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(lái)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(guó)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(lái)備受矚目的“營(yíng)改增”政策。據(jù)國(guó)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(lái)，中國(guó)“營(yíng)改增”已累計(jì)減稅近2萬(wàn)億元(1)數(shù)據(jù)來(lái)源于2018年全國(guó)稅務(wù)工作會(huì)議，可在中國(guó)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(yíng)改增”不僅推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型升級(jí)，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(chǎng)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(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、完成增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)換的重要制度保障。

雖然“營(yíng)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(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)，在激發(fā)市場(chǎng)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(lái)嚴(yán)峻挑戰(zhàn)(張斌，2019[5])。長(zhǎng)期以來(lái)，作為地方稅體系的重要稅種，營(yíng)業(yè)稅一直是地方財(cái)政收入的主要來(lái)源。而在“營(yíng)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(yíng)改增”對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的傳導(dǎo)鏈條和作用方式對(duì)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(duì)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(yíng)改增”等。，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多聚焦于對(duì)微觀企業(yè)與宏觀財(cái)政的影響。在對(duì)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(duì)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(duì)財(cái)政收入的影響在不同層級(jí)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(duì)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(duì)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(cè)算出債務(wù)率的上限值，通過(guò)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(wú)法一直通過(guò)改善財(cái)政盈余應(yīng)對(duì)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(duì)債務(wù)增長(zhǎng)的反應(yīng)慢于利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(cè)算我國(guó)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(guò)運(yùn)用DSGE模型等動(dòng)態(tài)模型探究一些外生沖擊對(duì)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(guó)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(duì)全國(guó)層面或省級(jí)層面財(cái)政狀況的影響，缺乏深入到地級(jí)市層面的研究。鑒于此，本文選取2010—2014年全國(guó)285個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)財(cái)政反應(yīng)函數(shù)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性指標(biāo)進(jìn)行量化，以“營(yíng)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(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的影響效應(yīng)。研究結(jié)果表明，“營(yíng)改增”對(duì)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(yíng)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(yíng)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(yíng)改增”既通過(guò)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(guò)構(gòu)建多期雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，對(duì)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(píng)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(jí)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(duì)財(cái)政可持續(xù)性的影響研究深入到地級(jí)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(jí)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(guò)程中權(quán)衡政策成本效益、保障地方財(cái)政長(zhǎng)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(yíng)改增”的制度背景，分析理論機(jī)理并提出研究假說(shuō)；第三部分交代研究設(shè)計(jì)、變量說(shuō)明和數(shù)據(jù)來(lái)源；第四部分為實(shí)證分析，量化測(cè)度地方財(cái)政可持續(xù)性并評(píng)估“營(yíng)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(yíng)改增”對(duì)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(guó)形成了對(duì)制造業(yè)征收增值稅而對(duì)服務(wù)業(yè)征收營(yíng)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(yíng)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(wèn)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(yíng)業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)方案》(財(cái)稅[2011]110號(hào)文)，旨在推動(dòng)地方稅制改革?！盃I(yíng)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(guò)程：2012年1月，“營(yíng)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(kāi)展。同年8月，國(guó)務(wù)院將營(yíng)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(yíng)改增”已推廣到全國(guó)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(yíng)業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)。至2016年5月，剩余征收營(yíng)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(yíng)改增”范圍，營(yíng)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(duì)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(yíng)改增”用央地共享的增值稅取代營(yíng)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(lái)嚴(yán)峻挑戰(zhàn)(4)盡管中央以期通過(guò)稅收返還和將增值稅分享比例改為五五分成來(lái)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(lái)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(duì)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(guò)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(duì)減少政府直接配置資源的規(guī)模，讓市場(chǎng)主體在公平競(jìng)爭(zhēng)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(chǎng)關(guān)系，從而激發(fā)市場(chǎng)活力、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。結(jié)構(gòu)性減稅通過(guò)降低企業(yè)的稅費(fèi)成本負(fù)擔(dān)，以增加企業(yè)利潤(rùn)，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(duì)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(lái)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(jí)，通過(guò)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(guò)刺激市場(chǎng)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(guò)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(guó)式財(cái)政分權(quán)的背景下，我國(guó)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(duì)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(lái)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(yíng)改增”而言，營(yíng)業(yè)稅本身是地方稅種，而增值稅是中央地方共享稅，由營(yíng)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(duì)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(guó)家經(jīng)濟(jì)的良性增長(zhǎng)(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(lái)源?；诖耍嵌愂杖胍蚓哂懈鼮轱@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)模縮減與增速放緩會(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(guó)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(shuō)：

