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增值稅轉(zhuǎn)型促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升嗎

2022-05-23 20:43匡浩宇汪沖

匡浩宇 汪沖

基金項(xiàng)目:國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“中央管控地方建設(shè)用地的全要素生產(chǎn)率影響、機(jī)制與優(yōu)化路徑”(71973090)、中央高?;究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)項(xiàng)目“用地管控、財政收益與土地出讓”(2017110136)。

作者簡介:匡浩宇(1993—),湖北漢川人,上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生,研究方向?yàn)槎愂绽碚撆c政策、計量財稅;汪 沖(1979—),安徽宣城人,上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師,研究方向?yàn)槎愂绽碚撆c政策。

摘 要:增值稅轉(zhuǎn)型改革實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)型增值稅向消費(fèi)型增值稅的轉(zhuǎn)變,給企業(yè)帶來了政策優(yōu)惠紅利。厘清增值稅轉(zhuǎn)型對企業(yè)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制,對理解中國增值稅轉(zhuǎn)型政策的經(jīng)濟(jì)效果,以及未來進(jìn)一步對稅收政策進(jìn)行改革具有重要意義?;?998~2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫,通過半?yún)?shù)ACF方法估計出修正后的企業(yè)成本加成,使用傾向匹配得分和雙重差分法的研究表明:增值稅轉(zhuǎn)型改革顯著提升了企業(yè)成本加成;在考慮樣本選擇偏誤以及更換成本加成測算方式、安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果都證實(shí)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性;機(jī)制分析表明,增值稅轉(zhuǎn)型改革通過降低生產(chǎn)成本和提高工業(yè)增加值兩個路徑促進(jìn)了成本加成的提升。

關(guān)鍵詞:增值稅轉(zhuǎn)型;成本加成;半?yún)?shù)估計;PSM-DID

文章編號:2095-5960(2022)03-0016-11;中圖分類號:F810;文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A

一、引言

稅收制度改革事關(guān)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展,近年來,中國政府采取了諸如增值稅轉(zhuǎn)型改革、“營改增”“國地稅合并”等一系列稅收體制改革,其主要目的是促進(jìn)稅收制度的不斷優(yōu)化,充分釋放政策紅利,服務(wù)市場主體的發(fā)展,完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體系。2021年中共中央國務(wù)院出臺的《關(guān)于進(jìn)一步深化稅收征管改革的意見》中更是明確指出“確保稅費(fèi)優(yōu)惠政策直達(dá)快享,促進(jìn)市場主體充分享受政策紅利”。在當(dāng)今競爭日趨激烈的國際市場環(huán)境中,推動稅制改革,完善稅收治理體系,對于釋放國內(nèi)市場活力,構(gòu)建雙循環(huán)的發(fā)展格局具有重要意義。

增值稅轉(zhuǎn)型改革是我國為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型優(yōu)化升級,主動釋放政策紅利的一次改革,具有深遠(yuǎn)意義。這次改革自2004年從東北三省試點(diǎn)一直到2009年全國范圍內(nèi)推開,促進(jìn)了我國增值稅由生產(chǎn)型向消費(fèi)型的轉(zhuǎn)變。已有文獻(xiàn)關(guān)于增值稅轉(zhuǎn)型的探討主要集中在企業(yè)行為、勞動力資源配置、市場定價能力、出口產(chǎn)品質(zhì)量等方面。[1-6]企業(yè)成本加成是衡量企業(yè)市場競爭力的重要指標(biāo),反映了企業(yè)的定價能力。成本加成指標(biāo)在國際貿(mào)易領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用及探討。[7,8]針對增值稅轉(zhuǎn)型的資源配置功能,學(xué)術(shù)界存在不同的看法:部分學(xué)者認(rèn)為增值稅轉(zhuǎn)型改革促進(jìn)了資源配置,提高了企業(yè)生產(chǎn)效率,蔣為認(rèn)為2004年增值稅改革促進(jìn)了資源配置效率的提升;[9]許偉和陳斌開發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)型改革對私人部門投資具有積極促進(jìn)作用;[10]康茂楠等基于資源配置視角,研究發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)型改革降低了成本加成率分布的離散程度[11]。但是也有學(xué)者認(rèn)為增值稅改革扭曲了市場資源,造成了錯配,聶輝華等研究發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)型改革顯著減少了就業(yè)[1],陳燁等認(rèn)為增值稅轉(zhuǎn)型政策可能造成更多的失業(yè)[4],因此建議無差別減稅政策。鮮有文獻(xiàn)探討增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響,也少有文獻(xiàn)對其機(jī)制路徑進(jìn)行分析。本文核心內(nèi)容是評估增值稅轉(zhuǎn)型政策對企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益,即企業(yè)是否真正從轉(zhuǎn)型改革中獲得了更大的市場實(shí)力和競爭優(yōu)勢,能夠反映轉(zhuǎn)型改革對微觀主體的資源配置效果。

