(yè)也全部納入“營改增”范圍，營業(yè)稅正式退出歷史舞臺(tái)。

實(shí)際上，結(jié)構(gòu)性減稅的目的在于調(diào)整政企收入分配格局，旨在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)利益“蛋糕”分配從政府向企業(yè)傾斜，對于激發(fā)企業(yè)再生產(chǎn)和涵養(yǎng)潛在稅源具有積極作用，但“營改增”用央地共享的增值稅取代營業(yè)稅，導(dǎo)致地方主體稅種缺失和稅源結(jié)構(gòu)變動(dòng)，加劇了地方政府事權(quán)與財(cái)權(quán)的錯(cuò)配程度，給地方財(cái)政收入帶來嚴(yán)峻挑戰(zhàn)(4)盡管中央以期通過稅收返還和將增值稅分享比例改為五五分成來保持地方現(xiàn)有財(cái)力不變，但地方主體稅種缺失和稅源結(jié)構(gòu)變動(dòng)帶來的減收壓力仍不能被完全緩釋(王庶等，2016[33])。。因此，結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性的影響是多維度的。結(jié)構(gòu)性減稅的政策紅利主要體現(xiàn)在減輕微觀主體稅負(fù)，而相應(yīng)的政策成本則是短期內(nèi)財(cái)政稅費(fèi)收入的減少。

一方面，基于企業(yè)微觀主體的視角，結(jié)構(gòu)性減稅可以通過刺激微觀企業(yè)主體增加固定資產(chǎn)投資、促進(jìn)創(chuàng)新研發(fā)進(jìn)而影響地方財(cái)政可持續(xù)性。結(jié)構(gòu)性減稅政策的核心是相對減少政府直接配置資源的規(guī)模，讓市場主體在公平競爭的環(huán)境下獲得更大的資源配置量和配置權(quán)(張斌，2019[5])，以此調(diào)整地方政府和市場關(guān)系，從而激發(fā)市場活力、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。結(jié)構(gòu)性減稅通過降低企業(yè)的稅費(fèi)成本負(fù)擔(dān)，以增加企業(yè)利潤，提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，從而達(dá)到增強(qiáng)企業(yè)投資動(dòng)機(jī)和投資能力的目的，尤其體現(xiàn)在對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的刺激(楊燦明，2017[34])。此外，結(jié)構(gòu)性減稅給企業(yè)帶來的額外現(xiàn)金流能夠緩解企業(yè)融資約束，相應(yīng)政策配套也會(huì)間接促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的增加，激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新(高正斌等，2020[35])，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。同時(shí)，具有導(dǎo)向性的結(jié)構(gòu)性減稅政策能夠提高企業(yè)專業(yè)化分工水平(陳釗和王旸，2016[36])，進(jìn)一步促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與轉(zhuǎn)型升級，通過穩(wěn)定和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)正向影響地方財(cái)政可持續(xù)性。因此，結(jié)構(gòu)性減稅政策的出發(fā)點(diǎn)是降低地方企業(yè)的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)，刺激企業(yè)增加固定資產(chǎn)投資、提高創(chuàng)新能力，通過刺激市場主體活力、促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)以推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，達(dá)到拓寬稅基、提高地方財(cái)政收入的效果，最終形成地方經(jīng)濟(jì)與財(cái)政的良性循環(huán)，從而促進(jìn)地方財(cái)政可持續(xù)性。

另一方面，結(jié)構(gòu)性減稅通過扭曲地方收入結(jié)構(gòu)、增加隱性債務(wù)負(fù)擔(dān)進(jìn)而影響地方財(cái)政可持續(xù)性。在中國式財(cái)政分權(quán)的背景下，我國財(cái)權(quán)向中央政府集中，而支出責(zé)任層層下放，這導(dǎo)致中央與地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)的不匹配。在地方支出壓力不減的情況下，結(jié)構(gòu)性減稅造成地方財(cái)政相對減收，進(jìn)一步加劇這種縱向財(cái)政失衡，導(dǎo)致財(cái)政收支缺口擴(kuò)大，促使地方政府尋求其他收入來源以滿足支出需要(郭慶旺，2019[6])，如非稅收入、隱性債務(wù)等，最終導(dǎo)致地方財(cái)政可持續(xù)性的降低。就“營改增”而言，營業(yè)稅本身是地方稅種，而增值稅是中央地方共享稅，由營業(yè)稅轉(zhuǎn)向增值稅的改革成本更多地由地方政府承擔(dān)，這加劇了地方政府事權(quán)與財(cái)權(quán)的不匹配。盡管適當(dāng)?shù)呢?cái)權(quán)上移有利于加強(qiáng)中央對地方政府財(cái)權(quán)的有效管控，推動(dòng)宏觀經(jīng)濟(jì)政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)和國家經(jīng)濟(jì)的良性增長(儲(chǔ)德銀等，2019[37])，但地方事權(quán)財(cái)權(quán)不匹配所致的財(cái)政縱向失衡會(huì)扭曲地方政府行為，并不利于地方財(cái)政可持續(xù)性(杜彤偉等，2019[30])。地方財(cái)政收支缺口壓力會(huì)使得地方政府更依賴于中央轉(zhuǎn)移支付與財(cái)政預(yù)算軟約束，甚至進(jìn)一步降低自身的稅收努力以獲取更多中央轉(zhuǎn)移支付資金抑或借助轉(zhuǎn)移支付的“公共池”轉(zhuǎn)嫁支出成本(郭玉清等，2016[38])。進(jìn)一步地，在稅收收入空間收緊的前提下，地方政府不管是出于防止自身財(cái)政狀況惡化的目的，還是為了繼續(xù)維持?jǐn)U張性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資支出以在“晉升錦標(biāo)賽”中勝出，都有動(dòng)機(jī)在預(yù)算內(nèi)和預(yù)算外拓寬其他資金收入來源?；诖?，非稅收入因具有更為顯著的“自由裁量”特性及其在征管和監(jiān)督方面所受的約束性有限而成為困境下的重要籌資渠道。已有研究表明，減稅政策所導(dǎo)致的稅收收入的規(guī)?？s減與增速放緩會(huì)引起非稅收入的規(guī)模上升和增速加快(谷成和潘小雨，2020[39])。而非稅收入規(guī)模的膨脹意味著微觀主體經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的增加，所產(chǎn)生的地方財(cái)政收入結(jié)構(gòu)的扭曲會(huì)削弱地方政府預(yù)算的約束，阻滯財(cái)政收入體系的法制化程度，損害地方財(cái)政可持續(xù)性。此外，在結(jié)構(gòu)性減稅的背景下，由于財(cái)政收入壓力持續(xù)擴(kuò)張，地方政府存在運(yùn)用地方投融資平臺(tái)、PPP項(xiàng)目和影子銀行等預(yù)算外融資渠道舉借隱性債務(wù)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致地方政府隱性債務(wù)不斷累積，容易引發(fā)系統(tǒng)性財(cái)政金融風(fēng)險(xiǎn)、阻礙我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，給地方財(cái)政可持續(xù)性埋下隱患(毛捷和徐軍偉，2019[40]；徐軍偉等，2020[41])。

