“營改增”是否提升了全要素生產率?
——兼論中國經濟高質量增長的制度紅利

孫 正 陳旭東 雷 鳴

一、引 言

Krugman(1991)曾經說過生產率不等于一切，但從長期來看它幾乎意味著一切。當前，我國面臨著經濟轉型與結構調整的雙重挑戰，十九大報告明確指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，提出推動經濟發展質量變革、效率變革、動力變革。過去依靠過度投資支撐中國經濟高速增長的模式已經不可持續，粗放型的發展模式面臨著邊際報酬遞減、人口紅利消失的挑戰，已經達到環境承受的極限。因此，迫切需要探尋引領中國經濟增長與質量變革的新動力，而其核心就是全要素生產率的改善?，F實經濟中，財稅體制無疑是影響全要素生產率的最關鍵因素之一?！盃I改增”作為新一輪稅制改革的主線索，是“分稅制”改革以來政府最大的減稅行為。流轉稅改革作為體制改革的重要舉措，惠及到千萬家企業，依據國家稅務總局2018年1月份統計數據，“營改增”總減稅額超過2.1萬億，不但降低了整個宏觀經濟的稅負，而且優化了資源配置，對全要素生產率的改善提供了因勢利導的支持。在經濟增速下滑，人口紅利減退的大背景下，未來一段時期，財稅體制改革將提供中國經濟高質量增長的制度紅利。

自 Solow(1957)提出全要素生產率的概念以來，全要素生產率及其影響因素的研究備受國內外學者關注(Russell和 Kumar，2002；Bom 和 Ligthart，2014； 昉蔡 ，2013；余泳澤，2015；呂越等，2017)。從宏觀層面上來看，財稅體制改革制度成本最小(高培勇，2015)，無疑是推動全要素生產率提升的關鍵因素。相對于財政補貼或者是稅收優惠，稅制改革對于全要素生產率的影響更為徹底。“營改增”作為新一輪稅制改革的重要舉措，將二元流轉稅體制轉變為一元流轉稅體制，去除有效稅率差異，優化資本配置的產業結構，為全要素生產率改善、經濟高質量增長提供重要的制度紅利?！盃I改增”作為我國稅制史上的重要舉措，對我國稅制結構產生了長期的影響，成為當前我國學者研究的熱點與重點問題。稅收成本是影響企業成本的核心因素，增值稅改革對企業的生產經營成本產生重要影響(Piggott和 Whalley，1998；Smart和 Bird，2009；Kesselman，2011)，國內不少學者考察了“營改增”對我國流轉稅稅負的影響(童錦治等，2015；曹越和李晶，2016)，發現“營改增”降低了企業的流轉稅稅負，消除了有效稅率的差異(陳曉光，2013)，這為全要素生產率的改善提供了財稅制度基礎。“營改增”不但能夠減輕企業稅收負擔，而且通過減稅效應深化產業間的專業化分工，有效推動跨地區的分工與協作(范子英和彭飛，2017)，同時通過價格效應改變企業與產業之間的投入產出關系(倪紅福等，2016)，專業化分工的深化與投入產出關系的改變理順了產業鏈，最終影響到全要素生產率。

從目前相關文獻來看，過往學者主要探討了總量財政政策對全要素生產率的影響(郭慶旺和賈俊雪，2005；Everaert等，2015；Hussain，2015)，很少有學者從“營改增”視角考察其對全要素生產率的影響，更少有學者討論經濟高質量增長下“營改增”的制度紅利。因此，本文第一個具體的工作就是探討“營改增”政策實行過程中以及徹底推廣到全行業以后其對全要素生產率提高是否具有“生產率效應”，是否提供了經濟高質量增長的制度紅利。既有研究表明“營改增”在資源配置、宏觀稅負、產業結構調整方面具有積極作用(高培勇，2015；范子英，2017；孫正，2016)，而這些作用均有可能提高全要素生產率，繼而改變經濟增長方式，但其背后的微觀機制始終沒有得到系統全面的計量檢驗。因此，本文的第二個具體工作就是通過中介作用機制探究“營改增”對全要素生產率的微觀作用機制。“營改增”作為當前財稅體制改革的重頭戲，政策持續期為4年，其對全要素生產率的影響是長期的。鑒于“營改增”是分期逐步推廣到全行業的，其對當期及其后續年份全要素生產率的影響有何異同，這對于合理評估“營改增”政策效果具有重要的現實意義。因此，本文第三個具體工作就是結合“營改增”微觀作用機制，對“營改增”影響全要素生產率的長效機制進行檢驗。

