結構性減稅與地方財政可持續性
——基于“營改增”的實證研究

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，新冠疫情給世界經濟帶來嚴重的不確定性，單邊主義和貿易保護主義抬頭正在加劇世界分化。結構性減稅作為積極財政政策和供給側結構性改革的重要工具，在推動中國經濟結構轉型、實現經濟高質量發展和構建“雙循環”的新發展格局中發揮著重要作用，尤其是近年來備受矚目的“營改增”政策。據國家稅務總局的統計資料顯示，自2012年推行試點以來，中國“營改增”已累計減稅近2萬億元(1)數據來源于2018年全國稅務工作會議，可在中國政府網(http://www.gov.cry)查詢。，減負效應顯著。不同于普惠性減稅政策，“營改增”不僅推動企業創新和轉型升級，還消除重復征稅、促進社會分工協作(Lan等，2020[1]；郝曉薇和段義德，2014[2]；范子英和彭飛，2017[3])，有利于充分發揮市場在資源配置中的決定性作用。因此，深化推進結構性減稅是中國實現經濟結構調整、完成增長模式轉換的重要制度保障。

雖然“營改增”一方面促進了企業的研發投資和再生產，另一方面推動了產業分工優化、產業鏈延長和產業升級，在激發市場活力的同時改善了經濟結構(孫曉華等，2020[4])，既拓寬稅基又涵養稅源。但大規模結構性減稅也給地方財政可持續性帶來嚴峻挑戰(張斌，2019[5])。長期以來，作為地方稅體系的重要稅種，營業稅一直是地方財政收入的主要來源。而在“營改增”以后，地方主體稅種出現嚴重“缺位”，導致地方政府的財政收入狀況持續惡化，激化了地方財政收支矛盾，加劇了地方財政面臨的可持續發展風險(郭慶旺，2019[6]；閆坤和鮑曙光，2020[7])。在此背景下，厘清“營改增”對地方財政可持續性的傳導鏈條和作用方式對于權衡結構性減稅政策的政策紅利和政策成本、優化減稅降費背景下保障地方財政可持續性的政策路徑具有深刻的理論和現實意義。

相關研究文獻主要涉及兩方面內容。一方面，關于結構性減稅政策效應的研究(2)結構性減稅是針對特定稅種、基于特定目的而實行的稅負水平消減，其既具備一般減稅的特征，也存在特殊之處。代表性的結構性減稅政策包括全面取消農業稅、增值稅改革東北試點、“營改增”等。，現有文獻大多聚焦于對微觀企業與宏觀財政的影響。在對微觀企業影響的討論中，大量研究證明了結構性減稅政策能夠刺激企業增加固定資產投資和研發創新(聶輝華等，2009[8]；Liu和Lu，2015[9]；陳昭和劉映曼，2019[10]；張璇等，2019[11])、提高資本和勞動生產率(申廣軍等，2016[12])、改善債務期限結構(申廣軍等，2018[13]；Zou等，2019[14])。就對宏觀財政影響的研究而言，學術界普遍認為結構性減稅會導致財政收入的下降(胡怡建和李天祥，2011[15]；田志偉和胡怡建，2014[16])，但亦有文獻研究發現結構性減稅對財政收入的影響在不同層級政府和不同產業結構的地區間存在異質性(周彬和杜兩省，2016[17])。盡管結構性減稅對財政收入存在著負面效應，但其促進了居民消費、總投資和社會福利，顯著改善了全要素生產率(白彥鋒和陳珊珊，2017[18]；劉磊和張永強，2019[19]；孫正等，2020[20])。另一方面，關于財政可持續的研究，目前較為主流的研究思路是利用財政相關經濟變量的內在關系和理論聯系判斷財政可持續性，且多著眼于公共債務的可持續性，如利用政府債務與財政赤字、財政收支等構造可持續性指標、基于跨期預算約束條件檢驗可持續性等(Domar，1944[21]；Buiter等，1985[22]；Blanchard，1990[23]；Mccallum，1984[24]；Hamilton和Flavin，1986[25])。進一步地，Bohn(1998)[26]放寬了公共債務滿足政府跨期預算約束的條件，認為當基本盈余率對債務率變化有一個至少為線性的正向反應時公共債務即為可持續的。隨后，Ghosh等(2013)[27]考慮到政府財政調節能力有限，采用非線性形式的財政反應函數，借此測算出債務率的上限值，通過債務空間衡量財政的可持續性，并提出了“財政疲勞”概念(3)“財政疲勞”是指由于整頓財政存在成本，政府財政調節能力是有限的，所以政府無法一直通過改善財政盈余應對不斷累積的債務，會導致債務負擔率和基本盈余率之間出現關系轉折。它表現為財政基本平衡對債務增長的反應慢于利率與經濟增長率之差，即一個有限的債務上限。。在此基礎上，李丹等(2017)[28]、陳寶東和鄧曉蘭(2018)[29]、杜彤偉等(2019)[30]相繼運用財政反應函數測算我國的財政空間，判斷財政可持續狀態。也有學者通過運用DSGE模型等動態模型探究一些外生沖擊對于財政可持續性的影響(梁琪和郝毅，2019[31]；謝承宏，2018[32])。上述研究普遍認為雖然我國財政處于可持續性狀態，但仍存在一定的風險。