基于上述分析，本文提出如下假說：

假說1a：結(jié)構(gòu)性減稅會(huì)促進(jìn)地方財(cái)政可持續(xù)性。

假說1b：結(jié)構(gòu)性減稅會(huì)抑制地方財(cái)政可持續(xù)性。

綜上，結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性的影響機(jī)理可以概括如圖1。

圖1 結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性影響機(jī)理

三、研究設(shè)計(jì)與變量說明

(一)研究設(shè)計(jì)

1.地方財(cái)政可持續(xù)性的測度方法。

為實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性影響的實(shí)證分析，本文先對地方財(cái)政可持續(xù)性進(jìn)行量化測度，即通過構(gòu)建財(cái)政反應(yīng)函數(shù)，測算財(cái)政空間以衡量地方財(cái)政可持續(xù)性。本文借鑒Ghosh等(2013)[27]、杜彤偉等(2019)[30]的研究思路，考慮到地方基本盈余率存在一定的路徑依賴，會(huì)受到上一年基本盈余率的影響，在原財(cái)政反應(yīng)函數(shù)的基礎(chǔ)上，引入基本盈余率的滯后一期。同時(shí)，考慮到財(cái)政收入增速放緩、財(cái)政支出剛性增加的矛盾，能夠?qū)⒂邢薜呢?cái)政支出最大程度轉(zhuǎn)換為產(chǎn)出的支出效率尤為關(guān)鍵，本文將財(cái)政支出效率指標(biāo)納入反應(yīng)函數(shù)中，以此測度的財(cái)政空間不僅能反應(yīng)地方政府財(cái)政可持續(xù)性的程度，更能體現(xiàn)財(cái)政可持續(xù)性的質(zhì)量。模型設(shè)定如下：

bsi,t=αbsi,t-1+f(debti,t-1)+γfe_effi,t+δXi,t+μi,t

(1)

地方政府滿足的預(yù)算約束為：

debti,t-debti,t-1=(ri,t-gi,t)debti,t-1-bsi,t

(2)

其中，下標(biāo)i和t分別表示地級市和年份，bs是基本盈余率，debt為地方政府債務(wù)率，f(debt)是關(guān)于debt的函數(shù)，fe_eff表示地方財(cái)政支出效率，X為其他控制變量，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，r表示實(shí)際利率，g則是實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率。

當(dāng)債務(wù)率達(dá)到上限，即debti,t-debti,t-1=(ri,t-gi,t)debti,t-1-bsi,t=0時(shí)，由式(1)和式(2)可得方程：

f(debti)+(α-1)(ri-gi)debti+γfe_effi+δXi+μi=0

(3)

一般設(shè)定f(debt)的形式為三次函數(shù)，式(3)解出的較大值即為債務(wù)率上限debt*，其與債務(wù)率實(shí)際值之差即為財(cái)政空間。因此，地方財(cái)政可持續(xù)性指標(biāo)公式可寫作：

(4)

2.結(jié)構(gòu)性減稅影響地方財(cái)政可持續(xù)性的模型設(shè)定。

由于“營改增”政策在時(shí)間和地區(qū)兩個(gè)維度上是動(dòng)態(tài)變化的，這種先試點(diǎn)再全面推開的模式使得這次稅制改革呈現(xiàn)出多階段的特點(diǎn)，因此本文采用多期DID的方法評估政策效應(yīng)。本文將在2012年改革的8個(gè)省份視為第一階段，而在2013年改革的其余省份視為第二階段(5)最先于2012年1月試點(diǎn)改革的上海市為直轄市，在后續(xù)計(jì)量分析中被剔除，因此不納入改革的第一階段。?？紤]到兩階段的改革均始于下半年，因此若是在2012年進(jìn)行“營改增”試點(diǎn)的地區(qū)，將其改革起始年份視為2013年；同理，在2013年進(jìn)行改革的地區(qū)，將改革起始年份設(shè)定為2014年。結(jié)構(gòu)性減稅影響地方財(cái)政可持續(xù)性的模型設(shè)定如下：

fspacei,t=β0+β1reformi,t+ηZi,t+λi+φt+εi,t

(5)

其中，下標(biāo)i和t分別表示地級市和年份，fspace為測算的地方財(cái)政可持續(xù)性指標(biāo)，reform為政策變量，Z為其他控制變量，λ和φ分別表示個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。當(dāng)該地級市i在t年實(shí)施了“營改增”，則reformit取值為1，否則取值為0。