本文的邊際貢獻具體如下：其一，對“營改增”影響全要素生產率的理論機制進行簡單分析，豐富稅制改革影響全要素生產率的文獻研究。其二，運用中介效應模型，考察“營改增”影響全要素生產率的作用路徑，研究發現“營改增”顯著提高了全要素生產率，提供了經濟高質量增長的制度紅利，并通過降低固定資產投資成本，加大企業自主創新投入，改善金融發展程度和促進工業化程度等中介效應來改善全要素生產率。但隨著時間的延續，“營改增”提高全要素生產率的政策成效在減弱，這說明經濟高質量增長需要后續其他財稅政策的跟進。本文在深入考察“營改增”影響全要素生產率作用機制的基礎上，從理論與實證兩個維度上探討“營改增”與全要素生產率改善之間的內在經濟邏輯以充分發揮稅制改革的“定向誘導”功能，對于從稅制改革視角改善全要素生產率、提高經濟發展質量、推動效率變革具有重要的理論和現實意義。

二、理論分析與研究假設

本文核心議題為“流轉稅改革對全要素生產率的影響”，首先我們通過簡單的理論分析，考察“營改增”影響全要素生產率的作用機制，并提出相應假說。

（一）“營改增”對全要素生產率的直接影響

一個國家(地區)影響全要素生產率的重要因素是稅負成本?！稜I業稅改征增值稅試點方案》(財稅[2011]110號)規定試點的基本原則就是，消除有效稅率差異，降低試點行業的稅收成本，后續“營改增”試點過程基本遵循這個原則。依據國家稅務總局2018年1月份統計數據，“營改增”實施六年多以來，減稅絕對規模超過2.1萬億，惠及到千萬家企業，推動了效率變革，為全要素生產率的提高創造了積極有利的條件。原先營業稅存在于服務業、增值稅存在于制造業的二元流轉稅體制徹底轉變為一元流轉稅體制，清除了制度性障礙，給我國經濟高質量增長帶來了制度紅利。

“營改增”對全要素生產率的直接影響主要體現在如下幾個方面：第一，“營改增”完善了增值稅抵扣鏈條，允許服務業中間投入品的進項稅額進行抵扣，避免了對服務業中間投入品的重復征稅，降低了企業稅負。“營改增”改革之前，在銷售收入一定的條件下，進項稅額不能抵扣，則企業名義流轉稅稅負越高，企業經營成本也就越大，不利于企業全要素生產率的改善?！盃I改增”以后，在既定的銷售收入下，隨著進項稅額抵扣的增加，企業名義流轉稅稅負降低，降低了企業經營成本，有利于企業全要素生產率的改善。第二，“營改增”理順了產業間投入產出關系，提升了專業化水平，促進了生產分工(范子英，2017)，有利于全要素生產率的提高。原先二元流轉稅體制下，第三產業中間投入品沒有進項稅額的抵扣，降低了企業生產過程中選擇橫向企業中間產品的積極性，不利于企業專業化分工水平的提高，從某種程度上來說，這種二元流轉稅體制成為全要素生產率改善的制度性障礙。隨著“營改增”徹底推廣到全行業，打通了增值稅抵扣鏈條，允許第三產業中間投入品的進項稅額進行抵扣，有利于產業分工細化與產業之間的融合發展，完善了增值稅實際征收中的抵扣機制。第三，“營改增”有力地糾正了資本在服務業與制造業之間的結構性錯配。營業稅作為一個整體稅種，比增值稅的稅負要高三分之一左右，“營改增”試點結束以后，降低服務業的有效稅率，使更多的資本配置到服務業，優化資本在制造業與服務業之間的配置結構，帶來帕累托效率改善，加之其他配套的政策措施，對全要素生產率改善產生直接影響?；诙唐跁r間維度，本文據此提出假說H1。