現有文獻為后續研究奠定了基礎，但仍存在進一步研究的空間：第一，目前探討結構性減稅影響財政可持續性的研究主要停留在理論經驗層面，尚缺乏基于計量模型的實證檢驗(郭慶旺，2019[6])。第二，相關文獻大多聚焦于減稅對全國層面或省級層面財政狀況的影響，缺乏深入到地級市層面的研究。鑒于此，本文選取2010—2014年全國285個地級市的面板數據，通過財政反應函數對地方財政可持續性指標進行量化，以“營改增”為準自然實驗構建雙重差分模型實證檢驗結構性減稅對地方財政可持續性的影響效應。研究結果表明，“營改增”對地方財政可持續性的政策效應在實施當期表現為微弱的促進作用，而后逐漸增強，存在滯后性。同時，“營改增”的政策效應在不同地區和產業結構中存在顯著的異質性，在東部地區及第三產業占比較高的城市表現為顯著的促進作用，但在西部地區則表現為抑制作用。進一步地，本文從企業微觀主體和地方政府行為兩個維度，系統闡釋了“營改增”影響地方財政可持續性的傳導機制，研究發現“營改增”既通過刺激企業固定資產投資和創新研發投入的增加促進了地方財政的可持續性，也加劇了非稅收入和隱性債務膨脹進而抑制地方財政可持續性。

本文的邊際貢獻在于：第一，不同于現有文獻多運用理論經驗層面的敘述性分析，本文通過構建多期雙重差分模型進行實證檢驗，對結構性減稅影響財政可持續性的文獻是有益的補充，為評估結構性減稅的宏觀經濟效應提供了經驗證據。第二，本文利用285個地級市的相關數據進行實證分析，將結構性減稅對財政可持續性的影響研究深入到地級市層面，以期得到更為精確的結論，同時豐富了結構性減稅在不同層級政府間政策效應的相關研究。第三，基于企業微觀主體和地方政府行為兩個視角，本文闡釋了結構性減稅影響地方財政可持續性的傳導機制，為在推進減稅降費過程中權衡政策成本效益、保障地方財政長期可持續性提供經驗借鑒和政策啟示。

本文余下部分安排如下：第二部分介紹“營改增”的制度背景，分析理論機理并提出研究假說；第三部分交代研究設計、變量說明和數據來源；第四部分為實證分析，量化測度地方財政可持續性并評估“營改增”的政策效應，同時進行動態效應分析和穩健性檢驗；第五部分進一步討論“營改增”對地方財政可持續性影響的異質性和影響機制；第六部分為結論與政策建議。

二、制度背景與理論分析

1994年分稅制改革后，我國形成了對制造業征收增值稅而對服務業征收營業稅的基本格局。按照稅收分成的規定，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，而營業稅則完全歸屬于地方。兩稅并存的狀況一方面造成了重復征稅的問題，另一方面也阻礙了產業的分工協作。因此，2011年財政部發布《營業稅改征增值稅試點方案》(財稅[2011]110號文)，旨在推動地方稅制改革。“營改增”經歷了先試點后逐步在地區和行業上擴圍的過程：2012年1月，“營改增”試點率先在上海的交通運輸業和部分現代服務業開展。同年8月，國務院將營改增試點范圍擴大至其他8省份，除上海外，后續加入的試點地區有北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、浙江和湖北。2013年8月，“營改增”已推廣到全國試行，并將廣播影視服務業納入試點范圍。2014年1月，鐵路運輸和郵政服務業被納入營業稅改征增值稅試點。至2016年5月，剩余征收營業稅的建筑業、房地產業、金融業、生活服務業也全部納入“營改增”范圍，營業稅正式退出歷史舞臺。

實際上，結構性減稅的目的在于調整政企收入分配格局，旨在實現經濟利益“蛋糕”分配從政府向企業傾斜，對于激發企業再生產和涵養潛在稅源具有積極作用，但“營改增”用央地共享的增值稅取代營業稅，導致地方主體稅種缺失和稅源結構變動，加劇了地方政府事權與財權的錯配程度，給地方財政收入帶來嚴峻挑戰(4)盡管中央以期通過稅收返還和將增值稅分享比例改為五五分成來保持地方現有財力不變，但地方主體稅種缺失和稅源結構變動帶來的減收壓力仍不能被完全緩釋(王庶等，2016[33])。。因此，結構性減稅對地方財政可持續性的影響是多維度的。結構性減稅的政策紅利主要體現在減輕微觀主體稅負，而相應的政策成本則是短期內財政稅費收入的減少。