為進(jìn)一步單獨(dú)評估不同階段“營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性的政策效應(yīng)，本文借鑒彭飛等(2018)[42]的研究思路，在劃分階段的基礎(chǔ)上定義了兩個(gè)政策虛擬變量：即若該地區(qū)在第一階段改革，政策變量reform2013取值為1，否則取值為0；同理，若在第二階段改革，則政策變量reform2014取值為1，否則取值為0。階段改革的模型形式如下：

fspacei,t=β0+β1reform2013it+β2reform2014it

+ηZi,t+λi+φt+εi,t

(6)

3.結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性的影響機(jī)制。

為探索結(jié)構(gòu)性減稅影響地方財(cái)政可持續(xù)性的具體路徑，在理論分析的基礎(chǔ)上，本文選取企業(yè)固定資產(chǎn)投資(indinv)、發(fā)明專利數(shù)(patent)、非稅收入(nontax)、隱性債務(wù)(im_debt)四個(gè)機(jī)制變量代表結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性存在的生產(chǎn)激勵(lì)效應(yīng)和行為扭曲效應(yīng)。借鑒范子英等(2016)[43]的研究思路，本文采用在式(5)的基礎(chǔ)上將被解釋變量地方財(cái)政可持續(xù)性(fspace)替換為機(jī)制變量的機(jī)制分析方法，若政策變量(reform)對機(jī)制變量有顯著的影響，則證明結(jié)構(gòu)性減稅可以通過該路徑影響地方財(cái)政可持續(xù)性，反之，則表明該路徑不是結(jié)構(gòu)性減稅影響地方財(cái)政可持續(xù)性的主要渠道。

(二)變量說明

1.地方財(cái)政可持續(xù)性量化測度的相關(guān)變量。

(1)被解釋變量。基本盈余率(bs)，即基本盈余與GDP的比值，其中基本盈余為財(cái)政收入減去不包含利息支出的財(cái)政支出，利息支出既包括國債利息支出，也包括地方債務(wù)利息支出。在國債利息支出的計(jì)算中，由于地級市相關(guān)數(shù)據(jù)幾乎無法獲取，本文通過比例法，按照地級市財(cái)政支出占所在省份財(cái)政支出的比例分配該省份的國債還本付息支出進(jìn)行估算；在地方債務(wù)利息的測算中，由于現(xiàn)有資料并未統(tǒng)計(jì)，而在2014年以前，由于新《預(yù)算法》尚未頒布，地方政府主要通過地方融資平臺(tái)進(jìn)行融資，本文借鑒陳寶東和鄧曉蘭(2018)[29]的研究思路，以當(dāng)年各地區(qū)發(fā)行的城投債發(fā)行平均利率乘以地方債務(wù)余額計(jì)算得到。

(2)核心解釋變量。地方政府債務(wù)率(debt)，即地方政府債務(wù)余額與GDP之比。由于2014年之前地方債務(wù)準(zhǔn)確數(shù)據(jù)難以獲得，因此本文借鑒張憶東和李彥霖(2013)[44]提出的地方債務(wù)估算方法，根據(jù)地方政府投資的現(xiàn)金平衡等式，即地方政府負(fù)債=市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資-預(yù)算內(nèi)資金投入-土地出讓收入中用于投資-投資項(xiàng)目盈利現(xiàn)金流入(6)a.市政領(lǐng)域的固定資產(chǎn)投資：參照張憶東和李彥霖(2013)[44]選取市政領(lǐng)域的七個(gè)行業(yè)，加總后計(jì)算其占總投資的比例，再乘以固定資產(chǎn)投資預(yù)算內(nèi)資金中地方項(xiàng)目的比例，得到地方政府承擔(dān)支出責(zé)任部分的投資投入比例，運(yùn)用該比例估算地級市層面的固定資產(chǎn)投資中用于市政領(lǐng)域的部分，當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資為上一年折舊后的部分與本年度新增之和。b.預(yù)算內(nèi)資金投入：近似為資本性支出，由各地區(qū)預(yù)算內(nèi)資金乘以資本性支出比例計(jì)算得到，設(shè)定地級市的資本性支出比例等同于該省份的資本性支出比例。c.土地出讓收入中用于投資：土地出讓收入需要大量用于如征地及拆遷補(bǔ)償支出等經(jīng)常性支出后，再用地方政府的資本性支出，該比重確定為城市建設(shè)支出、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)占國有土地使用權(quán)出讓金的比例。d.投資項(xiàng)目盈利現(xiàn)金流入：地方政府的投資項(xiàng)目并非完全不盈利資產(chǎn)，根據(jù)張憶東和李彥霖(2013)[44]的估算，政府投資項(xiàng)目維持零利潤，因此地方政府項(xiàng)目的經(jīng)營性現(xiàn)金流入僅來源于固定資產(chǎn)折舊，并設(shè)定固定資產(chǎn)折舊率為5%，與上年度固定資產(chǎn)投資額相乘，得到項(xiàng)目投資的盈利現(xiàn)金流入。，倒推估算出2014年及之前地方債務(wù)規(guī)模。

