营业税和增值税结构与地方经济增长.doc

1、1营业税和增值税结构与地方经济增长摘要：“营改增”政策已经在全国得到了推广，但其对地方生产总值的作用尚未得到验证。以 19962013 年中国省级面板数据为样本，本文通过对营增比与 GDP 之间的关系进行计量分析，考察了“营改增”政策对地方经济发展的影响。得出了以下结论：其一， “营改增”对经济发展具有一定的促进作用；其二， “营改增”对经济的促进作用在东中西部存在差异；其三， “营改增”对具有不同产业结构的省份影响存在显著差异。并在此基础上，提出了针对性的政策建议。 关键词：“营改增” 经济增长 营业税 增值税 一、问题的提出 自 2012 年起至今， “营改增”经历了由上海试点到全国推广，

2、由部分行业扩展到全部服务业。自 2016 年 5 月 1 日起，中国将全面推开营改增试点，将建筑业、房地产业、金融业、生活服务业全部纳入营改增试点。但是各个省份的情况各异，不同的服务行业所面临的税收情况差异较大，使得“营改增”效果仍然难以确定。在这种情境下，需要从深层次考虑“营改增”实施过程中的实际效果和可能存在的问题。在现阶段，由于“营改增”在全国推广的时间较短，还无法详细说明“营改增”对于区域经济增长的影响（汤蕴懿和闫强，2014） 。因此，利用历史数据，厘清增值税和营业税与经济增长之间的关系不仅对论证“营改增”政策的合法性具有重要的意义，对于“营改增”政策的顺利实施和改进也尤2为重要。并

3、且， “营改增”之后地方和中央在增值税的归属上的问题是否会影响地方的财政收入，对地方经济增长的促进作用如何？尚未有学者进行系统解答。鉴于此，本文着重解决两个问题：其一， “营改增”对地方经济增长有没有显著的促进作用？其二， “营改增”对地方经济增长的促进作用是否存在显著差异？或是具有什么特征的省份会受益于“营改增” 。 二、已有研究评述 在我国，针对“营改增”的研究主要集中在两个方面，即“营改增”的可行性及其经济影响。在 2012 年“营改增”政策试点之前，研究主要集中在中国税负结构的存在的问题上，虽然税负结构与中国经济增长的关系尚无定论，如有学者认为税负水平越高，对经济增长的促进作用越高（沈

4、坤荣和付文林，2006；汤蕴懿和闫强，2014） 。而马拴友（2001） 、李永友（2004） 、郭庆旺和吕冰洋（2004） 、刘军（2006） 、何茵和沈明高（2009） 、李涛等（2011）的研究却发现我国税收与经济增长表现为明显的负相关关系，因此减税是促进经济增长的可行政策。但税收结构中营业税和增值税并存的弊端已经得到了广泛认同，如重复征税、限制第三产业发展、削弱我国产品和劳务的国际竞争力等（贾康和施文泼，2010；刘中虎，2013） 。因此，营业税和增值税改革势在必行。 所以后续的研究不再关注“营改增”的可行性考证，而转向对“营改增”的社会效益和经济效益的研究。就“营改增”对政府财政收

5、入的影响而言，安体富（2013）认为“营改增”在短期内会减少政府财政收人，而在长期则可以通过扩大税基和税源，缓和政府财政收入的减少；3寇明风（2014）认为“营改增”会减少地方税收收入，加大地方财政压力。许梦博等（2016）则通过构建可计算的一般均衡模型（CGE 模型） ，短期来看， “营改增”会减少财政收入，而长期来看，改革能够增加财政收入；周彬和杜两省（2016）认为“营改增”后地方财政收入减少不等于全国财政收入减少，试点阶段短期内“营改增”对全国财政收入甚至有增加的效果，由于营改增后地方税收失去营业税主体税种，中央应充分调动地方政府的积极性，注重建立激励相容的财税体制，适当提高地方政府分

6、成比例，并且调整后的分税制应该继续保持一定的弹性，不宜采取全国“一刀切”模式。除此之外，还有研究关注于营改增对公共债务等的影响（张晓娣，2015） 。 在“营改增”对收入分配的影响方面，周克清和毛锐（2014）认为“营改增”可以提高所得税和财产税的地位，从而缩小收入分配差距；葛玉御等（2015）认为“营改增”提高了包括城乡在内所有居民的收入水平，缩小了城乡居民之间收入分配差距，也缩小了城市与农村内部的收入分配差距，但“营改增”扩围对城市家庭的收入分配效应大于农村。孙正和李学军（2015）的研究认为“营改增”改革试点改变了既有的国民收入分配格局，使国民收入分配中政府部门所得份额下降，企业、居民部