一方面，基于企業微觀主體的視角，結構性減稅可以通過刺激微觀企業主體增加固定資產投資、促進創新研發進而影響地方財政可持續性。結構性減稅政策的核心是相對減少政府直接配置資源的規模，讓市場主體在公平競爭的環境下獲得更大的資源配置量和配置權(張斌，2019[5])，以此調整地方政府和市場關系，從而激發市場活力、促進經濟發展。結構性減稅通過降低企業的稅費成本負擔，以增加企業利潤，提高企業經濟效益，從而達到增強企業投資動機和投資能力的目的，尤其體現在對企業固定資產投資的刺激(楊燦明，2017[34])。此外，結構性減稅給企業帶來的額外現金流能夠緩解企業融資約束，相應政策配套也會間接促進企業研發投入的增加，激勵企業創新(高正斌等，2020[35])，提高企業全要素生產率。同時，具有導向性的結構性減稅政策能夠提高企業專業化分工水平(陳釗和王旸，2016[36])，進一步促進了產業結構的調整與轉型升級，通過穩定和優化經濟結構正向影響地方財政可持續性。因此，結構性減稅政策的出發點是降低地方企業的稅費負擔，刺激企業增加固定資產投資、提高創新能力，通過刺激市場主體活力、促進企業生產以推動地方經濟發展，達到拓寬稅基、提高地方財政收入的效果，最終形成地方經濟與財政的良性循環，從而促進地方財政可持續性。

另一方面，結構性減稅通過扭曲地方收入結構、增加隱性債務負擔進而影響地方財政可持續性。在中國式財政分權的背景下，我國財權向中央政府集中，而支出責任層層下放，這導致中央與地方政府財權與事權的不匹配。在地方支出壓力不減的情況下，結構性減稅造成地方財政相對減收，進一步加劇這種縱向財政失衡，導致財政收支缺口擴大，促使地方政府尋求其他收入來源以滿足支出需要(郭慶旺，2019[6])，如非稅收入、隱性債務等，最終導致地方財政可持續性的降低。就“營改增”而言，營業稅本身是地方稅種，而增值稅是中央地方共享稅，由營業稅轉向增值稅的改革成本更多地由地方政府承擔，這加劇了地方政府事權與財權的不匹配。盡管適當的財權上移有利于加強中央對地方政府財權的有效管控，推動宏觀經濟政策目標的實現和國家經濟的良性增長(儲德銀等，2019[37])，但地方事權財權不匹配所致的財政縱向失衡會扭曲地方政府行為，并不利于地方財政可持續性(杜彤偉等，2019[30])。地方財政收支缺口壓力會使得地方政府更依賴于中央轉移支付與財政預算軟約束，甚至進一步降低自身的稅收努力以獲取更多中央轉移支付資金抑或借助轉移支付的“公共池”轉嫁支出成本(郭玉清等，2016[38])。進一步地，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政狀況惡化的目的，還是為了繼續維持擴張性基礎設施建設投資支出以在“晉升錦標賽”中勝出，都有動機在預算內和預算外拓寬其他資金收入來源。基于此，非稅收入因具有更為顯著的“自由裁量”特性及其在征管和監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，減稅政策所導致的稅收收入的規模縮減與增速放緩會引起非稅收入的規模上升和增速加快(谷成和潘小雨，2020[39])。而非稅收入規模的膨脹意味著微觀主體經濟負擔的增加，所產生的地方財政收入結構的扭曲會削弱地方政府預算的約束，阻滯財政收入體系的法制化程度，損害地方財政可持續性。此外，在結構性減稅的背景下，由于財政收入壓力持續擴張，地方政府存在運用地方投融資平臺、PPP項目和影子銀行等預算外融資渠道舉借隱性債務的強烈動機，導致地方政府隱性債務不斷累積，容易引發系統性財政金融風險、阻礙我國經濟高質量發展，給地方財政可持續性埋下隱患(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：

假說1a：結構性減稅會促進地方財政可持續性。

假說1b：結構性減稅會抑制地方財政可持續性。

綜上，結構性減稅對地方財政可持續性的影響機理可以概括如圖1。

圖1 結構性減稅對地方財政可持續性影響機理

三、研究設計與變量說明

(一)研究設計

1.地方財政可持續性的測度方法。

為實現結構性減稅對地方財政可持續性影響的實證分析，本文先對地方財政可持續性進行量化測度，即通過構建財政反應函數，測算財政空間以衡量地方財政可持續性。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，會受到上一年基本盈余率的影響，在原財政反應函數的基礎上，引入基本盈余率的滯后一期。同時，考慮到財政收入增速放緩、財政支出剛性增加的矛盾，能夠將有限的財政支出最大程度轉換為產出的支出效率尤為關鍵，本文將財政支出效率指標納入反應函數中，以此測度的財政空間不僅能反應地方政府財政可持續性的程度，更能體現財政可持續性的質量。模型設定如下：

bsi,t=αbsi,t-1+f(debti,t-1)+γfe_effi,t+δXi,t+μi,t

(1)

地方政府滿足的預算約束為：

debti,t-debti,t-1=(ri,t-gi,t)debti,t-1-bsi,t

(2)

其中，下標i和t分別表示地級市和年份，bs是基本盈余率，debt為地方政府債務率，f(debt)是關于debt的函數，fe_eff表示地方財政支出效率，X為其他控制變量，μ為隨機擾動項，r表示實際利率，g則是實際經濟增長率。

