田浩 張青

摘? ?要：黨的二十大報(bào)告提出“加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型”的明確要求。推動發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型，提升制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是關(guān)鍵?！盃I改增”政策的實(shí)施對于稅收體制改革和企業(yè)發(fā)展的影響深遠(yuǎn)。經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”對制造業(yè)企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率的影響主要是固定資產(chǎn)投資擠占了創(chuàng)新研發(fā)投入。該結(jié)論為制度性減稅政策完善，更好地發(fā)揮稅收激勵對企業(yè)的正向作用提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和政策啟示。

關(guān)鍵詞：稅收政策；“營改增”；制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

中圖分類號：F424? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2024）09-0131-03

隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，環(huán)境保護(hù)問題也更加凸顯，黨的十九大首次將“必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念”寫入大會報(bào)告?；诖?，提高企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定可持續(xù)增長的重要途徑，以減稅為切入點(diǎn)降低企業(yè)稅負(fù)壓力，如何制定行之有效的稅收政策促進(jìn)企業(yè)提升生產(chǎn)效率、幫助企業(yè)健康發(fā)展值得被進(jìn)一步關(guān)注?！盃I改增”政策作為稅收政策改革中一項(xiàng)重要組成部分，重要的是通過刺激企業(yè)活力來刺激企業(yè)綠色創(chuàng)新研發(fā)投入，拉動綠色全要素生產(chǎn)率增長。但目前基于現(xiàn)實(shí)情況來看，“營改增”是否影響制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率依舊是當(dāng)前的熱門話題，本文主要針對這方面問題進(jìn)行探討。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）“營改增”與企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率

政府與企業(yè)通過稅收政策緊密相關(guān)，“營改增”是我國稅收制度改革的重要實(shí)踐，目的是建設(shè)現(xiàn)代化稅收體系，對企業(yè)具有極大的影響效應(yīng)和現(xiàn)實(shí)意義。袁始燁（2019）分析了“營改增”后企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度的改變，發(fā)現(xiàn)“營改增”之后企業(yè)的創(chuàng)新投入確實(shí)有明顯增加；錢曉東（2018）通過研究“營改增”政策對企業(yè)研發(fā)投入和專業(yè)化分工的影響，認(rèn)為“營改增”確實(shí)能夠提升企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的強(qiáng)度；緩解企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，能夠優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并刺激企業(yè)生產(chǎn)活力，而且可以刺激消費(fèi)，推動經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展（馬金華等，2021；孫吉樂，2017）。

林伯強(qiáng)和譚睿鵬（2019）將企業(yè)生產(chǎn)效率逐步用綠色全要素生產(chǎn)率來替代，這樣更能考慮環(huán)境問題在當(dāng)下企業(yè)生產(chǎn)中的地位，而綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）是探究企業(yè)綠色生產(chǎn)效率的重要指標(biāo)，綠色全要素生產(chǎn)率的提高主要來源于以下幾個(gè)方面：首先是企業(yè)技術(shù)進(jìn)步給企業(yè)帶來的生產(chǎn)率提高，主要是因?yàn)槠髽I(yè)綠色研發(fā)投入的轉(zhuǎn)化、先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和工藝、管理水平提高等方面的改變，熊彼特將其稱為產(chǎn)業(yè)的自我升級過程。此外，綠色全要素生產(chǎn)率還與資源儲備、交通條件、能源消耗強(qiáng)度、政府投資等不同稟賦有關(guān)。

參考波特假說，企業(yè)在短期會保持生產(chǎn)方式不變，此時(shí)的生產(chǎn)要素投入基本平衡，若此時(shí)增加企業(yè)綠色創(chuàng)新的投入，可能會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致企業(yè)得不償失；從長期來看，更加先進(jìn)的技術(shù)能夠改進(jìn)企業(yè)的生產(chǎn)工藝或方法，形成創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，創(chuàng)新的成本由于生產(chǎn)率的提高得到彌補(bǔ)從而提高了企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。綜上所述，本文提出假設(shè)：

H1：“營改增”在短期可能會降低綠色全要素生產(chǎn)率，但是在長期還是提高了企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

（二）“營改增”影響綠色全要素生產(chǎn)率的機(jī)制

在政策實(shí)施效果上，增值稅能夠疏通企業(yè)征稅鏈條，減輕企業(yè)的稅收壓力；所得稅稅率的降低能夠增加企業(yè)流動資金比例，緩解企業(yè)的融資約束，可以幫助企業(yè)優(yōu)化生產(chǎn)，從而進(jìn)一步提高企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（鄭寶紅等，2018），但是在理性人假設(shè)下企業(yè)在投入決策方面會優(yōu)先考慮經(jīng)濟(jì)性，優(yōu)先增加資本投入和生產(chǎn)擴(kuò)張，增加固定資產(chǎn)的投入能夠最快地提高企業(yè)收益。在企業(yè)發(fā)展初期，企業(yè)會通過單純增加勞動或者增加資本供給的方式來提高企業(yè)效益，以勞動力的無限供給贏得穩(wěn)定的資本報(bào)酬效應(yīng)，但由于邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，一味地增加投入只會限制企業(yè)經(jīng)營狀況的改善，按照理論預(yù)期，企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長必須轉(zhuǎn)到提高要素生產(chǎn)率特別是與技術(shù)進(jìn)步有關(guān)的生產(chǎn)率上才能夠?qū)崿F(xiàn)。所以本文做出假設(shè)：