(3)控制變量。在地方財(cái)政可持續(xù)性的測度模型中，借鑒已有文獻(xiàn)，本文選取了四個(gè)控制變量，分別是財(cái)政支出效率(fe_eff)、財(cái)政支出缺口(fe_gap)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ins)、貿(mào)易開放度(open)。在財(cái)政收入增速放緩、財(cái)政支出剛性增強(qiáng)的背景下，較高地方財(cái)政支出效率對于緩解財(cái)政壓力、增大財(cái)政盈余是有積極作用的。本文運(yùn)用DEA-Malmquist指數(shù)方法，選取財(cái)政科學(xué)支出、教育支出、社會(huì)保障和就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生與計(jì)劃生育支出以及其他支出(數(shù)據(jù)來源CEIC數(shù)據(jù)庫)作為投入指標(biāo)，對應(yīng)選取科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)從業(yè)人員，發(fā)明專利個(gè)數(shù)(數(shù)據(jù)來源中外專利信息服務(wù)平臺(tái))，每萬人在校大學(xué)生數(shù)，每百人公共圖書館藏書，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)，基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)，失業(yè)保險(xiǎn)參保人數(shù)，醫(yī)院、衛(wèi)生院床位數(shù)，醫(yī)生數(shù)，年末郵局?jǐn)?shù)，郵政業(yè)務(wù)收入，供水總量，全社會(huì)用電量，每萬人擁有公共汽車，人均城市道路面積，綠地面積這16個(gè)指標(biāo)進(jìn)行人均化處理后作為產(chǎn)出指標(biāo)，測算得出財(cái)政支出效率(fe_eff)。財(cái)政支出的波動(dòng)也會(huì)影響到地方財(cái)政盈余，可以通過HP濾波法計(jì)算得到財(cái)政支出缺口(fe_gap)來衡量。而地方財(cái)政也與地區(qū)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境密切相關(guān)，可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ins)和貿(mào)易開放度(open)進(jìn)行控制，前者為第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比值，后者為進(jìn)出口貿(mào)易額與GDP之比。

2.結(jié)構(gòu)性減稅影響地方財(cái)政可持續(xù)性的相關(guān)變量。

(1)被解釋變量。地方財(cái)政可持續(xù)性(fspace)，可通過構(gòu)建的財(cái)政反應(yīng)函數(shù)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法對其進(jìn)行估計(jì)得到相關(guān)系數(shù)，后將各變量的平均值代入式(3)并求解方程以得到地方債務(wù)率的上限值，并求其與地方債務(wù)率實(shí)際值的差值，差值即為地方財(cái)政空間，可以用以衡量地方財(cái)政可持續(xù)性。

(2)核心解釋變量。政策變量(reform)，當(dāng)該地級市i在t年實(shí)施了“營改增”，reformit取值為1，否則取值為0。

(3)機(jī)制變量。基于上文的理論分析，本文選取了四個(gè)機(jī)制變量代表四條影響路徑。從企業(yè)角度，生產(chǎn)激勵(lì)效應(yīng)體現(xiàn)在企業(yè)固定資產(chǎn)投資和創(chuàng)新投入的增加。前者可用企業(yè)固定資產(chǎn)投資(indinv)衡量，該指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，通過加總地級市層面企業(yè)的固定資產(chǎn)規(guī)模得到。后者可通過創(chuàng)新投入的產(chǎn)出發(fā)明專利數(shù)(patent)，即地級市層面發(fā)明專利的數(shù)量來表示，該數(shù)據(jù)來源于中外專利信息服務(wù)平臺(tái)。就改革對地方政府行為的扭曲而言，主要體現(xiàn)在地方政府對稅收收入以外的其他收入的增加。一方面，本文選用非稅收入(nontax)，即非稅收入增速與GDP增速之比來衡量非稅收入的變化；另一方面，則利用毛捷和徐軍偉(2019)[40]測算的地方投融資平臺(tái)有息債務(wù)余額與GDP的比重即隱性債務(wù)(im_debt)表示地方政府的隱性債務(wù)負(fù)擔(dān)。

(4)控制變量。為緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，本文選取如下控制變量：產(chǎn)出缺口(gdp_gap)，通過HP濾波法計(jì)算得到，反映了產(chǎn)出的波動(dòng)趨勢，作為經(jīng)濟(jì)形勢的體現(xiàn)會(huì)影響財(cái)政狀況。地方固定資產(chǎn)投資(inv)，即地級市固定資產(chǎn)投資額與GDP之比，較大的固定資產(chǎn)投資額，意味著較高財(cái)政支出，給財(cái)政可持續(xù)性造成一定壓力。財(cái)政收入分權(quán)(re_fd)，本文借鑒郭慶旺和賈俊雪(2010)[45]、張曙霄和戴永安(2012)[46]的計(jì)算方法，將財(cái)政收入分權(quán)定義為地級市人均財(cái)政收入占地級市人均財(cái)政收入、省本級人均財(cái)政收入和中央人均財(cái)政收入之和的比值，財(cái)政收入分權(quán)越高，意味著地區(qū)的財(cái)政自主權(quán)越高，財(cái)政可持續(xù)性越好。土地出讓收入(land_inc)，土地出讓收入金占地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入的比重，反映了地方政府對土地財(cái)政的依賴度，該指標(biāo)較高時(shí)，財(cái)政情況是較不樂觀的。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

由于2010年之前發(fā)生了金融危機(jī)并陸續(xù)出臺(tái)了一些刺激經(jīng)濟(jì)政策，以及2014年新《預(yù)算法》頒布使得地方債納入預(yù)算管理等政策事件可能對評估“營改增”政策效果產(chǎn)生干擾，因此本文采用2010—2014年我國285個(gè)地級市的面板數(shù)據(jù)分析結(jié)構(gòu)性減稅對地方財(cái)政可持續(xù)性的影響效應(yīng)。需要說明的是，由于地方財(cái)政反應(yīng)函數(shù)涉及滯后項(xiàng)，該模型相關(guān)變量樣本跨度拓展為2009—2014年。本文的原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國國土資源年鑒》《中國城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒》、CSMAR數(shù)據(jù)庫、CEIC數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫以及中外專利信息服務(wù)平臺(tái)等。在數(shù)據(jù)處理過程中，本文對異常值和缺失值進(jìn)行了修正和填補(bǔ)。各變量的說明與描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)地方財(cái)政可持續(xù)性的量化測度