當債務率達到上限，即debti,t-debti,t-1=(ri,t-gi,t)debti,t-1-bsi,t=0時，由式(1)和式(2)可得方程：

f(debti)+(α-1)(ri-gi)debti+γfe_effi+δXi+μi=0

(3)

一般設定f(debt)的形式為三次函數，式(3)解出的較大值即為債務率上限debt*，其與債務率實際值之差即為財政空間。因此，地方財政可持續性指標公式可寫作：

(4)

2.結構性減稅影響地方財政可持續性的模型設定。

由于“營改增”政策在時間和地區兩個維度上是動態變化的，這種先試點再全面推開的模式使得這次稅制改革呈現出多階段的特點，因此本文采用多期DID的方法評估政策效應。本文將在2012年改革的8個省份視為第一階段，而在2013年改革的其余省份視為第二階段(5)最先于2012年1月試點改革的上海市為直轄市，在后續計量分析中被剔除，因此不納入改革的第一階段。。考慮到兩階段的改革均始于下半年，因此若是在2012年進行“營改增”試點的地區，將其改革起始年份視為2013年；同理，在2013年進行改革的地區，將改革起始年份設定為2014年。結構性減稅影響地方財政可持續性的模型設定如下：

fspacei,t=β0+β1reformi,t+ηZi,t+λi+φt+εi,t

(5)

其中，下標i和t分別表示地級市和年份，fspace為測算的地方財政可持續性指標，reform為政策變量，Z為其他控制變量，λ和φ分別表示個體效應和時間效應，ε為隨機擾動項。當該地級市i在t年實施了“營改增”，則reformit取值為1，否則取值為0。

為進一步單獨評估不同階段“營改增”對地方財政可持續性的政策效應，本文借鑒彭飛等(2018)[42]的研究思路，在劃分階段的基礎上定義了兩個政策虛擬變量：即若該地區在第一階段改革，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.結構性減稅對地方財政可持續性的影響機制。

為探索結構性減稅影響地方財政可持續性的具體路徑，在理論分析的基礎上，本文選取企業固定資產投資(indinv)、發明專利數(patent)、非稅收入(nontax)、隱性債務(im_debt)四個機制變量代表結構性減稅對地方財政可持續性存在的生產激勵效應和行為扭曲效應。借鑒范子英等(2016)[43]的研究思路，本文采用在式(5)的基礎上將被解釋變量地方財政可持續性(fspace)替換為機制變量的機制分析方法，若政策變量(reform)對機制變量有顯著的影響，則證明結構性減稅可以通過該路徑影響地方財政可持續性，反之，則表明該路徑不是結構性減稅影響地方財政可持續性的主要渠道。

(二)變量說明

1.地方財政可持續性量化測度的相關變量。

(1)被解釋變量。基本盈余率(bs)，即基本盈余與GDP的比值，其中基本盈余為財政收入減去不包含利息支出的財政支出，利息支出既包括國債利息支出，也包括地方債務利息支出。在國債利息支出的計算中，由于地級市相關數據幾乎無法獲取，本文通過比例法，按照地級市財政支出占所在省份財政支出的比例分配該省份的國債還本付息支出進行估算；在地方債務利息的測算中，由于現有資料并未統計，而在2014年以前，由于新《預算法》尚未頒布，地方政府主要通過地方融資平臺進行融資，本文借鑒陳寶東和鄧曉蘭(2018)[29]的研究思路，以當年各地區發行的城投債發行平均利率乘以地方債務余額計算得到。

(2)核心解釋變量。地方政府債務率(debt)，即地方政府債務余額與GDP之比。由于2014年之前地方債務準確數據難以獲得，因此本文借鑒張憶東和李彥霖(2013)[44]提出的地方債務估算方法，根據地方政府投資的現金平衡等式，即地方政府負債=市政領域固定資產投資-預算內資金投入-土地出讓收入中用于投資-投資項目盈利現金流入(6)a.市政領域的固定資產投資：參照張憶東和李彥霖(2013)[44]選取市政領域的七個行業，加總后計算其占總投資的比例，再乘以固定資產投資預算內資金中地方項目的比例，得到地方政府承擔支出責任部分的投資投入比例，運用該比例估算地級市層面的固定資產投資中用于市政領域的部分，當年的固定資產投資為上一年折舊后的部分與本年度新增之和。b.預算內資金投入：近似為資本性支出，由各地區預算內資金乘以資本性支出比例計算得到，設定地級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償支出等經常性支出后，再用地方政府的資本性支出，該比重確定為城市建設支出、農村基礎設施建設占國有土地使用權出讓金的比例。d.投資項目盈利現金流入：地方政府的投資項目并非完全不盈利資產，根據張憶東和李彥霖(2013)[44]的估算，政府投資項目維持零利潤，因此地方政府項目的經營性現金流入僅來源于固定資產折舊，并設定固定資產折舊率為5%，與上年度固定資產投資額相乘，得到項目投資的盈利現金流入。，倒推估算出2014年及之前地方債務規模。