7、门所得份额提高。 在企业层面，现有文献关注与企业进出口、劳动分工、税负等多种视角，如王艺明等（2016）认为“营改增”对进出口的影响可分为“增/减税效应” 、 “税负转嫁效应”以及“进项税抵扣效应” ，而总效应的正负取决于试点后试点企业为增值税一般纳税企业或小规模纳税企业的比例，4以及其试点企业的税负转嫁能力；陈钊和王?D（2016）认为“营改增”改革促进了专业化分工，但在不同行业“营改增”带来的后果存在显著差异；还有一部分学者研究了“营改增”后企业的税收状况（潘文轩，2013；李绍萍，2014） ，如邹筱（2016）则发现“营改增”政策执行后，物流企业税负先涨后降，物流企业适应政策所需的时间

8、越来越短，政策的执行将促进物流业发展。 而在“营改增”对整体经济的影响方面，由于“营改增”实施时间较短，现有研究大多采用投入产出表或 CGE 模型进行分析，如田志伟和胡怡建（2014）的研究发现“营改增”扩围在短期内可以提高经济增长速度，但在长期只能提高经济总量，对经济增长速度没有影响。但这种方法难以体现税制改革过程中的税负动态变化，且投入产出表每隔五年更新一次，难以真实反映“营改增”的真实影响（汤蕴懿和闫强，2014） 。另一部分研究则着重分析营业税或增值税占比与经济增长之间的关系，如何茵和沈明高（2009）的研究认为，营业税和增值税对中国经济增长都具有抑制作用；刘海庆和高凌江（2011）的

9、研究则发现营业税对经济增长具有抑制作用，而增值税则对经济增长具有促进作用。 综上可以发现，营业税或增值税对经济增长是抑制作用还是促进作用，现有研究尚未得到一致结论。因此， “营改增”对经济增长的作用还需要进一步验证。除此之外，现有研究大多以国家层面的数据作为研究基础，但现实中由于中央和地方的税收分成，并不像地方 GDP 加总可得到国家 GDP，地方税收加总和国家税收总额具有较大差异。因此， “营改增”对地方经济增长的影响还需要进一步的分析。鉴于此，本研究将使5用我国 31 个省或直辖市的面板数据，考察营业税和增值税结构对地方经济的影响。 三、模型构建和数据整理 （一）模型构建 为考察“营改增”

10、政策对地方经济的影响，本文以 Arnold 等（2007）的研究为基础，根据扩展的 SolowSwan（1956）新古典增长模型和 Lucas（1988）内生增长模型，首先引入包括物质资本存量、人力资本存量和公共政策变量的规模报酬不变的内生增长模型，具体模型如下：Y=KH（AL）1- （1） 其中 Y 为 GDP，K 代表资本存量，H 为人力资本存量，L 为劳动人口， 为产出对物质资本的偏弹性， 为产出对人力资本的偏弹性，A 为衡量技术和经济效率水平的指标。鉴于本文主要考察“营改增”等税收政策与经济增长的关系，参照刘海庆和高凌江（2011）的研究，本文将 A分解为纯经济效率和内生纯技术进步水平

11、两个因素，其中纯经济效率受到制度和公共政策的影响，而内生纯技术进步水平则仅为时间的函数。 专注于“营改增”政策变量，本文引入两个变量进行衡量，其一为税收总额，作为整体税收政策的控制因素；其二为营业税和增值税的比值，即营增比。 “营改增”政策的直接结果体现在营业税征收的减少和增值税征收的增加，即营增比的增大。因此，使用营增比衡量“营改增”政策具有较高的科学性。鉴于此，模型（1）可以进一步改写为： Y=AKHLxTxYz （2） 其中 Tax 为税收总额，Yz 为营增比。X 为产出对劳动人口的偏弹性，6 为产出对税收总额的偏弹性， 为产出对营增比的偏弹性。对模型（2）两边取自然对数，并进一步考虑面