H2：“營改增”在短期導(dǎo)致企業(yè)增加了固定投資而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文將綠色全要素生產(chǎn)率的值與“營改增”政策進(jìn)行相關(guān)性分析?！盃I改增”政策是從2012年開始試點(diǎn)，往后逐步推廣到多行業(yè)，直至2016年對全國現(xiàn)代服務(wù)業(yè)實(shí)現(xiàn)了全面的覆蓋。為了防止其他稅種的改革對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，本文選擇的樣本數(shù)據(jù)為上市公司制造業(yè)，時(shí)間為2010—2016年，并且對樣本做了如下處理：一是去除制造業(yè)中數(shù)據(jù)不全，環(huán)境支出排污費(fèi)披露不全的企業(yè)；二是剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不完整、指標(biāo)異常的上市公司，并對所有連續(xù)變量的極端值進(jìn)行處理。經(jīng)過上述篩除最終保留下剩余的所有上市公司的年度數(shù)據(jù)，并對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行匹配。本文所使用的原始數(shù)據(jù)主要來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫、wind數(shù)據(jù)庫以及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。數(shù)據(jù)處理工具使用的是Stata 16.0、MaxDEA8.0以及Office 2019。

（二）變量定義

1.被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率。主要的測算方法有距離函數(shù)、SBM模型等。本文借鑒Tone（2002）的方法，使用考慮非期望產(chǎn)出的綠色全要素生產(chǎn)率，計(jì)算的指標(biāo)主要包括投入指標(biāo)與產(chǎn)出指標(biāo)，投入指標(biāo)主要有勞動等生產(chǎn)要素，產(chǎn)出指標(biāo)分為期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，期望產(chǎn)出選用營業(yè)總收入，而非期望產(chǎn)出使用排污費(fèi)支出。

2.解釋變量：營改增政策。由于“營改增”改革是分時(shí)間分試點(diǎn)進(jìn)行的，在上海實(shí)施是在2012年1月1日，而另外幾個(gè)省則分別在2012年下半年實(shí)施改革，大部分研究認(rèn)為政策的實(shí)施并不會立即顯現(xiàn)出效果，故而廣泛地將2012年下半年實(shí)施的省份改革時(shí)點(diǎn)推遲為改革后一年，也就是2013年，上海的改革時(shí)點(diǎn)則設(shè)置為2012年，即政策實(shí)施當(dāng)年。did為政策虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，當(dāng)制造業(yè)企業(yè)位于先行試點(diǎn)的九個(gè)省市，且時(shí)點(diǎn)處于政策實(shí)行及其以后年份，取值為1，否則取值為0，其系數(shù)為“營改增”的政策效應(yīng)。

3.控制變量。本文主要從企業(yè)財(cái)務(wù)特征的角度選取一系列變量進(jìn)行控制。對企業(yè)的個(gè)體特征進(jìn)行變量選取，參考余東升等（2020）選取企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)增長率、企業(yè)當(dāng)期利潤率、企業(yè)資本密集度、有形資產(chǎn)比例、資產(chǎn)流動性作為控制變量。

（三）模型設(shè)計(jì)

本文根據(jù)“營改增”政策以準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)建了分時(shí)點(diǎn)的DID模型，實(shí)驗(yàn)組為2010—2016年之間加入“營改增”試點(diǎn)的企業(yè)，對照組是還未實(shí)施“營改增”試點(diǎn)的企業(yè)，基于收集到的全部樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建模型如式（1）所示：

GTFPit=β0+β1didit+γcontrolsi+δi+εt+μit（1）

在式（1）中包含了被解釋變量和解釋變量，i和t分別代表企業(yè)和年份，controls包含了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資產(chǎn)等控制變量。首先檢驗(yàn)“營改增”對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，再分析其影響作用機(jī)制。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1.數(shù)據(jù)描述。企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的均值為0.371，最小值為0.049 1，最大值為1.505，說明不同企業(yè)之間的綠色全要素生產(chǎn)率差距較大，整體偏低；“營改增”政策的虛擬變量均值為0.281，說明此政策的推進(jìn)過程相對緩慢分散，符合多時(shí)點(diǎn)DID模型的使用要求；其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果符合一般預(yù)期。

2.基礎(chǔ)回歸結(jié)果?；A(chǔ)回歸結(jié)果如表1（1）所示，核心解釋變量回歸系數(shù)為負(fù)，且通過了0.1的顯著性水平檢驗(yàn)，這表明降低稅收可能在短期內(nèi)會造成我國制造業(yè)企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的下降；但是表1（2）將數(shù)據(jù)滯后三期再次進(jìn)行回歸分析，系數(shù)為正，這就說明長期創(chuàng)新投入發(fā)揮了作用，帶動了技術(shù)的升級，提高了綠色全要素生產(chǎn)率，也符合一般發(fā)展規(guī)律且驗(yàn)證了假設(shè)H1。在控制變量的顯著性方面，企業(yè)的利潤率（pro）、企業(yè)規(guī)模（size）、以及代表企業(yè)發(fā)展能力的資本增長率（tagr）都在0.01水平上顯著，說明這三者對于企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著。