(3)控制變量。在地方財政可持續性的測度模型中，借鑒已有文獻，本文選取了四個控制變量，分別是財政支出效率(fe_eff)、財政支出缺口(fe_gap)、產業結構(ins)、貿易開放度(open)。在財政收入增速放緩、財政支出剛性增強的背景下，較高地方財政支出效率對于緩解財政壓力、增大財政盈余是有積極作用的。本文運用DEA-Malmquist指數方法，選取財政科學支出、教育支出、社會保障和就業支出、醫療衛生與計劃生育支出以及其他支出(數據來源CEIC數據庫)作為投入指標，對應選取科學研究、技術服務和地質勘查業從業人員，發明專利個數(數據來源中外專利信息服務平臺)，每萬人在校大學生數，每百人公共圖書館藏書，基本養老保險參保人數，基本醫療保險參保人數，失業保險參保人數，醫院、衛生院床位數，醫生數，年末郵局數，郵政業務收入，供水總量，全社會用電量，每萬人擁有公共汽車，人均城市道路面積，綠地面積這16個指標進行人均化處理后作為產出指標，測算得出財政支出效率(fe_eff)。財政支出的波動也會影響到地方財政盈余，可以通過HP濾波法計算得到財政支出缺口(fe_gap)來衡量。而地方財政也與地區的經濟環境密切相關，可以通過產業結構(ins)和貿易開放度(open)進行控制，前者為第三產業生產總值與第二產業生產總值的比值，后者為進出口貿易額與GDP之比。

2.結構性減稅影響地方財政可持續性的相關變量。

(1)被解釋變量。地方財政可持續性(fspace)，可通過構建的財政反應函數，運用系統GMM方法對其進行估計得到相關系數，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率的上限值，并求其與地方債務率實際值的差值，差值即為地方財政空間，可以用以衡量地方財政可持續性。

(2)核心解釋變量。政策變量(reform)，當該地級市i在t年實施了“營改增”，reformit取值為1，否則取值為0。

(3)機制變量。基于上文的理論分析，本文選取了四個機制變量代表四條影響路徑。從企業角度，生產激勵效應體現在企業固定資產投資和創新投入的增加。前者可用企業固定資產投資(indinv)衡量，該指標數據來源于工業企業數據庫，通過加總地級市層面企業的固定資產規模得到。后者可通過創新投入的產出發明專利數(patent)，即地級市層面發明專利的數量來表示，該數據來源于中外專利信息服務平臺。就改革對地方政府行為的扭曲而言，主要體現在地方政府對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]測算的地方投融資平臺有息債務余額與GDP的比重即隱性債務(im_debt)表示地方政府的隱性債務負擔。

(4)控制變量。為緩解遺漏變量帶來的內生性問題，本文選取如下控制變量：產出缺口(gdp_gap)，通過HP濾波法計算得到，反映了產出的波動趨勢，作為經濟形勢的體現會影響財政狀況。地方固定資產投資(inv)，即地級市固定資產投資額與GDP之比，較大的固定資產投資額，意味著較高財政支出，給財政可持續性造成一定壓力。財政收入分權(re_fd)，本文借鑒郭慶旺和賈俊雪(2010)[45]、張曙霄和戴永安(2012)[46]的計算方法，將財政收入分權定義為地級市人均財政收入占地級市人均財政收入、省本級人均財政收入和中央人均財政收入之和的比值，財政收入分權越高，意味著地區的財政自主權越高，財政可持續性越好。土地出讓收入(land_inc)，土地出讓收入金占地方財政預算內收入的比重，反映了地方政府對土地財政的依賴度，該指標較高時，財政情況是較不樂觀的。

(三)數據來源與描述性統計

由于2010年之前發生了金融危機并陸續出臺了一些刺激經濟政策，以及2014年新《預算法》頒布使得地方債納入預算管理等政策事件可能對評估“營改增”政策效果產生干擾，因此本文采用2010—2014年我國285個地級市的面板數據分析結構性減稅對地方財政可持續性的影響效應。需要說明的是，由于地方財政反應函數涉及滯后項，該模型相關變量樣本跨度拓展為2009—2014年。本文的原始數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國國土資源年鑒》《中國城市(鎮)生活與價格年鑒》、CSMAR數據庫、CEIC數據庫、Wind數據庫、中國工業企業數據庫以及中外專利信息服務平臺等。在數據處理過程中，本文對異常值和缺失值進行了修正和填補。各變量的說明與描述性統計見表1。