12、板数据的时间和截面特性，可以推算出一个包含税收政策的理论模型： LnYit=LnAit+LnKit+LnHit+xLnLit+LnTaxit +LnYzi（3） （二）数据整理 本文将使用 19962013 年的中国 31 个省份和直辖市的省级面板数据进行计量检验。GDP、投资总额、劳动力和税收总额等数据均来自中宏网，营增比由每个省份的营业税和增值税的比值表示。对于人力资本的测算，本文使用劳动人口的平均受教育年限来反映人力资本积累，其计算公式为：H=EiQi。广义人力资本存量考查的是经过教育系数加权后的劳动力对经济增长的影响，相较于使用劳动人口的平均受教育年限来反映劳动力的人力资本积累，可以将

13、人力资本因素与劳动力因素进行分离，进而分别考察人力资本因素和劳动力因素对经济增长的贡献（徐瑛等，2006；龙翠红，2007） 。数据的描述性统计结果如表 1 所示。 四、实证检验 （一）单位根检验 为避免出现伪回归，需要首先对数据进行单位根检验。现有的面板数据单位根检验方法主要有两种类型：一是相同根单位根检验方法，代表性的检验方法包括 LLC 检验、Breintung 检验和 Hadri 检验；二是不同根单位根检验方法，代表性的检验方法包括 IPS 检验、Fisher-ADF 检验和 Fisher-PP 检验。为确保结果的稳健型和有效性，本文将采用 LLC 检7验、Breintung 检验、I

14、PS 检验、Fisher-ADF 检验、Fisher-PP 检验和Hadri 检验六种检验方法对 GDP、资本总额、劳动力、人力资本、税收总额和营增比进行平稳性检验。如表 2 所示，检验结果显示：LnGDP、LnK和 LnYZ 的一阶差分，以 LnL、LnH 和 LnTAX 均为平稳序列。因此，我们认定 LnGDP、LnK、LnYZ 为一阶单整过程。 （二）计量检验 鉴于 LnGDP、LnK、LnYZ 均为 I（1）过程，而 LnL、LnH 和 LnTAX 均为平稳序列，因此不能进行协整检验与直接对原序列进行回归，我们对式（3）中的 LnGDP、LnK、LnYZ 作差分处理，以LnGDP 为因

15、变量，构建出模型（4） ，以考察“营改增”政策对地方经济的影响。 LnGDPit=it+LnKit+LnHit+xLnLit +LnTaxit+LuYzit+it （4） 其中 it 为常数项、it 为随机误差项。在进行计量分析之前，需要首先进行模型设定。一般而言，单方程 Panel Data 模型的三种情形：一是在横截面上有个体影响，有结构变化的变系数模型；二是在横截面上有个体影响，无结构变化的变截距模型；三是在横截面上无个体影响，无结构变化的混合回归模型。通过计算可得， F2=1.5809，大于 5%的 F分布临界值 1.2345，拒绝适用于混合回归模型的原假设；而F1=1.6478，同样

16、大于 5%的 F 分布临界值 1.2493，拒绝适用于变截距模型的原假设。因此，模型（4）适用于变系数模型。 与此同时，在进行静态面板数据回归时，固定效应模型和随机效应模型的选择同样会对回归结果产生一定的影响。而本研究因选择了中国831 个省份自治区进行研究，接近全样本，而全样本较为适合固定效应模型（李子奈和叶阿忠，2008） 。因此本研究将使用固定效应变系数模型进行计量回归。 变系数模型的计量回归结果如表 3 所示。R2 和 DW 值分别为 0.7014和 1.9349，模型拟合程度均较好，且不存在自相关问题。虽然混合回归模型结果显示，营增比对 GDP 的整体影响显著为负，但从表 4 的混合

17、回归模型结果可知，在不同省份，营增比对 GDP 的影响存在显著差异。其一，在 31 个省份和直辖市中，营增比对 GDP 的影响在绝大部分省份均为负值，但仅在上海、贵州、黑龙江、山东、山西、内蒙古、陕西、新疆和河南 9 个省份显著，并且在上海，营增比对 GDP 的影响显著为正；其二，即便在 9 个显著的省份，营增比对 GDP 的影响大小也不一致，具体而言，营增比对 GDP 的负向影响由大到小分别为山西、内蒙古、贵州、山东、河南、陕西、新疆、黑龙江和上海。 （三）按省份性质分类的进一步检验 由上文的回归结果可知，营增比对经济的促进作用在不同省份之前存在着巨大差异。可能的原因在于不同省份在区位和经济结构等方面存在的差异。为探究省份之间营增比对经济影响的差异，并为“营改增”政策制定和推广提供针对性建议，本文进行一下两个方面的进一步检验。其一，考察中东西部省份差异，以更为直观地比较地区差异；其二，按照产业结构特征进行分类，从而比较营增比的影响差异。