借鑒Ghosh等(2013)[27]、陳寶東和鄧曉蘭(2018)[29]的研究思路，本文通過估計(jì)包含三次項(xiàng)的非線性財(cái)政反應(yīng)函數(shù)判斷地方財(cái)政可持續(xù)性。所選樣本回歸結(jié)果如表2所示，其中，列(1)表示f(debt)的形式為線性函數(shù)的估計(jì)結(jié)果，列(2)、列(3)表示f(debt)的形式為非線性函數(shù)的估計(jì)結(jié)果。列(1)核心變量地方政府債務(wù)率(debt1)的估計(jì)結(jié)果并不顯著，說明線性形式的財(cái)政反應(yīng)函數(shù)并不符合我國地級市層面的財(cái)政情況。列(2)中，地方政府債務(wù)率二次項(xiàng)(debt2)系數(shù)在10%的水平上顯著為正，一次項(xiàng)(debt1)系數(shù)為負(fù)但不顯著，即基本盈余率與地方政府債務(wù)率呈U形關(guān)系，這表明地方政府處于“財(cái)政疲勞”的初始階段(李丹等，2017[28])，但對于部分地方政府債務(wù)率水平較高的地區(qū)解釋力不足。而列(3)中，地方政府債務(wù)率三次項(xiàng)(debt3)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，一次項(xiàng)與二次項(xiàng)系數(shù)均在1%的水平上顯著，再一次表明地方政府存在“財(cái)政疲勞”現(xiàn)象，且不限于地方政府債務(wù)率水平較低的初始階段。不管是列(2)還是列(3)，其估計(jì)結(jié)果中控制變量的系數(shù)也基本符合預(yù)期。財(cái)政支出效率(fe_eff)系數(shù)顯著為正，表明財(cái)政支出效率對基本盈余率有正向影響；財(cái)政支出缺口(fe_gap)系數(shù)顯著為負(fù)，即當(dāng)財(cái)政支出波動(dòng)為正時(shí)，基本盈余率會(huì)降低。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ins)與貿(mào)易開放度(open)的系數(shù)不顯著且數(shù)值較小，在此不對其進(jìn)行討論?；谝陨戏治?，在非線性的財(cái)政反應(yīng)函數(shù)中，三次函數(shù)即列(3)的估計(jì)結(jié)果要明顯優(yōu)于列(2)，因此，本文選取列(3)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行財(cái)政空間計(jì)算。將表2列(3)對應(yīng)變量系數(shù)代入式(3)可整理得估計(jì)方程：

+0.055 6(ri-gi)]debti-0.012 1fe_effi

+0.125 4fe_gapi+0.003 0insi-0.004 5openi

-0.002 9=0

(7)

表2 財(cái)政反應(yīng)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果

將2010—2014年除地方政府債務(wù)率(debt)外其他變量均值代入式(7)，可得關(guān)于debt的一元三次方程，求解該方程實(shí)數(shù)根解中較大值即為地方政府債務(wù)率上限值debt*。在此基礎(chǔ)上，利用式(4)可以計(jì)算出各地區(qū)的地方財(cái)政空間。地方政府財(cái)政空間的核密度分布圖如圖2所示，可以看出，在樣本觀察期間我國大部分地區(qū)的財(cái)政空間數(shù)值較高，集中在0.5～0.8之間。較高的財(cái)政空間數(shù)值說明該地區(qū)的實(shí)際負(fù)債率與其上限值之間還有較大距離，因此，地方政府有充足的空間通過財(cái)政調(diào)整建立起正向的財(cái)政反饋機(jī)制、改善優(yōu)化地方財(cái)政狀況，即地方財(cái)政具備較強(qiáng)的可持續(xù)性。

圖2 地方財(cái)政空間核密度分布圖

(二)基準(zhǔn)回歸分析

本文運(yùn)用多期DID方法評估“營改增”試點(diǎn)為代表的結(jié)構(gòu)性減稅政策影響地方財(cái)政可持續(xù)性的凈效應(yīng)，回歸結(jié)果如表3所示。其中，列(1)和列(2)為改革總體效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，列(3)和列(4)為改革階段效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。列(1)和列(3)中不加入控制變量，而列(2)和列(4)為加入控制變量的估計(jì)結(jié)果，上述估計(jì)均控制個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。在不加入控制變量時(shí)，核心變量(reform)系數(shù)在10%的水平上顯著為正，在加入其他控制變量后，該系數(shù)仍為正，并從0.006 1提高至0.007 6，顯著水平也提高至1%，但系數(shù)數(shù)值較小，說明“營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性有著微弱的促進(jìn)作用，假說1a成立。列(2)的回歸結(jié)果顯示，“營改增”使得改革地區(qū)的地方財(cái)政可持續(xù)性水平較未改革時(shí)平均高出0.007 6，大約為平均地方財(cái)政可持續(xù)性的1.32%(0.007 6/0.577 3)。

列(3)的估計(jì)結(jié)果表明，改革第一階段的政策變量(reform2013)系數(shù)顯著為正，但改革第二階段的政策變量(reform2014)系數(shù)卻顯著為負(fù)。在加入控制變量后，reform2013的系數(shù)由0.010 9提高至0.011 8，大約為平均地方財(cái)政可持續(xù)性的2.04%(0.011 8/0.577 3)，顯著性水平也上升至1%；reform2014盡管不顯著，但仍為負(fù)數(shù)。從分階段改革的估計(jì)結(jié)果來看，“營改增”逐步推開的模式使得改革的政策效應(yīng)在先改革地區(qū)與后改革地區(qū)之間存在差異。這種差異可能是源于改革第一階段的地區(qū)先享受到了政策紅利，率先打通了增值稅的抵扣鏈條，增強(qiáng)了該地區(qū)企業(yè)的核心競爭力，促進(jìn)了當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)分工與升級，這種先發(fā)優(yōu)勢使得處于競爭地位的后改革地區(qū)的政策紅利被削弱，而不能被政策紅利覆蓋的政策成本就體現(xiàn)為改革對于該地區(qū)的地方財(cái)政可持續(xù)性的效應(yīng)是負(fù)面的。