與既有文獻(xiàn)相比,本文在企業(yè)成本加成測算方面,在傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)法估計基礎(chǔ)上,引入ACF半?yún)?shù)方法進(jìn)行修正,進(jìn)一步提高了估計的精確度;以增值稅轉(zhuǎn)型為“準(zhǔn)自然”實(shí)驗(yàn),考察了轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響,并且進(jìn)一步揭示政策改革通過降低中間品投入成本和提高工業(yè)增加值對企業(yè)成本加成產(chǎn)生影響;利用1998~2007年跨期10年的中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)庫,利用大樣本的優(yōu)勢進(jìn)行政策評估,并且在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了PSM-DID估計,克服了內(nèi)生性問題,提高了估計的精確度。

二、制度背景與理論分析

增值稅是我國稅收收入中的主要稅種,在稅收征管和宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控中占有重要地位。1994年分稅制改革以來,增值稅逐步成為我國第一大稅種,在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和地區(qū)平衡發(fā)展方面發(fā)揮了積極作用。[10]但在增值稅轉(zhuǎn)型改革以前,我國增值稅是生產(chǎn)型增值稅,企業(yè)購進(jìn)的固定資產(chǎn)、先進(jìn)技術(shù)等不能夠作為進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣,一定程度上加大了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本和“實(shí)際稅負(fù)”,不利于企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、提高生產(chǎn)效率。2003年10月,中共中央、國務(wù)院下發(fā)了《關(guān)于實(shí)施東北地區(qū)等老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略的若干意見》(中發(fā)[2003]11號),文件中明確提出“東北優(yōu)先推行從生產(chǎn)型增值稅向消費(fèi)型增值稅改革戰(zhàn)略”。為了貫徹中央這一文件精神,落實(shí)東北振興的重大戰(zhàn)略舉措,同時也為在全國范圍內(nèi)推開增值稅改革提供經(jīng)驗(yàn)參考。2004年,財政部、國家稅務(wù)總局制定了《東北地區(qū)擴(kuò)大增值稅抵扣范圍若干問題的規(guī)定》(財稅[2004]156號),標(biāo)志著增值稅轉(zhuǎn)型政策試點(diǎn)正式從東北地區(qū)開始,規(guī)定中允許東北三?。ê邶埥?、吉林省和遼寧?。氖卵b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)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)品等六大行業(yè)的增值稅一般納稅人在繳納增值稅時,能夠抵扣購買固定資產(chǎn)所繳納的進(jìn)項(xiàng)稅額。這一政策拉開了我國增值稅轉(zhuǎn)型政策的序幕,標(biāo)志著增值稅由生產(chǎn)型增值稅轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)型增值稅。隨后,2007年7月改革試點(diǎn)擴(kuò)展到中部六?。ㄉ轿?、河南、安徽、湖北、湖南、江西)的26個城市① ①這26個城市是:山西省的太原、大同、陽泉、長治;安徽省的合肥、馬鞍山、蚌埠、蕪湖、淮南;江西省的南昌、萍鄉(xiāng)、景德鎮(zhèn)、九江;河南省的鄭州、洛陽、焦作、平頂山、開封;湖北省的武漢、黃石、襄樊、十堰和湖南省的長沙、株洲、湘潭、衡陽。均為老工業(yè)基地。 ,涉及裝備制造、石油化工、冶金、汽車制造、農(nóng)產(chǎn)品加工、電力、采掘及高新技術(shù)等八個行業(yè)。2008年,該政策覆蓋到內(nèi)蒙古東部地區(qū)部分盟市及受到汶川地震影響受災(zāi)嚴(yán)重的地區(qū),涉及絕大多數(shù)行業(yè)。2009年,增值稅轉(zhuǎn)型改革推廣到全國所有行業(yè),標(biāo)志著在全國范圍內(nèi)轉(zhuǎn)型完成(具體改革流程見圖1)。本文以2004年東北地區(qū)增值稅轉(zhuǎn)型改革試點(diǎn)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),利用雙重差分法考察其對企業(yè)成本加成的影響,以進(jìn)一步厘清增值稅改革對企業(yè)資源配置的可能性作用,為未來稅制改革和政策評估提供思路和借鑒。

借鑒David Autor 等關(guān)于勞動份額和成本加成的理論框架[12],本文探討增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響及其作用機(jī)制。具體而言,增值稅轉(zhuǎn)型改革通過兩個渠道機(jī)制作用于成本加成:一是企業(yè)生產(chǎn)成本的降低以及抵扣鏈條的完善,使得企業(yè)能夠以更低的成本來生產(chǎn)產(chǎn)品;二是由于將固定資產(chǎn)納入抵扣范圍,加速企業(yè)更新設(shè)備的速度,有利于提高企業(yè)產(chǎn)品的附加值,從而獲得更大的市場定價能力。2004年的增值稅轉(zhuǎn)型政策允許將購進(jìn)固定資產(chǎn)作為進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣,一定程度上加速了企業(yè)更新設(shè)備的速度,消除了重復(fù)征稅,就產(chǎn)品生產(chǎn)整個鏈條來講,上游企業(yè)的生產(chǎn)成本降低,也有利于下游企業(yè)中間品投入價格降低,從而擁有更大的利潤空間。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型與變量