假說(shuō)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(shuō)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(duì)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(duì)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(shuō)明

(一)研究設(shè)計(jì)

1.地方財(cái)政可持續(xù)性的測(cè)度方法。

為實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)性減稅對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性影響的實(shí)證分析，本文先對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性進(jìn)行量化測(cè)度，即通過(guò)構(gòu)建財(cái)政反應(yīng)函數(shù)，測(cè)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(cè)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(jí)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(zhǎng)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(xiě)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(yíng)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(kāi)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(píng)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(yíng)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(jí)市和年份，fspace為測(cè)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(jí)市i在t年實(shí)施了“營(yíng)改增”，則reformit取值為1，否則取值為0。

為進(jìn)一步單獨(dú)評(píng)估不同階段“營(yíng)改增”對(duì)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(duì)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(duì)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(duì)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(guò)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(shuō)明

1.地方財(cái)政可持續(xù)性量化測(cè)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(guó)債利息支出，也包括地方債務(wù)利息支出。在國(guó)債利息支出的計(jì)算中，由于地級(jí)市相關(guān)數(shù)據(jù)幾乎無(wú)法獲取，本文通過(guò)比例法，按照地級(jí)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(guó)債還本付息支出進(jìn)行估算；在地方債務(wù)利息的測(cè)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(guò)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(jí)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(jí)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(guó)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(rùn)，因此地方政府項(xiàng)目的經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流入僅來(lái)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(cè)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(kāi)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(duì)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(lái)源CEIC數(shù)據(jù)庫(kù))作為投入指標(biāo)，對(duì)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(lái)源中外專利信息服務(wù)平臺(tái))，每萬(wàn)人在校大學(xué)生數(shù)，每百人公共圖書(shū)館藏書(shū)，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(wàn)人擁有公共汽車(chē)，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(cè)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(guò)HP濾波法計(jì)算得到財(cái)政支出缺口(fe_gap)來(lái)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(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ins)和貿(mào)易開(kāi)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(guò)構(gòu)建的財(cái)政反應(yīng)函數(shù)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法對(duì)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(jí)市i在t年實(shí)施了“營(yíng)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(lái)源于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，通過(guò)加總地級(jí)市層面企業(yè)的固定資產(chǎn)規(guī)模得到。后者可通過(guò)創(chuàng)新投入的產(chǎn)出發(fā)明專利數(shù)(patent)，即地級(jí)市層面發(fā)明專利的數(shù)量來(lái)表示，該數(shù)據(jù)來(lái)源于中外專利信息服務(wù)平臺(tái)。就改革對(duì)地方政府行為的扭曲而言，主要體現(xiàn)在地方政府對(duì)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(lái)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(cè)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(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取如下控制變量：產(chǎn)出缺口(gdp_gap)，通過(guò)HP濾波法計(jì)算得到，反映了產(chǎn)出的波動(dòng)趨勢(shì)，作為經(jīng)濟(jì)形勢(shì)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(jí)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(jí)市人均財(cái)政收入占地級(jí)市人均財(cái)政收入、省本級(jí)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(duì)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(lè)觀的。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)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(duì)評(píng)估“營(yíng)改增”政策效果產(chǎn)生干擾，因此本文采用2010—2014年我國(guó)285個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)分析結(jié)構(gòu)性減稅對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的影響效應(yīng)。需要說(shuō)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(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》《中國(guó)城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒》、CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)、CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)以及中外專利信息服務(wù)平臺(tái)等。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，本文對(duì)異常值和缺失值進(jìn)行了修正和填補(bǔ)。各變量的說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)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(cè)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(guò)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(shuō)明線性形式的財(cái)政反應(yīng)函數(shù)并不符合我國(guó)地級(jí)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(duì)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(duì)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(kāi)放度(open)的系數(shù)不顯著且數(shù)值較小，在此不對(duì)其進(jìn)行討論。基于以上分析，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(duì)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(guó)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(shuō)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(guò)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(píng)估“營(yíng)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(shuō)明“營(yíng)改增”對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性有著微弱的促進(jìn)作用，假說(shuō)1a成立。列(2)的回歸結(jié)果顯示，“營(yíng)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(lái)看，“營(yíng)改增”逐步推開(kāi)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(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)了當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)分工與升級(jí)，這種先發(fā)優(yōu)勢(shì)使得處于競(jìng)爭(zhēng)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(duì)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(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性存在負(fù)向影響。鑒于我國(guó)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(duì)財(cái)政可持續(xù)性都正相關(guān)。前者說(shuō)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(duì)土地財(cái)政的依賴度，但在回歸結(jié)果中并不顯著。