控制變量的回歸結(jié)果也基本符合本文預(yù)期。固定資產(chǎn)投資(inv)對地方財(cái)政可持續(xù)性存在負(fù)向影響。鑒于我國地方財(cái)政支出主要流向基建領(lǐng)域，固定資產(chǎn)投資水平較高意味著財(cái)政支出壓力較大，因此抑制了財(cái)政可持續(xù)性。產(chǎn)出缺口(gdp_gap)與財(cái)政收入分權(quán)(re_fd)對財(cái)政可持續(xù)性都正相關(guān)。前者說明產(chǎn)出正向波動(dòng)越大，則財(cái)政可持續(xù)性越強(qiáng)；后者表明當(dāng)?shù)貐^(qū)財(cái)政自主權(quán)越高時(shí)，財(cái)政可持續(xù)性越強(qiáng)。土地出讓收入(land_inc)反映了地方政府對土地財(cái)政的依賴度，但在回歸結(jié)果中并不顯著。

表3 “營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性影響的基準(zhǔn)回歸分析

(三)動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

DID方法的前提是滿足平行趨勢假設(shè)，即控制組與實(shí)驗(yàn)組在沒有政策干擾的情況下變動(dòng)趨勢一致。而隨著改革的推進(jìn)，增值稅抵扣鏈條在樣本后期趨于完善，減稅逐步落實(shí)，“營改增”對于地方財(cái)政可持續(xù)性的影響也隨著時(shí)間而不斷變化。因此，本文對樣本的平行趨勢進(jìn)行檢驗(yàn)，并探討“營改增”試點(diǎn)對地方財(cái)政可持續(xù)性是否存在動(dòng)態(tài)效應(yīng)。構(gòu)建模型如下：

(8)

其中：dummy是一系列虛擬變量，如果地區(qū)i在年份t距離“營改增”改革時(shí)點(diǎn)的期數(shù)為j，那么該變量取1，否則取0；核心系數(shù)βj對應(yīng)改革前后不同期數(shù)的政策影響；其余變量定義與式(5)一致?；鶞?zhǔn)年設(shè)為政策實(shí)施前一年，并為避免多重共線性在實(shí)際回歸中將其剔除。

圖3 “營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性的平行趨勢與動(dòng)態(tài)效應(yīng)(置信區(qū)間為95%)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量。

為避免財(cái)政可持續(xù)性指標(biāo)測算方法可能造成的偏誤，本文對被解釋變量的代理指標(biāo)進(jìn)行替換。本文引入財(cái)政壓力的概念，對于一個(gè)地區(qū)而言，當(dāng)其財(cái)政可持續(xù)性較強(qiáng)時(shí)，相應(yīng)財(cái)政壓力會(huì)較弱，反之亦然，因此，財(cái)政壓力可以視為財(cái)政可持續(xù)性的一個(gè)反指標(biāo)。本文借鑒曹婧等(2019)[47]、儲(chǔ)德銀和遲淑嫻(2018)[48]的研究，用財(cái)政缺口與財(cái)政縱向失衡作為財(cái)政壓力的代理指標(biāo)(7)財(cái)政缺口=(地方財(cái)政支出-地方財(cái)政收入)÷地方財(cái)政收入，其中，地方財(cái)政收入包括預(yù)算內(nèi)和中央轉(zhuǎn)移支付，中央轉(zhuǎn)移支付由支出比例法計(jì)算得到。財(cái)政缺口越大，地方財(cái)政壓力越大。財(cái)政縱向失衡=1-財(cái)政收入分權(quán)/財(cái)政支出分權(quán)×(1-財(cái)政收支缺口率)，本文在原公式的基礎(chǔ)上將財(cái)政支出分權(quán)定義為地級市人均財(cái)政支出占地級市人均財(cái)政支出、省本級人均財(cái)政支出和中央人均財(cái)政支出之和的比值；財(cái)政收入分權(quán)同上；而財(cái)政收支缺口率等于地方財(cái)政支出減去財(cái)政收入的差額與財(cái)政支出的比值。財(cái)政縱向失衡越大，地方財(cái)政壓力越大。?；貧w結(jié)果如表4列(1)和列(2)所示，“營改增”在5%的水平上顯著抑制了地方財(cái)政壓力，即促進(jìn)了地方財(cái)政可持續(xù)性，驗(yàn)證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 “營改增”影響地方財(cái)政可持續(xù)性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.剔除副省級市。

由于副省級市的經(jīng)濟(jì)政治情況與一般地級市相比較為不同，將其作為實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行回歸可能產(chǎn)生偏誤，本文剔除副省級市樣本后進(jìn)行相關(guān)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表4中列(3)所示。在剔除副省級市的回歸結(jié)果中，政策變量的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明“營改增”試點(diǎn)對地方財(cái)政可持續(xù)性存在顯著正向影響的回歸結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