表1 變量說明與描述性統計

四、實證結果分析

(一)地方財政可持續性的量化測度

借鑒Ghosh等(2013)[27]、陳寶東和鄧曉蘭(2018)[29]的研究思路，本文通過估計包含三次項的非線性財政反應函數判斷地方財政可持續性。所選樣本回歸結果如表2所示，其中，列(1)表示f(debt)的形式為線性函數的估計結果，列(2)、列(3)表示f(debt)的形式為非線性函數的估計結果。列(1)核心變量地方政府債務率(debt1)的估計結果并不顯著，說明線性形式的財政反應函數并不符合我國地級市層面的財政情況。列(2)中，地方政府債務率二次項(debt2)系數在10%的水平上顯著為正，一次項(debt1)系數為負但不顯著，即基本盈余率與地方政府債務率呈U形關系，這表明地方政府處于“財政疲勞”的初始階段(李丹等，2017[28])，但對于部分地方政府債務率水平較高的地區解釋力不足。而列(3)中，地方政府債務率三次項(debt3)系數在1%的水平上顯著為負，一次項與二次項系數均在1%的水平上顯著，再一次表明地方政府存在“財政疲勞”現象，且不限于地方政府債務率水平較低的初始階段。不管是列(2)還是列(3)，其估計結果中控制變量的系數也基本符合預期。財政支出效率(fe_eff)系數顯著為正，表明財政支出效率對基本盈余率有正向影響；財政支出缺口(fe_gap)系數顯著為負，即當財政支出波動為正時，基本盈余率會降低。由于產業結構(ins)與貿易開放度(open)的系數不顯著且數值較小，在此不對其進行討論。基于以上分析，在非線性的財政反應函數中，三次函數即列(3)的估計結果要明顯優于列(2)，因此，本文選取列(3)估計結果進行財政空間計算。將表2列(3)對應變量系數代入式(3)可整理得估計方程：

+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 財政反應函數的估計結果

將2010—2014年除地方政府債務率(debt)外其他變量均值代入式(7)，可得關于debt的一元三次方程，求解該方程實數根解中較大值即為地方政府債務率上限值debt*。在此基礎上，利用式(4)可以計算出各地區的地方財政空間。地方政府財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大部分地區的財政空間數值較高，集中在0.5～0.8之間。較高的財政空間數值說明該地區的實際負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財政調整建立起正向的財政反饋機制、改善優化地方財政狀況，即地方財政具備較強的可持續性。

圖2 地方財政空間核密度分布圖

(二)基準回歸分析

本文運用多期DID方法評估“營改增”試點為代表的結構性減稅政策影響地方財政可持續性的凈效應，回歸結果如表3所示。其中，列(1)和列(2)為改革總體效應的估計結果，列(3)和列(4)為改革階段效應的估計結果。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結果，上述估計均控制個體效應和時間效應。在不加入控制變量時，核心變量(reform)系數在10%的水平上顯著為正，在加入其他控制變量后，該系數仍為正，并從0.006 1提高至0.007 6，顯著水平也提高至1%，但系數數值較小，說明“營改增”對地方財政可持續性有著微弱的促進作用，假說1a成立。列(2)的回歸結果顯示，“營改增”使得改革地區的地方財政可持續性水平較未改革時平均高出0.007 6，大約為平均地方財政可持續性的1.32%(0.007 6/0.577 3)。

列(3)的估計結果表明，改革第一階段的政策變量(reform2013)系數顯著為正，但改革第二階段的政策變量(reform2014)系數卻顯著為負。在加入控制變量后，reform2013的系數由0.010 9提高至0.011 8，大約為平均地方財政可持續性的2.04%(0.011 8/0.577 3)，顯著性水平也上升至1%；reform2014盡管不顯著，但仍為負數。從分階段改革的估計結果來看，“營改增”逐步推開的模式使得改革的政策效應在先改革地區與后改革地區之間存在差異。這種差異可能是源于改革第一階段的地區先享受到了政策紅利，率先打通了增值稅的抵扣鏈條，增強了該地區企業的核心競爭力，促進了當地的產業分工與升級，這種先發優勢使得處于競爭地位的后改革地區的政策紅利被削弱，而不能被政策紅利覆蓋的政策成本就體現為改革對于該地區的地方財政可持續性的效應是負面的。

控制變量的回歸結果也基本符合本文預期。固定資產投資(inv)對地方財政可持續性存在負向影響。鑒于我國地方財政支出主要流向基建領域，固定資產投資水平較高意味著財政支出壓力較大，因此抑制了財政可持續性。產出缺口(gdp_gap)與財政收入分權(re_fd)對財政可持續性都正相關。前者說明產出正向波動越大，則財政可持續性越強；后者表明當地區財政自主權越高時，財政可持續性越強。土地出讓收入(land_inc)反映了地方政府對土地財政的依賴度，但在回歸結果中并不顯著。

表3 “營改增”對地方財政可持續性影響的基準回歸分析

(三)動態效應分析

DID方法的前提是滿足平行趨勢假設，即控制組與實驗組在沒有政策干擾的情況下變動趨勢一致。而隨著改革的推進，增值稅抵扣鏈條在樣本后期趨于完善，減稅逐步落實，“營改增”對于地方財政可持續性的影響也隨著時間而不斷變化。因此，本文對樣本的平行趨勢進行檢驗，并探討“營改增”試點對地方財政可持續性是否存在動態效應。構建模型如下：

(8)

其中：dummy是一系列虛擬變量，如果地區i在年份t距離“營改增”改革時點的期數為j，那么該變量取1，否則取0；核心系數βj對應改革前后不同期數的政策影響；其余變量定義與式(5)一致。基準年設為政策實施前一年，并為避免多重共線性在實際回歸中將其剔除。