本文以2004年在東北三省六大行業(yè)實(shí)行的增值稅轉(zhuǎn)型改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),參考Liu, Lu & Zhang 等的做法 [2,13],采用雙重差分法(Difference-in-Difference)來識別2004年增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響,構(gòu)建雙重差分模型如下:

其中,Markupit表示企業(yè)i在t年度的成本加成,Controlit為企業(yè)層面的控制變量,μi為個體固定效應(yīng),vt為時間固定效應(yīng),εit為殘差項(xiàng)。VATi表示企業(yè)i是否直接受到本次增值稅轉(zhuǎn)型改革的影響,如果受到影響取值為1,否則為0。Postt表示時間虛擬變量,在政策實(shí)施年份2004年之前取值為0,2004年及以后年份取值為1。雙重差分交乘項(xiàng)VATi×Postt的β是我們重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)。

1.企業(yè)成本加成的測算

企業(yè)成本加成度量的是產(chǎn)品價格與邊際成本的偏離,數(shù)值大小反映了企業(yè)的利潤率水平和市場勢力。 [8]進(jìn)一步來講,企業(yè)成本加成反映了企業(yè)收入和增加值、生產(chǎn)函數(shù)彈性和資本勞動要素等,是衡量企業(yè)參與市場競爭和資源配置的重要指標(biāo)。目前學(xué)術(shù)界對企業(yè)成本加成的計算主要有兩種方法,一是生產(chǎn)函數(shù)法(Production Function Method),具體包括雙索洛余值法、Edmond 等方法[14]和D&W方法[12]等,解決生產(chǎn)率變動和產(chǎn)品投入之間的聯(lián)系,考慮了周期性變動的影響;另外一種方法是會計核算法,通過工業(yè)總產(chǎn)值、中間品投入產(chǎn)值等企業(yè)財務(wù)指標(biāo)來測算成本加成,使得結(jié)果不容易受到經(jīng)濟(jì)周期和外部沖擊的影響。本文在參考H. Fan等生產(chǎn)函數(shù)法的基礎(chǔ)上[15],進(jìn)一步借鑒Baqaee & Farhi分析框架[16],測算出企業(yè)成本加成。

首先,設(shè)定總生產(chǎn)函數(shù)如下所示:

其中,Y表示企業(yè)總收入(產(chǎn)出),PL、PK、PM分別表示企業(yè)生產(chǎn)投入勞動、資本、中間品等要素價格,T表示時間項(xiàng)。在此基礎(chǔ)上構(gòu)建超越生產(chǎn)函數(shù),如下:

進(jìn)一步,由Mit=L(Kit,Lit,tfpit,Zit),其中Zit表示除去資本勞動以外其他生產(chǎn)要素的投入。通過求逆,可以得到tfpit=θ(Kit,Lit,Mit,Zit),將兩者帶入超越生產(chǎn)函數(shù)中估計出無偏估計量lnYit,即為企業(yè)總產(chǎn)出的對數(shù)形式。隨后,利用廣義矩估計(GMM)方法對超越生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計,得到中間產(chǎn)品投入的產(chǎn)出彈性。最后將產(chǎn)出彈性和中間品投入要素占總銷售的比重代入H. Fan等構(gòu)建的函數(shù)表達(dá)式中[15],具體形式為:

其中,θvit表示中間品投入要素的產(chǎn)出彈性,αvit表示中間品投入要素占總銷售額的比重。這種估計方法也是基于D&W方法的拓展。本文在此基礎(chǔ)上,對企業(yè)成本加成進(jìn)行了ACF修正[17],本文基準(zhǔn)回歸中的成本加成測算采用半?yún)?shù)ACF法,后續(xù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中分別用傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)法(OP法)和會計核算法替代半?yún)?shù)方法計算出成本加成,來驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.其他控制變量

影響企業(yè)成本加成的因素有很多,如果不納入控制變量中,會造成估計偏誤(biased estimate)。表1顯示了控制變量的選取情況及構(gòu)建方式。首先,企業(yè)規(guī)模直接影響了企業(yè)生產(chǎn)成本、定價機(jī)制等,與成本加成密切相關(guān)。[6,18]本文選取了企業(yè)規(guī)模(size)、職工人數(shù)(lnL)、企業(yè)年齡(age)、資本集中度(lnkl)四個變量來反映企業(yè)規(guī)模。其次,企業(yè)獲得的融資反映了企業(yè)可配置的資源,會直接反映在企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的成本和定價上。因此,通過納入資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、融資約束(finance)、政府補(bǔ)貼強(qiáng)度(sub)三個變量來控制企業(yè)融資方面對成本加成的影響。最后,企業(yè)的利潤及產(chǎn)出效率是影響加成的重要因素,為此本文將企業(yè)利潤率(profit)、資本產(chǎn)出比(kc)納入控制變量中。此外,人均工資會影響企業(yè)的生產(chǎn)成本,同時影響企業(yè)員工生產(chǎn)的積極性,進(jìn)而一定程度上影響了生產(chǎn)效率,參考樊海潮和張麗娜的做法將人均工資(lnwage)也納入進(jìn)控制變量中[19]。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文研究的數(shù)據(jù)主要來源于1998~2007年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫,該數(shù)據(jù)庫包含了所有的國有企業(yè)及規(guī)模以上的非國有企業(yè)信息,樣本量大、跨度時間長、涵蓋范圍廣,是連續(xù)統(tǒng)計覆蓋面最廣的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫。從統(tǒng)計學(xué)和計量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來講,大樣本微觀數(shù)據(jù)能夠盡可能提高估計精確度,減少估計偏差。[20]從現(xiàn)實(shí)來看,它也是現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況的真實(shí)反映,用來講好中國故事的寶貴素材。該數(shù)據(jù)庫從1998~2007年跨度10年,共有200多萬個樣本觀測值,涵蓋了包括企業(yè)總資產(chǎn)、企業(yè)總負(fù)債、工業(yè)總產(chǎn)值、銷售總產(chǎn)值、企業(yè)從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)合計等詳盡的工業(yè)企業(yè)信息。