3.安慰劑檢驗(yàn)。

圖4 隨機(jī)試驗(yàn)相關(guān)統(tǒng)計(jì)量分布圖

五、進(jìn)一步的討論

(一)異質(zhì)性分析

我國不同地區(qū)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)等方面存在著較大差異，因此，“營改增”對于不同地區(qū)的地方財(cái)政可持續(xù)性的影響可能有所不同。為驗(yàn)證這一點(diǎn)，本文對樣本作地區(qū)分組處理并進(jìn)行異質(zhì)性分析，依據(jù)地理位置分為東中西三組，并分別進(jìn)行計(jì)量回歸，結(jié)果分別對應(yīng)表5中的列(1)～列(3)?；貧w結(jié)果顯示，“營改增”試點(diǎn)對于東部地區(qū)的地方財(cái)政可持續(xù)性有著明顯的促進(jìn)作用，對中部地區(qū)幾乎沒有影響，而對西部地區(qū)則存在一個(gè)顯著的負(fù)向影響。可能的原因是，東部發(fā)達(dá)地區(qū)不僅擁有較好的財(cái)政狀況足以承受轉(zhuǎn)換改革帶來政策成本，同時(shí)在產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)融合方面具有較好的基礎(chǔ)，而“營改增”政策順應(yīng)并激勵(lì)了該地區(qū)制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的融合發(fā)展，使得政策紅利在這部分地區(qū)得到充分發(fā)揮，為地方財(cái)政的可持續(xù)性提供了內(nèi)在動(dòng)力。此外，改革在地區(qū)間存在異質(zhì)性也說明了“營改增”可能會(huì)一定程度上惡化本就不平衡的地方財(cái)政狀況，需要配套的其他均衡政策進(jìn)行調(diào)節(jié)彌補(bǔ)，以實(shí)現(xiàn)地方財(cái)政的區(qū)域協(xié)同發(fā)展。

由于“營改增”主要集中在服務(wù)業(yè)，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同的地區(qū)受改革的影響可能也有所不同。本文以樣本中2012的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)為劃分依據(jù)，將樣本分為第三產(chǎn)業(yè)占比較低與第三產(chǎn)業(yè)占比較高的兩個(gè)子樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表5中列(4)和列(5)所示。列(4)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較低城市的回歸結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)，政策變量的系數(shù)為正但不顯著，表明“營改增”對第三產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)則沒有明顯影響。列(5)的回歸結(jié)果顯示，政策變量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明“營改增”對于第三產(chǎn)業(yè)占比較高的地區(qū)的地方財(cái)政可持續(xù)性存在顯著的正向影響。上述的回歸結(jié)果表明，“營改增”可通過直接降低服務(wù)業(yè)稅負(fù)對地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生促進(jìn)作用，進(jìn)而影響了財(cái)政可持續(xù)性，但制造業(yè)間接享受的政策紅利反映在財(cái)政上的最終效果卻并不明顯，這意味著在短期內(nèi)政策的直接效應(yīng)更為顯著，間接效應(yīng)或因存在滯后性而難以體現(xiàn)。

表5 “營改增”影響地方財(cái)政可持續(xù)性的異質(zhì)性分析

(二)影響機(jī)制分析

上文分析發(fā)現(xiàn)，“營改增”試點(diǎn)對地方財(cái)政可持續(xù)性有著顯著的正向影響，進(jìn)一步地，“營改增”試點(diǎn)是通過何種傳導(dǎo)途徑對地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生影響？回答該問題有助于深入理解“營改增”影響地方財(cái)政可持續(xù)性的作用機(jī)制和約束條件。在機(jī)理分析基礎(chǔ)上，本文檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)性減稅可能影響地方財(cái)政可持續(xù)性的四條影響路徑，分別是固定資產(chǎn)投資、地區(qū)創(chuàng)新研發(fā)、收入結(jié)構(gòu)扭曲、隱性債務(wù)負(fù)擔(dān)。本文在式(5)的基礎(chǔ)上將被解釋變量地方財(cái)政可持續(xù)性(fspace)替換為這四條路徑對應(yīng)的機(jī)制變量，即企業(yè)固定資產(chǎn)投資(indinv)、發(fā)明專利數(shù)(patent)、非稅收入(nontax)與隱性債務(wù)(im_debt)，以進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

影響機(jī)制的回歸結(jié)果如表6所示。其中，列(1)中被解釋變量為企業(yè)固定資產(chǎn)投資，回歸結(jié)果顯示，政策變量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明“營改增”對于企業(yè)固定資產(chǎn)投資(indinv)有著明顯的正向作用。列(2)中被解釋變量為發(fā)明專利數(shù)，用以衡量地區(qū)創(chuàng)新研發(fā)程度。結(jié)果顯示，政策變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明“營改增”對于地區(qū)的創(chuàng)新研發(fā)有促進(jìn)作用。列(3)和列(4)分別是非稅收入與隱性債務(wù)的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，政策變量的系數(shù)均顯著為正，表明“營改增”帶來的減收壓力影響了地方政府行為，進(jìn)一步造成了財(cái)政收入結(jié)構(gòu)的扭曲和隱性債務(wù)負(fù)擔(dān)的增加。

上述的回歸結(jié)果表明：一方面，“營改增”會(huì)通過促進(jìn)企業(yè)增加固定資產(chǎn)投資與創(chuàng)新研發(fā)激發(fā)微觀企業(yè)主體活力，擴(kuò)大潛在稅基，充分利用政策紅利為地方財(cái)政可持續(xù)性提供保障；另一方面，“營改增”帶來的財(cái)政壓力也會(huì)影響地方政府行為，導(dǎo)致地方收入結(jié)構(gòu)的扭曲和隱性債務(wù)負(fù)擔(dān)的增加，這些政策成本最終抑制地方財(cái)政可持續(xù)性。但總體來看，“營改增”的政策紅利于地方財(cái)政可持續(xù)的積極效果是略勝于其成本所帶來的負(fù)面作用，政策效應(yīng)仍表現(xiàn)為當(dāng)期期內(nèi)的微弱促進(jìn)作用?？梢酝ㄟ^引導(dǎo)鼓勵(lì)企業(yè)增加投資與創(chuàng)新投入持續(xù)發(fā)揮結(jié)構(gòu)性減稅政策紅利，同時(shí)約束地方政府尋求預(yù)算外收入的行為進(jìn)而逐步化解政策成本。