表3 “營(yíng)改增”對(duì)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(shì)假設(shè)，即控制組與實(shí)驗(yàn)組在沒(méi)有政策干擾的情況下變動(dòng)趨勢(shì)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(yíng)改增”對(duì)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(duì)樣本的平行趨勢(shì)進(jìn)行檢驗(yàn)，并探討“營(yíng)改增”試點(diǎn)對(duì)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(yíng)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(duì)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(yíng)改增”對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的平行趨勢(shì)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(cè)算方法可能造成的偏誤，本文對(duì)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(duì)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(jí)市人均財(cái)政支出占地級(jí)市人均財(cái)政支出、省本級(jí)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(yíng)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(yíng)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(jí)市。

由于副省級(jí)市的經(jīng)濟(jì)政治情況與一般地級(jí)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(jí)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(jí)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(yíng)改增”試點(diǎn)對(duì)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(guó)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(yíng)改增”對(duì)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(duì)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(duì)應(yīng)表5中的列(1)～列(3)?；貧w結(jié)果顯示，“營(yíng)改增”試點(diǎn)對(duì)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(duì)中部地區(qū)幾乎沒(méi)有影響，而對(duì)西部地區(qū)則存在一個(gè)顯著的負(fù)向影響?？赡艿脑蚴牵瑬|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(lái)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(yíng)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(shuō)明了“營(yíng)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(yíng)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(yíng)改增”對(duì)第三產(chǎn)業(yè)占比較低的地區(qū)則沒(méi)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(yíng)改增”對(duì)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(yíng)改增”可通過(guò)直接降低服務(wù)業(yè)稅負(fù)對(duì)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(yíng)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(yíng)改增”試點(diǎn)對(duì)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(yíng)改增”試點(diǎn)是通過(guò)何種傳導(dǎo)途徑對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生影響？回答該問(wèn)題有助于深入理解“營(yíng)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(duì)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(yíng)改增”對(duì)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(yíng)改增”對(duì)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(yíng)改增”帶來(lái)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(yíng)改增”會(huì)通過(guò)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(yíng)改增”帶來(lái)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(lái)看，“營(yíng)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(lái)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^(guò)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(yíng)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(wèn)題，這對(duì)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(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的影響迫切需要評(píng)估。本文采用2010—2014年我國(guó)285個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，先構(gòu)建財(cái)政反應(yīng)函數(shù)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性進(jìn)行量化評(píng)估，后利用“營(yíng)改增”為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)建DID模型對(duì)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(yíng)改增”對(duì)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(yíng)改增”的政策影響還有明顯的異質(zhì)性效應(yīng)，對(duì)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(duì)西部地區(qū)則有顯著的負(fù)面作用，這說(shuō)明“營(yíng)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(guò)影響機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”試點(diǎn)既會(huì)通過(guò)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(duì)地方政府行為有著扭曲效應(yīng)，通過(guò)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(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生負(fù)面影響。以“營(yíng)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(zhǎng)期可持續(xù)性，在進(jìn)一步推進(jìn)減稅政策的過(guò)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(yíng)商環(huán)境，培植財(cái)源。通過(guò)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(lái)加強(qiáng)稅收征管，通過(guò)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(yíng)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(yíng)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(lái)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(guó)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(zhǎng)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(guò)大，進(jìn)而在理順各級(jí)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(duì)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。