本文參考Brandt 等的做法重新生成企業(yè)識別碼,并進(jìn)行跨期合并,隨后借鑒借鑒 Cai 等和 Feenstra 等的樣本篩選方法[21-23],先后刪除員工數(shù)小于8人的樣本,刪除企業(yè)總資產(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)的樣本,同時借鑒康茂楠等的方法[11],使用2004年經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)來填充2004年工業(yè)總產(chǎn)值的缺失樣本,利用“工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+增值稅”的方法推算出2004年度的工業(yè)增加值。在此基礎(chǔ)上,將中間品投入作為代理變量,利用Levinsohn-Petrin方法(簡稱LP方法)估算出工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

考慮到2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策是在東北地區(qū)的六大行業(yè)進(jìn)行試點(diǎn),實(shí)驗(yàn)組樣本共有55145個,控制組樣本共有2113375個,控制組樣本遠(yuǎn)大于實(shí)驗(yàn)組。如果直接使用原始樣本進(jìn)行回歸分析,可能面臨因?yàn)閿?shù)量中涵蓋了過多與實(shí)驗(yàn)組性質(zhì)偏差甚遠(yuǎn)的企業(yè)樣本而影響估計的精確度。此外,因?yàn)椴糠中再|(zhì)偏差太大的樣本夾雜在控制組中,可能使得樣本不滿足共同趨勢假設(shè)而無法使用雙重差分法。為此,本文使用傾向匹配得分法(Propensity Score Matching,PSM)來克服選擇性偏差問題,以受到增值稅轉(zhuǎn)型政策改革試點(diǎn)影響的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組,在剩下的樣本中匹配生成對照組。借鑒戴小勇和成力為的做法 [24],使用PSM過程中選取企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)職工人數(shù)(lnL)、企業(yè)年齡(age)、資本集中度(lnkl)、資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、是否國有企業(yè)(state)等幾乎全部控制變量作為協(xié)變量進(jìn)行匹配,在傾向匹配中盡可能多地引入變量,能夠降低估計偏誤,提高估計的精度 [25]。在處理過程中,首先將1998~2007年的面板數(shù)據(jù)按照年份分為10期的截面數(shù)據(jù),通過Logit模型估計企業(yè)成本加成的傾向得分,隨后采用一比三最近鄰匹配方法為實(shí)驗(yàn)組找出最為接近的對照組樣本。匹配完成后,共得到實(shí)驗(yàn)組樣本53349個,對照組樣本1635726個。通過t檢驗(yàn)表明匹配后的結(jié)果顯著降低了標(biāo)準(zhǔn)偏差,使得兩組樣本更為接近,能夠滿足進(jìn)一步研究的需要。① ①Logit回歸的傾向匹配得分值以及t檢驗(yàn)情況限于篇幅未匯報,有興趣可以向作者索取。

雙重差分法的一個前提假設(shè)是實(shí)驗(yàn)組(處理組)和控制組滿足共同趨勢的假設(shè)。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文畫出了1998~2007年期間實(shí)驗(yàn)組和控制組的平行趨勢檢驗(yàn)圖(詳見圖2)??梢钥闯?,在政策實(shí)施之前,實(shí)驗(yàn)組和控制組的差異并不明顯,成本加成都是在1.24上下波動,這說明兩者是可以進(jìn)行比較的,滿足共同趨勢的假設(shè)。進(jìn)一步,在增值稅轉(zhuǎn)型政策后,兩組樣本迅速拉開差距,實(shí)驗(yàn)組樣本成本加成遠(yuǎn)高于控制組樣本,充分說明了受到改革的企業(yè)享受到了固定資產(chǎn)進(jìn)項(xiàng)抵扣等優(yōu)惠待遇,提高了產(chǎn)品市場競爭力和利潤空間,有利于企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和持續(xù)發(fā)展。從影響強(qiáng)度上來看,政策實(shí)施后強(qiáng)度逐步增大,并于2006年達(dá)到頂峰,此時實(shí)驗(yàn)組樣本的成本加成接近1.32,比控制組樣本高出0.08個單位。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基礎(chǔ)回歸實(shí)證結(jié)果