H1：“營改增”能夠降低企業稅負，消除有效稅率差異，有力糾正資本在制造業與服務業之間的結構性錯配，帶來帕累托效率改善，提升了我國全要素生產率。

（二）“營改增”對全要素生產率的間接影響

“營改增”不但對全要素生產率產生直接影響，而且還通過中介變量對全要素生產率產生間接影響。第一，“營改增”通過加大科技研發投入來提升全要素生產率?！盃I改增”以后，企業的科技研發投入能夠進入增值稅抵扣鏈條，提高企業加大研發投入的積極性，特別是大幅降低新技術或者新經濟業態的稅收成本，提高整個經濟體的研發投入水平(Mukherjee等，2017)，極大改善企業生產技術水平，有利于全要素生產率的提高。第二，“營改增”降低產業結構轉型升級的不確定性，改善全要素生產率?！盃I改增”政策實施之前，由于增值稅抵扣鏈條的斷裂和重復征稅，企業如果進行專業化的分工與協作，勢必加重上下游產業的稅收負擔，從而增加產業分工與結構轉型的不確定性和風險?！盃I改增”促進產業結構升級與新業態融合發展(孫正，2016)，加快了經濟轉型與結構調整，進而改善全要素生產率。第三，“營改增”通過改變資本密度來改善全要素生產率。增值稅抵扣鏈條的完善以及稅制結構的改變必然影響到資本的投向和規模(呂冰洋和陳志剛，2015)，“營改增”政策所引致的稅制變遷產生長期衍生的影響，改變行業間稅負，提高利潤水平，優化資本的投資結構和規模，提高資本密度。第四，“營改增”通過金融深化來改善全要素生產率。金融業實施“營改增”以后，提升了整個金融行業的產出效率，同時也提高了金融資源對稅收的敏感程度，同時一部分金融成本進入增值稅抵扣鏈條，為全要素生產率的提升提供更優質的金融服務。綜上所述，“營改增”通過改變行業間稅負、資本密度、科技研發投入、工業化以及金融發展程度，對全要素生產率產生間接影響。據此，提出假說H2。

H2：“營改增”通過資本密度、科技研發投入、金融深化程度以及產業轉型等變量，對我國全要素生產率產生間接影響。

（三）“營改增”對全要素生產率的長效影響

稅制改革對全要素生產率具有長期持續性的影響(Nishioka，2005)。以“營改增”為主線索的流轉稅改革政策存續期超過4年，不但當期的“營改增”所帶來增值稅的抵扣效應，降低了企業的名義稅負，對全要素生產率產生直接影響，而且當期“營改增”會持續影響到后續年份政策實施行業的稅負，對此后若干期的全要素生產率的提升仍具有積極作用，我們稱之為“滯后效應”，也可稱其為長效機制，這種長效機制為經濟高質量增長提供了持續的制度紅利。一方面，隨著“營改增”在越來越多的行業開始實施，更多的行業納入到增值稅抵扣鏈條，形成行業減稅政策效果的規模經濟效應。另一方面，隨著更多的地區進行“營改增”政策試點，不同地區政策趨同以后，原先試點省份的政策紅利外溢到后續試點省份，形成政策效果的外溢效應。不同行業“營改增”實施所帶來的規模效應，與不同地區實施“營改增”政策的外溢效應，形成“營改增”政策效果的疊加效應，這種疊加效應又進一步放大了“營改增”的政策效果(高培勇，2015)。因此，要全面系統評估“營改增”的政策效應，需要一個較長的政策時間窗口。通過測算，2012年營業稅與增值稅占GDP的比重分別為2.9%、4.9%，2016年“營改增”徹底推廣到全行業以后，營業稅與增值稅占GDP的比重分別調整為1.5%、5.4%。同時，流轉稅占GDP的比重由2012年的9.8%降為2016年的8.7%。綜上來看，“營改增”所帶來有效稅率的降低，優化資源配置，對我國全要素生產率的提升產生持續性的影響，推動經濟高質量增長。據此，提出假說H3。