表6 “營改增”影響地方財(cái)政可持續(xù)性的機(jī)制分析

六、結(jié)論與政策建議

作為積極財(cái)政政策和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要工具，結(jié)構(gòu)性減稅的政策紅利和政策成本如何是一個(gè)值得關(guān)注的問題，這對進(jìn)一步推進(jìn)減稅政策落地有著重要意義。特別是在財(cái)政壓力不容小覷的現(xiàn)實(shí)情況下，其對地方財(cái)政可持續(xù)性的影響迫切需要評估。本文采用2010—2014年我國285個(gè)地級市的面板數(shù)據(jù)，先構(gòu)建財(cái)政反應(yīng)函數(shù)對地方財(cái)政可持續(xù)性進(jìn)行量化評估，后利用“營改增”為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)建DID模型對結(jié)構(gòu)性減稅是否影響以及如何影響地方財(cái)政可持續(xù)性進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果顯示，“營改增”對地方財(cái)政可持續(xù)性存在顯著的正向作用并在實(shí)施后逐漸加強(qiáng)，存在政策滯后性。此外，“營改增”的政策影響還有明顯的異質(zhì)性效應(yīng)，對東部地區(qū)的地方財(cái)政可持續(xù)性存在顯著的積極影響，而對西部地區(qū)則有顯著的負(fù)面作用，這說明“營改增”會(huì)加劇地方財(cái)政狀況的橫向失衡。進(jìn)一步地，通過影響機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)“營改增”試點(diǎn)既會(huì)通過刺激企業(yè)增加投資和創(chuàng)新研發(fā)的生產(chǎn)激勵(lì)效應(yīng)達(dá)到涵養(yǎng)稅基、促進(jìn)地方財(cái)政可持續(xù)性的目的，又對地方政府行為有著扭曲效應(yīng)，通過扭曲地方財(cái)政收入結(jié)構(gòu)與增加隱性債務(wù)負(fù)擔(dān)對地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生負(fù)面影響。以“營改增”為代表的結(jié)構(gòu)性減稅紅利在政策實(shí)施后持續(xù)釋放，但其政策成本也不容小覷。

因此，為促進(jìn)地方財(cái)政的長期可持續(xù)性，在進(jìn)一步推進(jìn)減稅政策的過程中，要著眼于政策紅利的充分發(fā)揮與政策成本的合理控制。本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：

第一，適時(shí)調(diào)整減稅政策，落實(shí)企業(yè)減負(fù)，改善稅收營商環(huán)境，培植財(cái)源。通過直接調(diào)整相關(guān)稅率的減稅政策配合創(chuàng)新加速折舊、分期或延期納稅、增加虧損結(jié)轉(zhuǎn)年限等間接優(yōu)惠制度，多層次實(shí)現(xiàn)企業(yè)減負(fù)，同時(shí)利用大數(shù)據(jù)和互聯(lián)網(wǎng)等手段來加強(qiáng)稅收征管，通過繳稅方式多樣化、稅銀征信互動(dòng)化等渠道實(shí)現(xiàn)辦稅成本降低，全面推進(jìn)稅收治理現(xiàn)代化。整合多方面政策改善稅收營商環(huán)境，為企業(yè)發(fā)展注入活力，充分發(fā)揮減稅政策的生產(chǎn)激勵(lì)效應(yīng)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中培植財(cái)源，保證地方財(cái)政的可持續(xù)性。

第二，推進(jìn)多稅種改革，完善地方稅收體系，實(shí)現(xiàn)稅制優(yōu)化。在“營改增”基礎(chǔ)上，可進(jìn)一步推進(jìn)消費(fèi)稅征收環(huán)節(jié)后移，即征收環(huán)節(jié)由生產(chǎn)環(huán)節(jié)、加工環(huán)節(jié)后移至批發(fā)零售環(huán)節(jié)，激勵(lì)生產(chǎn)的同時(shí)實(shí)現(xiàn)稅制優(yōu)化。此外，可穩(wěn)妥推進(jìn)房地產(chǎn)稅立法，不僅確保地方政府擁有持續(xù)、穩(wěn)定的收入來源，還能夠?qū)崿F(xiàn)減少稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁、遏制兩極分化、促進(jìn)社會(huì)公平的目的。落實(shí)減稅降費(fèi)政策、配套推進(jìn)其他稅種改革是優(yōu)化我國稅制、探索地方財(cái)政合理的“增收”空間、保障地方財(cái)政的長期可持續(xù)性的必由之路。

第三，處理好減稅紅利與政策成本分?jǐn)傟P(guān)系，協(xié)調(diào)央地關(guān)系，緩解地方財(cái)政壓力，改善政府間財(cái)政失衡狀況。一方面，要調(diào)整中央和地方的財(cái)權(quán)與支出責(zé)任，避免地方政府的財(cái)政壓力過大，進(jìn)而在理順各級政府事權(quán)與支出責(zé)任的基礎(chǔ)上改革分稅制財(cái)政收入分配體制。另一方面，中央要繼續(xù)加大對地方均衡性轉(zhuǎn)移支付力度，推動(dòng)區(qū)域財(cái)力均衡帶動(dòng)基本公共服務(wù)均等化，以加快實(shí)現(xiàn)地方政府間協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)。在緩解央地間財(cái)政縱向失衡的同時(shí)，改善地方政府間財(cái)政橫向失衡，以促進(jìn)地方財(cái)政的可持續(xù)性。