本文通過雙重差分模型(DID)來估計增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響,具體基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。第(1)(2)列是使用匹配前的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,第(3)(4)列使用匹配后的數(shù)據(jù)考察增值稅轉(zhuǎn)型政策的影響。第(2)(4)列分別在(1)(3)的基礎(chǔ)上加入了控制變量??梢钥吹绞褂迷紭颖具M(jìn)行回歸結(jié)果不太穩(wěn)健,只有在加入控制變量以后才在交互項(xiàng)系數(shù)(VAT×post)10%的置信水平下顯著。相比之下,PSM樣本的DID估計系數(shù)都要大,并且在1%的置信水平下顯著。這進(jìn)一步證明了對實(shí)驗(yàn)組樣本進(jìn)行傾向匹配找出相似的對照組的合理性。由表2可知,2004年的增值稅轉(zhuǎn)型政策對于中國工業(yè)企業(yè)成本加成均產(chǎn)生了顯著性影響,即顯著促進(jìn)了成本加成的提高。這在一定程度上也吻合了當(dāng)時中央出臺增值稅轉(zhuǎn)型政策的初衷,降低了企業(yè)生產(chǎn)成本,釋放了改革紅利,推動了老工業(yè)基地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化升級,對現(xiàn)階段稅收體制改革具有重要的借鑒和參考意義。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的真實(shí)性,本文進(jìn)行了兩種方式的安慰劑檢驗(yàn)。第一種方式是借鑒Topalova[26]的思路,將增值稅轉(zhuǎn)型的政策提前,分別假設(shè)增值稅轉(zhuǎn)型政策發(fā)生在2000~2003年,并對其實(shí)施效果進(jìn)行檢驗(yàn)。具體的回歸結(jié)果見表3所示,可以看到在虛設(shè)的增值稅轉(zhuǎn)型年份,VAT×post的回歸系數(shù)均不顯著,說明成本加成的變化確實(shí)是由2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策導(dǎo)致的。

第二種方法是從整體面板數(shù)據(jù)中選取2004年政策實(shí)施年份的全部企業(yè),隨機(jī)抽取其中的5000家企業(yè)并與整體面板數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,抽取的5000家企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組,其余的作為對照組,在此基礎(chǔ)上對其進(jìn)行雙重差分處理,重復(fù)這個過程500次。最終得到結(jié)果如圖3所示,圖中展示了500次隨機(jī)過程的結(jié)果,其中X軸表示“偽政策虛擬變量”估計系數(shù)的大小,Y軸表示密度值和p值大小,曲線是估計系數(shù)的核密度分布,圓點(diǎn)是估計系數(shù)對應(yīng)的p值,垂直虛線是DID模型真實(shí)估計值0.135,水平虛線是顯著性水平0.1??梢钥闯?,估計系數(shù)絕大部分集中在零點(diǎn)附近,且絕大多數(shù)的p統(tǒng)計量均大于0.1。DID模型真實(shí)估計值屬于明顯的異常值,表明政策實(shí)施效果與安慰劑效果顯著不同,增值稅轉(zhuǎn)型改革是促成企業(yè)成本加成變化的原因。

2.更換成本加成的測算方式

衡量企業(yè)成本加成的方法眾多,雖然本文采用了非參數(shù)ACF法進(jìn)行估計,但是為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性,本文分別用兩種方法更換成本加成的測算方式:一種是基于傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)法(OP法)得到成本加成;第二種方法是借鑒李思慧和徐保昌[27]提到的會計核算法估算成本加成,這種方法計算簡便、數(shù)據(jù)易得,其公式為:

其中,Markupit表示企業(yè)i在t年度的成本加成,Vadd表示企業(yè)工業(yè)增加值,W代表企業(yè)工資支出,mc表示中間品投入成本。通過OP方法和會計核算法計算出不同的成本加成后,分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表3第(1)(2)列,同基準(zhǔn)結(jié)果相比,兩種方式測算的成本加成下的交互項(xiàng)回歸系數(shù)(VAT×post)仍然顯著為正,并且在5%的置信水平下顯著,說明更換成本加成的測量方式并不會影響基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。

3.刪除外資企業(yè)及僅保留持續(xù)存在的企業(yè)

外資企業(yè)由于享受更多的優(yōu)惠政策及部分擁有核心技術(shù),往往有著較高的成本加成。表4的第3列展示了剔除掉外資企業(yè)樣本后的回歸結(jié)果,可以看到,增值稅轉(zhuǎn)型政策的交互項(xiàng)(VAT×post)仍然顯著為正,并且對比基準(zhǔn)的回歸結(jié)果相差甚小,表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本中存在著頻繁的企業(yè)進(jìn)入和退出,這也可能是影響成本加成的因素,為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文剔除退出市場的企業(yè),利用持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本進(jìn)行回歸(結(jié)果見表4第4列),可見增值稅轉(zhuǎn)型政策的估計系數(shù)仍然顯著為正,與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致,進(jìn)一步佐證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