H3：“營改增”對我國全要素生產率的提升會產生長期持續性的影響，要全面系統評估“營改增”的政策效應，需要一個較長的政策時間窗口。

三、計量模型、變量與數據說明

稅制改革是影響全要素生產率的重要因素，前述我們對“營改增”影響全要素生產率的作用機理進行了簡單的分析。為進一步深入考察“營改增”對全要素生產率的影響，本文嘗試建立中介效應模型，檢驗流轉稅改革與全要素生產率改善之間的內在經濟邏輯。

（一）“營改增”的全要素生產率效應

1.“營改增”全要素生產率效應的基準檢驗。在前述簡單理論分析基礎上，本文構建如下基準模型：

其中，i代表省份，t代表年度。TFP為模型的被解釋變量全要素生產率，也是衡量經濟高質量增長的重要變量。系數β、θ是待估計參數，bcvatit為“營改增”變量，系數β表示“營改增”對全要素生產率的影響，若β通過顯著性檢驗，則說明“營改增”能夠影響全要素生產率，提供了經濟高質量增長的制度紅利，Xit為影響全要素生產率的控制變量組。

2.“營改增”影響全要素生產率效應的機制檢驗。為了更有效的驗證“營改增”影響全要素生產率的作用機理，本文繼續通過中介效應模型，考察“營改增”影響全要素生產率的作用機理。這主要體現在如下幾個方面：①通過“營改增”來改變固定資產投資的資金成本，同時降低了企業的融資約束，提升投資效率；②通過降低企業研發投入的稅收成本，提高企業科研投入，推進企業技術進步；③通過改變企業技術引進、消化吸收新技術的稅收成本，加大企業技術引進力度；④“營改增”推廣到金融業以后，降低了金融業的稅負，改善了金融業的服務環境，金融發展程度得到提高，有利于企業投資環境的改善，最終影響到全要素生產率；⑤“營改增”將原來營業稅適用于第三產業，增值稅適用于第二產業的二元流轉稅結構徹底改為一元流轉稅體系，進而改變產業稅負，影響產業結構(孫正，2016)。基于上述分析，參照Baron和Kenny(1986)提出的方法，我們建立如下中介效應模型：

公式(2)～公式(8)中，我們將核心解釋變量“營改增”設定為增值稅與營業稅的比值。中介變量capdenit為資本密度，以各個樣本省份的固定資產投資與從業人員的比值來表示。indiit為自主創新投入，用各個樣本省份的科技研發投入與GDP的比值來衡量。imiiit為模仿創新投入，以各個樣本省份的技術引進與消化吸收這些技術所投入經費與GDP的比值來表示。dfinait為金融發展程度，主要運用各個樣本省份金融業產值的區位熵來表示。dinduit為工業化發展程度，以各個樣本省份的第二產業與GDP的比值來表示。

公式(2)為“營改增”對全要素生產率的總效用，ait＞0則表示“營改增”能夠提高全要素生產率；公式(3)為“營改增”對資本密度的影響，bit＞0則表示“營改增”能夠提高各樣本省份的資本密度；公式(4)為“營改增”對自主創新投入的影響，cit＞0則表示“營改增”能夠促進各地區加大自主創新研發資金投入；公式(5)為“營改增”對模仿創新投入的影響，dit＞0則表示“營改增”促進了各地區技術引進與消化吸收的投入；公式(6)為“營改增”對金融發展程度的影響，eit＞0則表示“營改增”提高了金融業的發展程度；公式(7)為“營改增”對工業化程度的影響，fit＜0則表示“營改增”促進了產業結構升級演進；公式(8)中g1it為“營改增”對全要素生產率的直接影響。將公式(2)～公式(7)代入公式(8)，可得：