圖3 “營改增”對地方財政可持續性的平行趨勢與動態效應(置信區間為95%)

(四)穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。

為避免財政可持續性指標測算方法可能造成的偏誤，本文對被解釋變量的代理指標進行替換。本文引入財政壓力的概念，對于一個地區而言，當其財政可持續性較強時，相應財政壓力會較弱，反之亦然，因此，財政壓力可以視為財政可持續性的一個反指標。本文借鑒曹婧等(2019)[47]、儲德銀和遲淑嫻(2018)[48]的研究，用財政缺口與財政縱向失衡作為財政壓力的代理指標(7)財政缺口=(地方財政支出-地方財政收入)÷地方財政收入，其中，地方財政收入包括預算內和中央轉移支付，中央轉移支付由支出比例法計算得到。財政缺口越大，地方財政壓力越大。財政縱向失衡=1-財政收入分權/財政支出分權×(1-財政收支缺口率)，本文在原公式的基礎上將財政支出分權定義為地級市人均財政支出占地級市人均財政支出、省本級人均財政支出和中央人均財政支出之和的比值；財政收入分權同上；而財政收支缺口率等于地方財政支出減去財政收入的差額與財政支出的比值。財政縱向失衡越大，地方財政壓力越大。。回歸結果如表4列(1)和列(2)所示，“營改增”在5%的水平上顯著抑制了地方財政壓力，即促進了地方財政可持續性，驗證了本文研究結論的穩健性。

表4 “營改增”影響地方財政可持續性的穩健性檢驗

2.剔除副省級市。

由于副省級市的經濟政治情況與一般地級市相比較為不同，將其作為實驗組進行回歸可能產生偏誤，本文剔除副省級市樣本后進行相關穩健性檢驗，回歸結果如表4中列(3)所示。在剔除副省級市的回歸結果中，政策變量的系數在5%的水平上顯著為正，表明“營改增”試點對地方財政可持續性存在顯著正向影響的回歸結果是較為穩健的。

3.安慰劑檢驗。

圖4 隨機試驗相關統計量分布圖

五、進一步的討論

(一)異質性分析

我國不同地區在社會經濟等方面存在著較大差異，因此，“營改增”對于不同地區的地方財政可持續性的影響可能有所不同。為驗證這一點，本文對樣本作地區分組處理并進行異質性分析，依據地理位置分為東中西三組，并分別進行計量回歸，結果分別對應表5中的列(1)～列(3)。回歸結果顯示，“營改增”試點對于東部地區的地方財政可持續性有著明顯的促進作用，對中部地區幾乎沒有影響，而對西部地區則存在一個顯著的負向影響。可能的原因是，東部發達地區不僅擁有較好的財政狀況足以承受轉換改革帶來政策成本，同時在產業集聚和產業融合方面具有較好的基礎，而“營改增”政策順應并激勵了該地區制造業與服務業的融合發展，使得政策紅利在這部分地區得到充分發揮，為地方財政的可持續性提供了內在動力。此外，改革在地區間存在異質性也說明了“營改增”可能會一定程度上惡化本就不平衡的地方財政狀況，需要配套的其他均衡政策進行調節彌補，以實現地方財政的區域協同發展。

由于“營改增”主要集中在服務業，因此產業結構不同的地區受改革的影響可能也有所不同。本文以樣本中2012的產業結構指標為劃分依據，將樣本分為第三產業占比較低與第三產業占比較高的兩個子樣本進行回歸分析，結果如表5中列(4)和列(5)所示。列(4)為產業結構較低城市的回歸結果，本文發現，政策變量的系數為正但不顯著，表明“營改增”對第三產業占比較低的地區則沒有明顯影響。列(5)的回歸結果顯示，政策變量的系數在1%的水平上顯著為正，表明“營改增”對于第三產業占比較高的地區的地方財政可持續性存在顯著的正向影響。上述的回歸結果表明，“營改增”可通過直接降低服務業稅負對地方經濟產生促進作用，進而影響了財政可持續性，但制造業間接享受的政策紅利反映在財政上的最終效果卻并不明顯，這意味著在短期內政策的直接效應更為顯著，間接效應或因存在滯后性而難以體現。

表5 “營改增”影響地方財政可持續性的異質性分析

(二)影響機制分析

上文分析發現，“營改增”試點對地方財政可持續性有著顯著的正向影響，進一步地，“營改增”試點是通過何種傳導途徑對地方財政可持續性產生影響？回答該問題有助于深入理解“營改增”影響地方財政可持續性的作用機制和約束條件。在機理分析基礎上，本文檢驗結構性減稅可能影響地方財政可持續性的四條影響路徑，分別是固定資產投資、地區創新研發、收入結構扭曲、隱性債務負擔。本文在式(5)的基礎上將被解釋變量地方財政可持續性(fspace)替換為這四條路徑對應的機制變量，即企業固定資產投資(indinv)、發明專利數(patent)、非稅收入(nontax)與隱性債務(im_debt)，以進行實證檢驗。