(三)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)規(guī)模

企業(yè)規(guī)模對企業(yè)定價及市場勢力構(gòu)成具有重要的影響,相比中小企業(yè),大企業(yè)往往擁有更多的抵扣進(jìn)項(xiàng)稅額,總體稅負(fù)相對較低,在以前生產(chǎn)型增值稅背景下,能夠享受到更多的稅收優(yōu)惠。增值稅轉(zhuǎn)型改革對小企業(yè)更新設(shè)備和生產(chǎn)技術(shù)產(chǎn)生了更強(qiáng)大的動力,能夠促進(jìn)其降低生產(chǎn)成本,提高生產(chǎn)利潤率。本文以企業(yè)規(guī)模中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn),將樣本劃分為大型企業(yè)和中小型企業(yè),依次進(jìn)行回歸,結(jié)果見表5第(1)(2)列所示,可以看到增值稅轉(zhuǎn)型改革對不同規(guī)模類型的企業(yè)均有顯著影響,其中對中小型企業(yè)的影響更大,改革完善了增值稅抵扣鏈條,減輕了企業(yè)的稅費(fèi)負(fù)擔(dān),更大程度提高了中小企業(yè)的成本加成。

2.企業(yè)性質(zhì)

增值稅轉(zhuǎn)型政策影響在不同所有制企業(yè)之間表現(xiàn)是否會有所不同,也是值得關(guān)注的問題。一般而言,國有企業(yè)與政府聯(lián)系更加密切,一定程度上擁有更多的資源,能夠享受到更多的稅收優(yōu)惠,其稅收負(fù)擔(dān)相對非公有制企業(yè)較小。在增值稅轉(zhuǎn)型改革前,所有購進(jìn)的固定資產(chǎn)均不能在稅前進(jìn)行扣除,很多非公有制企業(yè)無法及時享受到進(jìn)項(xiàng)扣除,使得生產(chǎn)成本較高,產(chǎn)品市場競爭力和利潤率均受到一定的影響。本文按照控股類型將企業(yè)劃分為國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本,分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表5第(3)(4)列,可以看到不管是國有企業(yè)樣本還是非國有企業(yè)樣本,交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為正。此外,相比國有企業(yè),非國有企業(yè)回歸系數(shù)略微高一點(diǎn),說明非國有企業(yè)受到改革紅利更大一點(diǎn),充分享受到了抵扣進(jìn)項(xiàng)稅額的優(yōu)惠,有利于提高企業(yè)的成本加成,獲得更大的利潤份額。

3.企業(yè)資本密集程度

按照資本密集程度劃分,企業(yè)一般分為資本技術(shù)密集型和勞動密集型,不同要素密集型的企業(yè)對于增值稅轉(zhuǎn)型改革具有顯著性差異。2004年的增值稅轉(zhuǎn)型改革主要是在東北三省推開,一方面,東北三省是我國的老工業(yè)基地,資本密集型企業(yè)固定資產(chǎn)等可抵扣設(shè)備較多;另一方面,資本技術(shù)密集型企業(yè)更有動力去更新設(shè)備和技術(shù),進(jìn)而轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)效率,提高成本加成。借鑒蔣為的方法[9],按照行業(yè)集中度的資本勞動比將企業(yè)劃分為資本密集型和勞動密集型兩類樣本,分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表5第(5)(6)列所示。結(jié)果顯示,相比勞動密集型企業(yè),資本密集型企業(yè)的成本加成受到增值稅轉(zhuǎn)型改革的影響更大,這也與本文的預(yù)期結(jié)果是一致的。

4.企業(yè)區(qū)位及所在城市類型

企業(yè)所在的區(qū)位及城市影響了企業(yè)獲得生產(chǎn)要素的價格、產(chǎn)品銷售渠道及市場價格,進(jìn)而影響企業(yè)的資源配置,與成本加成息息相關(guān)。一方面,位于沿海地區(qū)的企業(yè)由于擁有海運(yùn)優(yōu)勢,便于產(chǎn)品加工和出口,其在生產(chǎn)要素獲得及產(chǎn)品定價方面優(yōu)于內(nèi)陸企業(yè);另一方面,由于生產(chǎn)設(shè)備廠商也主要位于沿海城市,所以沿海企業(yè)能夠更加方便地獲得新設(shè)備及技術(shù),從而享受進(jìn)項(xiàng)抵扣的稅收優(yōu)惠,降低生產(chǎn)成本,提高產(chǎn)品成本加成。借鑒謝申祥和范鵬飛的方法[6],本文按照《HYT094-2006 沿海行政區(qū)域分類與代碼》(國家海洋局2006發(fā)布)的分類標(biāo)準(zhǔn),將企業(yè)樣本分為沿海企業(yè)和內(nèi)陸企業(yè),并且分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表6第(1)(2)列所示,可以看到,不管是沿海還是內(nèi)陸企業(yè),交互項(xiàng)的系數(shù)都為正,并且是在1%的置信水平下顯著,說明增值稅轉(zhuǎn)型政策對其成本加成都產(chǎn)生了正向影響。同時可以發(fā)現(xiàn),沿海地區(qū)企業(yè)的回歸系數(shù)略高于內(nèi)陸企業(yè),一定程度佐證了上述推斷。