公式(9)中，g1it衡量“營改增”對全要素生產率的直接效應。g2itbit衡量的是“營改增”通過改變樣本省份資本投入產出比來提高全要素生產率的中介效應；g3itcit衡量“營改增”通過增加企業科技研發投入來提升全要素生產率的中介效應；g4itdit衡量“營改增”通過減稅效應，增加企業的技術引進與消化吸收資金投入來提高全要素生產率的中介效應；g5iteit衡量“營改增”通過金融業發展程度來提高全要素生產率的中介效應；g6itfit衡量“營改增”通過促進產業結構升級演進來提高全要素生產率的中介效應；υ8it為隨機誤差項，服從均值為零，方差為Ω的正態分布。同時，公式(2)～公式(8)中都包含省份、時間的固定效應，為了表達方便，沒有一一列出。

3.“營改增”影響全要素生產率的長期持續性檢驗。“營改增”作為我國近年來最重要的稅制改革，對我國的稅制產生長期深遠的影響，其對全要素生產率的提高不應僅局限于當前，這種機制應該是長期持續的。這種長效機制主要表現在如下兩個方面：①“營改增”改革對當期的全要素生產率就有顯著影響，而且對此后若干期的全要素生產率提高仍具有積極作用，我們稱之為“滯后效應”，也可稱其為長效機制。②2012年，“營改增”在上海的“1＋6”行業率先試點，2016年5月1日徹底推廣到全行業，政策推行周期超過4年，逐步推廣到全部樣本省份與全行業，當期和前期政策效果，不同行業不同地區政策趨同以后的“規模經濟”效應，帶來全要素生產率不斷提高，我們稱之為“疊加效應”。我們將“滯后效應”“疊加效應”所帶來的綜合效應，稱之為“營改增”影響全要素生產率的長期持續性效應。因此，我們將公式(1)的計量模型調整如下：

（二）變量與數據

1.變量設定與說明

被解釋變量為全要素生產率。鑒于效率是經濟增長質量的核心，因此國內學者(劉建國等，2011；昉蔡，2013；吳敬璉，2015)將全要素生產率作為衡量經濟高質量增長的重要指標，并給出了合理的經濟學解釋。國際權威機構(包括世界銀行、經合組織)也經常將全要素生產率作為衡量中國經濟增長質量的重要指標。為獲取各樣本省份的全要素生產率(TFP)，通過對過往學者測算方法的比較，同時為了更好的反映省際全要素生產率(TFP)的真實性，我們主要借鑒余泳澤(2017)方法，基于生產函數估算的SFA，采用超越對數生產函數形式，估算全要素生產率。此外，考慮到不同投入要素對TFP的貢獻，將其分解為技術進步、規模效率、技術效率、配置效率。我們主要通過計量檢驗來確定生產函數的具體形式，如下所示：

公式(11)中，Y表示各地區總產出，以2000年為基準，進行了相應的平減。K表示樣本省份物質資本存量，主要參考余泳澤(2017)的方法進行計算。L表示各樣本省份的勞動力數量，為了體現不同地區勞動力投入的異質性，我們運用人均受教育年限進行了調整，具體為其中Eit代表第i個省份第t年勞動力平均受教育年限，Eat代表第t年全國勞動力平均受教育年限。ωi表示技術無效率項，εi為隨機干擾項，η為技術效率水平的時變參數，ω和η可以自由取值。依據Battese和Coelli(1992、1995)的方法進行模型的適宜性檢驗。參照Kumbhakar(2000)的分解法，將公式(11)對t進行求導，為了簡潔省略下標it。

核心解釋變量：基準檢驗我們將核心解釋變量bcvatit設定為營業稅(stit)、增值稅(vatit)兩個變量，機制檢驗運用增值稅與營業稅的比值表示bcvatit變量。中介變量：資本密度(capdenit)、自主創新投入(indiit)、模仿創新投入(imiiit)、金融發展程度(dfinait)、工業化發展程度(dinduit)?？刂谱兞拷M：主要考察影響全要素生產率的其他變量，參考余泳澤(2015)我們主要關注以下幾個方面：制度環境①主要考察“營改增”影響全要素生產率的制度環境，采用樊綱(2016)編著的《中國市場化指數》中各省級單位的市場化指數，該指數越大，表明市場化程度越高，制度環境越好，市場作用機制越完善，影響全要素生產率的傳導機制越有效。、經濟發展程度(lnpgdpit)、經濟開放度(eopenit)、外商投資水平(ifinvit)、高等教育人口比重(humcit)等。