表1? 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由于擴(kuò)大生產(chǎn)能夠直接帶來經(jīng)濟(jì)效益，“營改增”推動了制造企業(yè)的規(guī)模發(fā)展進(jìn)程。因此，固定資產(chǎn)投入會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。但是隨著企業(yè)高端、綠色技術(shù)要素投入的增加，企業(yè)創(chuàng)新能力提升、綠色技術(shù)進(jìn)步會對綠色全要素生產(chǎn)率的影響逐漸加強(qiáng)。

且我國下一階段發(fā)揮技術(shù)進(jìn)步與規(guī)模經(jīng)濟(jì)的協(xié)同作用才是經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。

3.機(jī)制檢驗(yàn)。在受到“營改增”政策的影響之后，綠色創(chuàng)新投入在短期內(nèi)無法形成效益，所以企業(yè)的固定資產(chǎn)的投資比例會增加，對于綠色生產(chǎn)的創(chuàng)新投入會造成一定的擠占。而固定資產(chǎn)投入增加在一定規(guī)模經(jīng)濟(jì)條件下會對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響，主要是由于生產(chǎn)效率的降低和污染排放的增加。通過引入固定資產(chǎn)增加額在每期營業(yè)收入中的比例（sasst）并再次進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，結(jié)果顯示，“營改增”確實(shí)顯著提高了固定資產(chǎn)在企業(yè)資產(chǎn)中的比例，并且在固定企業(yè)個(gè)體和時(shí)間變量之后，這一影響仍然顯著，這也證明了前文的假設(shè)H2。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文采用安慰劑檢驗(yàn)進(jìn)行穩(wěn)健性分析。考慮將原先解釋變量did改變政策處理時(shí)間點(diǎn)，將時(shí)間推遲到2014年產(chǎn)生新的交互項(xiàng)虛擬變量did，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2中第一列可以看出，檢驗(yàn)結(jié)果的交互項(xiàng)系數(shù)并不顯著，再次證明制造業(yè)企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響確實(shí)是由“營改增”政策推動的。

為了實(shí)證結(jié)果的客觀性考慮，所以本文又增加了控制變量?？紤]到企業(yè)財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)的不同對生產(chǎn)的影響，選取有形資產(chǎn)比率（physical）作為控制變量；企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的短期改變能力取決于企業(yè)資產(chǎn)的流動性，故而選擇流動資產(chǎn)與負(fù)債的比值這一新的控制變量流動比率（cr）。從表2第二列結(jié)果可以看到，安慰劑檢驗(yàn)和增加解釋變量之后回歸結(jié)果基本一致，系數(shù)依舊為負(fù)且顯著。

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文計(jì)算了超效率SBM模型，測算出部分制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，并探究了“營改增”政策對制造業(yè)企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率的影響，得出以下結(jié)論。一是“營改增”之后制造業(yè)企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在“營改增”時(shí)有短暫下降的趨勢，但是在“營改增”之后技術(shù)進(jìn)步的影響開始逐漸上升。這是由于“營改增”政策對于制造業(yè)的綠色創(chuàng)新投入會被固定資產(chǎn)投資所擠占。二是長期來說，“營改增”促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，對企業(yè)的綠色創(chuàng)新有激勵作用。三是“營改增”對制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性結(jié)果具體表現(xiàn)為：“營改增”對于成熟期企業(yè)、國有企業(yè)的影響更為顯著。

基于上述結(jié)論，本文得出以下政策啟示。第一，堅(jiān)決完善結(jié)構(gòu)性減稅政策體系，發(fā)揮稅收政策對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用?！盃I改增”作為一項(xiàng)重要的減稅政策，對企業(yè)的結(jié)構(gòu)性改革影響是長遠(yuǎn)的，著重釋放了企業(yè)融資壓力、降低企業(yè)的稅負(fù)水平進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。針對性實(shí)施減稅政策，企業(yè)需要堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展理念，稅收優(yōu)惠的主要目的就是促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新，降低稅收負(fù)擔(dān)讓微觀主體有更大的發(fā)展空間。在實(shí)際操作層面，也需要時(shí)刻關(guān)注和評估政策影響效應(yīng)，保障企業(yè)生存發(fā)展空間，從而優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)發(fā)展選擇，助力其實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。第二，結(jié)構(gòu)性減稅效果的實(shí)現(xiàn)在于有針對性地制定實(shí)施，對于稅收政策獲益受眾要更加精確。本文研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”對非國有企業(yè)和大型企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)更強(qiáng)?！盃I改增”政策效應(yīng)會隨著企業(yè)所有制性質(zhì)、規(guī)模和自主創(chuàng)新能力的不同而表現(xiàn)得不盡相同。因此，在推廣減稅政策時(shí)，可以細(xì)分征收對象，以更好地發(fā)揮政策激勵效果，提高企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率。

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