影響機制的回歸結果如表6所示。其中，列(1)中被解釋變量為企業固定資產投資，回歸結果顯示，政策變量的系數在1%的水平上顯著為正，表明“營改增”對于企業固定資產投資(indinv)有著明顯的正向作用。列(2)中被解釋變量為發明專利數，用以衡量地區創新研發程度。結果顯示，政策變量的回歸系數在1%的水平上顯著為正，表明“營改增”對于地區的創新研發有促進作用。列(3)和列(4)分別是非稅收入與隱性債務的檢驗結果。結果顯示，政策變量的系數均顯著為正，表明“營改增”帶來的減收壓力影響了地方政府行為，進一步造成了財政收入結構的扭曲和隱性債務負擔的增加。

上述的回歸結果表明：一方面，“營改增”會通過促進企業增加固定資產投資與創新研發激發微觀企業主體活力，擴大潛在稅基，充分利用政策紅利為地方財政可持續性提供保障；另一方面，“營改增”帶來的財政壓力也會影響地方政府行為，導致地方收入結構的扭曲和隱性債務負擔的增加，這些政策成本最終抑制地方財政可持續性。但總體來看，“營改增”的政策紅利于地方財政可持續的積極效果是略勝于其成本所帶來的負面作用，政策效應仍表現為當期期內的微弱促進作用。可以通過引導鼓勵企業增加投資與創新投入持續發揮結構性減稅政策紅利，同時約束地方政府尋求預算外收入的行為進而逐步化解政策成本。

表6 “營改增”影響地方財政可持續性的機制分析

六、結論與政策建議

作為積極財政政策和供給側結構性改革的重要工具，結構性減稅的政策紅利和政策成本如何是一個值得關注的問題，這對進一步推進減稅政策落地有著重要意義。特別是在財政壓力不容小覷的現實情況下，其對地方財政可持續性的影響迫切需要評估。本文采用2010—2014年我國285個地級市的面板數據，先構建財政反應函數對地方財政可持續性進行量化評估，后利用“營改增”為準自然實驗構建DID模型對結構性減稅是否影響以及如何影響地方財政可持續性進行實證分析。實證結果顯示，“營改增”對地方財政可持續性存在顯著的正向作用并在實施后逐漸加強，存在政策滯后性。此外，“營改增”的政策影響還有明顯的異質性效應，對東部地區的地方財政可持續性存在顯著的積極影響，而對西部地區則有顯著的負面作用，這說明“營改增”會加劇地方財政狀況的橫向失衡。進一步地，通過影響機制檢驗發現“營改增”試點既會通過刺激企業增加投資和創新研發的生產激勵效應達到涵養稅基、促進地方財政可持續性的目的，又對地方政府行為有著扭曲效應，通過扭曲地方財政收入結構與增加隱性債務負擔對地方財政可持續性產生負面影響。以“營改增”為代表的結構性減稅紅利在政策實施后持續釋放，但其政策成本也不容小覷。

因此，為促進地方財政的長期可持續性，在進一步推進減稅政策的過程中，要著眼于政策紅利的充分發揮與政策成本的合理控制。本文提出以下幾點政策建議：

第一，適時調整減稅政策，落實企業減負，改善稅收營商環境，培植財源。通過直接調整相關稅率的減稅政策配合創新加速折舊、分期或延期納稅、增加虧損結轉年限等間接優惠制度，多層次實現企業減負，同時利用大數據和互聯網等手段來加強稅收征管，通過繳稅方式多樣化、稅銀征信互動化等渠道實現辦稅成本降低，全面推進稅收治理現代化。整合多方面政策改善稅收營商環境，為企業發展注入活力，充分發揮減稅政策的生產激勵效應，在經濟發展中培植財源，保證地方財政的可持續性。

第二，推進多稅種改革，完善地方稅收體系，實現稅制優化。在“營改增”基礎上，可進一步推進消費稅征收環節后移，即征收環節由生產環節、加工環節后移至批發零售環節，激勵生產的同時實現稅制優化。此外，可穩妥推進房地產稅立法，不僅確保地方政府擁有持續、穩定的收入來源，還能夠實現減少稅負轉嫁、遏制兩極分化、促進社會公平的目的。落實減稅降費政策、配套推進其他稅種改革是優化我國稅制、探索地方財政合理的“增收”空間、保障地方財政的長期可持續性的必由之路。

第三，處理好減稅紅利與政策成本分攤關系，協調央地關系，緩解地方財政壓力，改善政府間財政失衡狀況。一方面，要調整中央和地方的財權與支出責任，避免地方政府的財政壓力過大，進而在理順各級政府事權與支出責任的基礎上改革分稅制財政收入分配體制。另一方面，中央要繼續加大對地方均衡性轉移支付力度，推動區域財力均衡帶動基本公共服務均等化，以加快實現地方政府間協調發展的戰略目標。在緩解央地間財政縱向失衡的同時，改善地方政府間財政橫向失衡，以促進地方財政的可持續性。