表1 各變量描述性統計與說明

2.數據來源

本文主要考察“營改增”影響全要素生產率作用機制，“營改增”于2012年開始在上海試行，2016年徹底推廣到全行業，政策改革持續四年多，將西藏從樣本省份中剔除，本區間定為2006—2015年。由于部分變量的個別年份也存在數據缺失，所以本文為非平衡面板數據。全要素生產率變量主要依照前述方法計算得來。各樣本省份的增值稅、營業稅變量數據主要通過《中國稅務年鑒》獲取。自主創新投入、模仿創新投入、資本密度、工業化進程、金融發展程度等中介變量主要來源于Wind數據庫?？刂谱兞拷M數據主要來源于Wind數據庫、《中國統計年鑒》《中國工業經濟年鑒》《中國勞動統計年鑒》等。所有的變量均進行了平滑處理。

四、主要實證結果

（一）“營改增”全要素生產率效應的基準檢驗

“營改增”全要素生產率效應的基準檢驗，主要來自于公式(1)的計量檢驗結果，具體分析結果見表2，實證結果主要分為五列，第(1)列為沒有加入控制變量組和固定效應的簡單檢驗，增值稅變量系數符號顯著為正，營業稅變量系數符號顯著為負，代表“營改增”試點的增值稅與營業稅有效稅率兩個變量通過了顯著性檢驗。因此，“營改增”徹底推廣到全行業以后，能夠改善全要素生產率，為經濟高質量增長提供了制度紅利。第(2)列與第(3)列為加入控制變量的實證分析結果，可以看出增值稅變量與營業稅變量系數符號都通過了顯著性檢驗，增值稅系數符號變小，營業稅系數符號變大。第(4)列與第(5)列依次控制地區與時間效應后的實證分析結果。可以看出相對于前面三列的計量檢驗結果，營業稅、增值稅兩個變量的顯著性進一步下降，但都通過了顯著性檢驗。綜上所述，本文認為“營改增”作為新一輪稅制改革的主線索，提高了我國全要素生產率，為經濟高質量增長提供了制度紅利。綜上所述，假說H1得到驗證。綜合控制變量的實證結果，可以看出，除了“營改增”政策以外，制度環境、人力資本、經濟開放度以及外資引進也提供了經濟高質量增長的制度紅利。

表2 基準檢驗結果

（二）基于中介效應模型的“營改增”全要素生產率效應機制分析

關于“營改增”影響全要素生產效率機制的分析如表3所示，方程(1)為對公式(2)的檢驗結果，“營改增”對全要素生產率的綜合效應顯著為正。方程(2)～方程(6)分別為公式(3)～公式(7)的回歸結果，自主創新、工業化程度、金融發展程度和資本深化四個變量與“營改增”的關系符合前述理論預期，系數均通過顯著性檢驗，表明“營改增”有利于自主創新投入的提高，促進了產業結構的升級演進，有利于提高金融發展程度，促進了資本深化。但是，關于公式(5)的回歸結果顯示，模仿創新投入系數符號不顯著，這說明“營改增”并沒有促進企業模仿創新投入的增加。綜合上述分析結果可知，“營改增”對于全要素生產率的改善產生了積極影響，并且通過中介效應影響全要素生產率的提高。