不同地區(qū)的企業(yè)受到增值稅轉(zhuǎn)型政策的影響也不相同,為了區(qū)分不同地域的企業(yè)樣本受到政策沖擊而導(dǎo)致成本加成的異質(zhì)性,本文根據(jù)《關(guān)于副省級市若干問題的意見》的通知(中編發(fā)[1995]5號),將樣本企業(yè)劃分為省會(直轄市、首府)及副省級市① ①15個副省級城市分別為:沈陽、大連、長春、哈爾濱、濟(jì)南、青島、南京、寧波、杭州、廈門、武漢、廣州、深圳、西安、成都;其中,大連、青島、寧波、廈門、深圳為計劃單列市。 樣本和其他城市樣本,分別進(jìn)行回歸,結(jié)果見表6第(3)(4)兩列所示,可以看到其他城市樣本占了絕大多數(shù)。同樣,兩種樣本均顯著為正,進(jìn)一步證明了不論企業(yè)區(qū)域位置如何,企業(yè)的成本加成均受到了增值稅轉(zhuǎn)型政策的影響。此外,可以發(fā)現(xiàn)其他城市樣本企業(yè)的回歸系數(shù)比省會或計劃單列市要略大,一方面可能是因?yàn)槭艿礁母锏臉颖敬蟛糠治挥谄渌鞘袇^(qū)間范圍,享受到增值稅抵扣政策的絕對數(shù)要遠(yuǎn)大于位于省會或者計劃單列市的樣本;另一方面也是印證了政策的初衷及出發(fā)點(diǎn),讓稅收改革的政策紅利盡可能覆蓋更多企業(yè),讓增值稅轉(zhuǎn)型政策在促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中發(fā)揮建設(shè)性作用。

五、機(jī)制分析

企業(yè)成本加成變化本質(zhì)上取決于兩個因素,一是產(chǎn)品價格的變化,二是成本的變化,成本加成的變化可以看成是兩者共同發(fā)揮作用的結(jié)果。在競爭性市場中,由于產(chǎn)業(yè)政策變遷、補(bǔ)貼或者征稅等差異化的財政政策都會給企業(yè)競爭造成影響,這些都會影響企業(yè)的要素生產(chǎn),最終反映在企業(yè)產(chǎn)品價格或者成本上,造成成本加成的變化。企業(yè)在實(shí)際生產(chǎn)過程中,需要投入一系列資本和勞動等生產(chǎn)要素,同時也需要投入大量的中間產(chǎn)品,這些要素和中間投入品的成本也就直接構(gòu)成了企業(yè)生產(chǎn)成本。 [28]為了識別既有的增值稅轉(zhuǎn)型政策對企業(yè)成本加成的作用機(jī)制,通過參考D&W和康茂楠等的方法[11,12],在既有回歸的基礎(chǔ)上加入企業(yè)中間品投入,首先識別出增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)中間品投入的效應(yīng),其次將企業(yè)中間品投入作為變量放入基準(zhǔn)回歸模型,識別對成本加成的影響,即為成本效應(yīng)。其表達(dá)式分別為:

與此同時,工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中關(guān)于產(chǎn)品價格的變化反映在工業(yè)增加值上,在會計準(zhǔn)則中“工業(yè)增加值”表示為“工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+增值稅”,這表明企業(yè)經(jīng)濟(jì)增加值是總產(chǎn)值減去中間投入品成本后再加上增值稅金的數(shù)額,體現(xiàn)了資源配置的效應(yīng) [20];工業(yè)增加值實(shí)質(zhì)上反映出企業(yè)產(chǎn)品在市場上的定價能力,如果工業(yè)增加值較高,產(chǎn)品附加值也相對較高,企業(yè)能夠通過含有較高附加值的產(chǎn)品參與市場競爭,獲得更大的市場定價能力。本文將工業(yè)增加值取對數(shù),首先識別出增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)工業(yè)增加值的效應(yīng),其次將工業(yè)增加值對數(shù)作為變量放入基本回歸模型,識別對成本加成的影響,即為價格效應(yīng)。其表達(dá)式如下:

機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果見表7所示,第(1)(2)(3)列展示的成本效應(yīng)影響路徑的回歸,第(3)(4)(5)列展示的是價格效應(yīng)影響路徑的回歸,為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性,分別采用了ACF法和OP法計算的成本加成;其中(2)(5)是用ACF計算的成本加成;(3)(6)是用OP法計算的成本加成??梢钥吹?,在成本效應(yīng)中,增值稅轉(zhuǎn)型改革減少了中間品投入的成本,中間品投入的成本與成本加成存在負(fù)向關(guān)系,回歸的結(jié)果都是在1%的水平下顯著,意味著企業(yè)中間品投入成本降低,一定程度上促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升。增值稅轉(zhuǎn)型改革涉及上游產(chǎn)品抵扣環(huán)節(jié),將固定資產(chǎn)列入抵扣范圍,擴(kuò)大了企業(yè)抵扣范圍,減輕了企業(yè)成本負(fù)擔(dān),使企業(yè)能夠以更低的成本參與市場競爭,從而獲得更大的市場份額。在價格效應(yīng)中,增值稅轉(zhuǎn)型促進(jìn)了企業(yè)工業(yè)增加值的提升,不論以ACF方法還是OP法計算的成本加成,工業(yè)增加值的提升都促進(jìn)了企業(yè)成本加成水平的上升。增值稅轉(zhuǎn)型改革在擴(kuò)大抵扣鏈條的同時,將上下游產(chǎn)業(yè)鏈打通并且聯(lián)系在一起,企業(yè)可以在更大的市場范圍內(nèi)參與競爭,受到轉(zhuǎn)型改革的企業(yè)紅利明顯,工業(yè)增加值得到提升,能夠獲得更大的市場定價能力。機(jī)制驗(yàn)證的結(jié)果表明,增值稅轉(zhuǎn)型改革同時通過成本和價格兩條路徑影響了企業(yè)的成本加成,其中成本路徑表明企業(yè)中間品投入的下降促進(jìn)了成本加成的提升,價格路徑表明企業(yè)工業(yè)增加值的提升有助于成本加成的提高,兩條路徑作用下企業(yè)能夠獲得更大的市場份額和定價能力。

六、研究結(jié)論與政策展望

(一)研究結(jié)論

本文以2004年增值稅轉(zhuǎn)型改革為“準(zhǔn)自然”實(shí)驗(yàn),對企業(yè)成本加成進(jìn)行了分析,實(shí)證檢驗(yàn)轉(zhuǎn)型政策促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提高。研究發(fā)現(xiàn),2004年的增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的提高具有顯著的促進(jìn)作用。此外,增值稅轉(zhuǎn)型政策在不同規(guī)模、不同所有制類型、不同密集程度、不同區(qū)域的企業(yè)中表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。增值稅轉(zhuǎn)型對中小企業(yè)、非國有企業(yè)、資本密集型企業(yè)、沿海地區(qū)企業(yè)影響相對較明顯,而對于大企業(yè)、國有企業(yè)、勞動密集型企業(yè)、內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)影響相對較小。上述結(jié)論通過了平行趨勢檢驗(yàn),并且在更換成本加成測算方式以及安慰劑檢驗(yàn)后仍然成立。進(jìn)一步的機(jī)制驗(yàn)證中發(fā)現(xiàn),增值稅轉(zhuǎn)型改革通過降低企業(yè)生產(chǎn)成本和提高工業(yè)增加值兩條路徑作用于成本加成,最終促進(jìn)了成本加成的提升,有利于企業(yè)獲得更大的市場份額。

(二)政策展望

一是“精準(zhǔn)施策”,以市場主體需求為導(dǎo)向,將增值稅改革推向深入。2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策已經(jīng)過去了十多年,目前我國已經(jīng)實(shí)現(xiàn)全面的“營改增”,在此基礎(chǔ)上應(yīng)該進(jìn)一步推進(jìn)增值稅改革,一方面在充分調(diào)研市場主體需求的基礎(chǔ)上,完善增值稅抵扣鏈條,可以考慮將企業(yè)貸款利息納入抵扣范圍,做到“應(yīng)抵盡抵”,減少重復(fù)征稅;另一方面降低增值稅稅率,將三檔增值稅稅率(13%、9%、6%)簡并為兩檔稅率,加大留抵退稅的力度,全面降低制造業(yè)企業(yè)的負(fù)擔(dān),優(yōu)化增值稅制度。

二是總結(jié)稅收改革經(jīng)驗(yàn)并進(jìn)行推廣,促進(jìn)不同地區(qū)、不同產(chǎn)業(yè)、不同所有制市場主體均能享受到稅收優(yōu)惠的紅利。增值稅轉(zhuǎn)型改革最初就是從2004年東北地區(qū)試點(diǎn)拉開帷幕,應(yīng)當(dāng)及時總結(jié)歷次稅收制度改革的經(jīng)驗(yàn),充分發(fā)揮稅收政策在促進(jìn)企業(yè)激勵方面的作用,盡可能降低帶來的扭曲效應(yīng)。此外,在推行稅收制度改革中,應(yīng)當(dāng)充分考慮不同地區(qū)、不同行業(yè)以及不同所有制的市場主體,促進(jìn)資源在這些市場主體中的合理配置,兼顧效率和公平。

三是繼續(xù)完善“放管服”改革,釋放政策紅利,提高企業(yè)市場競爭力。企業(yè)的市場占有率最終體現(xiàn)在產(chǎn)品的優(yōu)勢上,政府應(yīng)該進(jìn)一步推進(jìn)“放管服”改革,簡化稅收申報流程和手續(xù),充分發(fā)揮“有效市場和有為政府”的作用,更加注重發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。在當(dāng)今國際貿(mào)易形勢面臨諸多不確定性因素的情況下,運(yùn)用稅收杠桿支持企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、加大設(shè)備更新?lián)Q代、激勵企業(yè)創(chuàng)新,鼓勵企業(yè)實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略,提高我國企業(yè)在國際市場上的產(chǎn)品競爭力,充分利用好兩個市場和兩種資源。

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