在前述對機制檢驗進行初步分析的基礎上，本文繼續通過公式(9)對中介變量的作用，也就是“營改增”通過中介變量影響全要素生產率是否顯著做進一步研究。溫忠麟(2004)總結了一種中介效應檢驗程序，從而提高了效率，任曙明和呂鐲(2014)對其進行實踐。參考既有研究(于新亮，2017)對中介效應進行檢驗，發現“營改增”還通過增加自主創新投入促進資本深化，提高金融發展程度，促進產業結構升級演進，提供經濟高質量增長的制度紅利，但并沒有通過增加模仿創新投入來提高全要素生產率。依據表3實證分析結果可以看出，方程(7)為公式(8)回歸結果，全要素生產率與模仿創新投入的相關性在統計上不顯著，其次方程(3)為公式(5)回歸結果，可以看出“營改增”與模仿科技創新投入的相關性在統計上也不顯著。這表明，“營改增”尚不具有通過提高模仿科技創新投入來改善全要素生產率的作用機制。上述對中介效應的分析結果支持了假說H2。

表3 機制檢驗結果

五、進一步分析

（一）穩健性檢驗

為進一步系統全面檢驗“營改增”對全要素生產率的影響，考慮到這種影響在不同地區的異質性。通過前述對全要素生產率的計算可知，全要素生產率可以分解為規模效率(SE)、技術進步(TP)和技術效率(TE)。我們將上述三者做因變量進行重新檢驗，穩健性檢驗結果具體見表4，同時將其與表2計量檢驗結果做對比分析，控制變量組的實證檢驗結果受限于篇幅沒有列出。

進一步回歸結果顯示，“營改增”兩個變量對規模效率(SE)、技術進步(TP)和技術效率(TE)影響的系數符號，基本與前述被解釋變量為TFP的回歸結果一致。通過對系數大小的比較可以發現，營業稅與增值稅兩個變量對技術進步(TP)和技術效率(TE)兩個變量的影響更大，對規模效率(SE)的影響程度較低，這說明“營改增”主要通過影響技術進步與技術效率達到提高全要素生產率的目的。穩健性估計結果進一步驗證了假說H1。

表4 穩健性估計結果

（二）“營改增”影響全要素生產率的長期持續性檢驗

“營改增”影響全要素生產率效應的長期性檢驗，也就是“營改增”政策效果的滯后效應。對公式(10)的計量檢驗結果①限于篇幅，未在文中列出，如有需要可掃描本文二維碼后點擊“附錄”獲取。及控制變量組的實證檢驗結果受限于篇幅同樣沒有列出。依據滯后三年的實證分析結果可以看出，增值稅變量與營業稅變量都通過了顯著性檢驗，但系數值在變小，顯著性程度也在下降，這說明“營改增”政策效果具有地區與行業的疊加效應，但滯后效應隨著時間的延續逐漸衰弱，也就是說“營改增”提供經濟高質量增長的制度紅利在減弱。本文按照基準檢驗中方法，進一步檢驗“營改增”對規模效率(SE)、技術進步(TP)和技術效率(TE)的影響。

這種“滯后效應”逐年衰減并不難理解，通過前述理論機制的分析可看出，“營改增”主要通過減稅效應、消除有效稅率差異、理順投入產出和深化專業分工以及資源配置效應來影響全要素生產率。這些傳導機制中，結構性減稅效應對全要素生產率的影響最明顯，依據國稅總局2018年統計結果，“營改增”徹底推廣到全行業以后，累計減稅規模超過2.1萬億。這不但降低了企業的稅收成本，而且消除了有效稅率差異，惠及千萬家企業，增加了企業活力，改善了全要素生產率，為經濟高質量增長提供了制度紅利。隨著時間的推移這種結構性減稅效應逐漸減弱，降低了“營改增”對全要素生產率的作用程度。產業結構調整、宏觀稅負以及資源配置效應隨著時間的推移也在減弱。

基于上述分析，為進一步考察“營改增”政策效果評估中各中介變量“滯后效應”如何發揮作用，以前述中介效應模型為基礎進行考察。機制效應的滯后效應檢驗，我們同樣運用增值稅變量與營業稅變量的比值來表示“營改增”試點變量，依次對公式(8)進行不同滯后年份的實證分析，結果如表5所示?？梢钥闯?，“營改增”對全要素生產率的直接效應雖然顯著，但是隨著時間的推移，政策效果呈現逐漸下降的趨勢。對滯后一年的作用機制進行分析，除模仿創新投入外，“營改增”通過自主創新投入、工業化程度、金融發展程度以及資本深化等四個變量對全要素生產率產生顯著影響。滯后時間為兩年的計量檢驗結果可以發現，自主創新投入、工業化程度以及資本深化三個變量具有積極影響。滯后三年，“營改增”只通過自主創新投入、工業化程度兩個變量對后期的全要素生產率的改善具有積極影響。“營改增”對全要素生產率的影響存在“滯后效應”意味著，在“營改增”政策實行的四年半過程中及其徹底推廣到全行業以后，當期政策效果會持續一段時間，在“營改增”當期效應和“滯后效應”的共同作用下，全要素生產率是持續改善的?？梢钥闯?，為進一步維持經濟高質量增長，需要輔以其他政策措施。綜上所述，假說H3得到驗證。

表5 中介變量的滯后效應

六、結論與啟示

財稅改革對于我國經濟高質量增長具有重要的現實意義，本文探討“營改增”與全要素生產率之間的內在經濟邏輯。首先，通過簡單的理論分析，數理模擬“營改增”對我國全要素生產率的影響；其次，利用 2006—2015年省級面板數據，通過中介效應模型系統全面考察“營改增”影響全要素生產率的作用機制，并深入分析“營改增”對全要素生產率的長效作用機制。實證結果表明：其一，通過基準回歸及其穩健性檢驗結果可以看出，“營改增”能夠顯著提高我國全要素生產率，提供了我國經濟高質量增長的制度紅利。其二，依據中介效應模型的計量檢驗結果可知，以“營改增”為主線索的流轉稅改革之所以能夠提高全要素生產率和提供經濟高質量增長的制度紅利，主要是通過降低固定資產投資成本、增加企業自主創新投入、提高金融發展程度以及推動工業化等機制實現，但沒有表現出來通過增加企業模仿創新投入來提高全要素生產率的作用機制。其三，從長效機制的實證檢驗結果來看，“營改增”在推廣到全行業與全部地區的過程中，不但能提高當期的全要素生產率，而且能夠在后續的年份繼續提升全要素生產率。隨著時間的延續，“營改增”政策的滯后效應逐漸衰減。另外，“營改增”通過中介效應對全要素生產率的影響也是逐年減弱。綜合來看，“營改增”直接并通過其他變量的作用間接提供了經濟高質量增長的制度紅利，但長期來看，這種制度紅利在減弱。

中國經濟由高速增長階段轉向高質量增長階段，提升全要素生產率是今后經濟發展的核心。本文的研究結果表明，以“營改增”為主線索的流轉稅改革，不但直接提供了經濟高質量增長的制度紅利，還通過中介效應改善全要素生產率。因此，政策建議具體如下：(1)繼續推行減費降稅政策并使其落地生根以激發經濟活力，是改善全要素生產率、轉變經濟動力、實現高質量增長和經濟可持續發展的重要推動力。(2)繼續減少增值稅稅率，爭取將增值稅由三檔減為兩檔，同時對生產性服務業實行加計扣除政策，并繼續簡化增值稅納稅管理，切實降低稅收負擔對企業經營的干擾，提高企業利潤，為經濟高質量增長繼續提供制度紅利。(3)配套企業研發投入方面的稅收優惠，增加企業自主創新與消化吸收科技研發投入，提高企業人力資本水平，形成企業全要素生產率提高的良性生態。(4)提高制造業績效水平，促進生產性服務業與制造業的協同融合，避免盲目地追求工業化進程，要注重工業化質量，在工業化進程中，輔以其他改革措施，切實實現經濟高質量增長。(5)大力推進金融市場發展，降低政府對金融資源配置的干擾，激發市場活力，促使金融發展更好地服務于實體經濟，提升金融市場優化配置資源的能力，尤其要增強金融資源對中小企業、高科技企業的支持力度。繼續簡政放權，打破行政層級壁壘和地方保護主義來釋放制度紅利，從而推動中國經濟高質量增長。