税负变化的经济增长效应：基于叙事记录法的实证分析.pdf

2023年第7 期经济理论与经济管理税负变化的经济增长效应：基于叙事记录法的实证分析李戎张凯强提要本文借鉴Romer&Romer（2 0 1 0），使用叙事记录法（NarrativeRecord）识别外生性税负变化，结合SVAR模型分析外生税负变化的经济效应。本文研究发现：（1）外生性税收政策事件使得税收收入占GDP比重增加1 个百分点将显著地降低实际GDP4.2%。这表明减税将有效扩大产出，促进增长。（2）固定资产投资和消费品零售总额受正向税收冲击的影响则分别降低6.4%和4.1%。（3）在加入广义货币供应量之后，研究结果表明，我国货币当局在税收政策收紧时将同时采取紧缩的货币政策，形成了货币与财政政策相互配合的态势。本文的结论将为我国税制结构的调整和完善以及积极财政政策的制定和实施提供参考和建议。关键词税收政策；经济增长；外生性税负变化量一、引言减税是近年来我国公共政策方面的重要议题在2 0 1 6 年，中央就实施了一系列减税降费政策。财政部新闻发布会指出：2 0 1 7 年全年减税降费超过1 万亿元；2 0 1 8 年5月增值税税率从1 7%降至16%；2 0 1 9 年3月，中共中央继续深化增值税改革，将制造业等行业现行1 6%的税率降至1 3%，将交通运输业、建筑业等行业现行1 0%的税率降至9%。各项减税降费政策确保主要行业税负明显降低，进一步降低企业税收负担，促进实体经济的健康发展。那么，减税究竟对宏观经济的影响如何呢？这不仅仅是一个学术界关心的问题，更是政策制定者迫切需要知道答案的问题。原因在于，减税不仅仅关系着当前的财政政策走向，也将对长期社会福利和财政可持续性产生重大影响。减税的财政成本高昂，对各级财政也会带来较大压力（郭庆旺，2 0 1 9）。如果其效果不及其他形式的财政政策，那么政策制定者就需要考虑更有效率的方式来保障经济良性发展。因此，定量估计税收变动对宏观经济的影响，是帮助决策者进行政策取舍的关键。然而，虽然大多数研究都认为减税具有促进经济增长的正面影响，但是文献中对于税负变化对经济增长有着多大程度的影响有着非常大的分歧。具体来说，在讨论税负变化对经济影响的定量研究中，研究者对税收乘数的估计结果产生了较大的差异*李戎，中国人民大学中国财政金融政策研究中心、财税研究所、财政金融学院；张凯强（通讯作者），中国社会科学院财经战略研究院，邮政编码：1 0 0 0 2 8，电子信箱：。本文得到国家自然科学基金面上项目“地方财政政策与地方经济稳定：实证分析与理论机制”（7 1 9 7 31 4 3）、国家社会科学基金青年项目“近几年减税降费政策效果评估研究”（2 0 CJY058）、中国人民大学科学研究基金（中央高校基本科研业务费专项资金资助）项目（2 2 XNQTO1）资助。感谢置名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。如阶段性降低社会保险费率、银行卡刷卡手续费下调、普通化妆品取消征收消费税等332023年第7 期经济理论与经济管理(Mertens&Ravn，2 0 1 4)造成这一学术争论的原因在于，研究者很难准确测度税负变化进而精确测算其对经济增长的影响。税负变化的原因多样，既有税制结构改革带来的变化，也有由于经济增长下滑导致的财政刺激，或是通过自动稳定器机制随着经济波动自然而来的变化。由于经济波动与税收变动相互影响，并且存在某些第三方因素同时影响税收和经济增长，因此在测算税负变化对宏观经济影响时，研究者受到了反向因果和遗漏变量等原因带来的内生性问题的制约。为了解决上述内生性问题，研究者开发了两类主流识别外生税负变化的方法：结构性向量自回归和叙事记录法。结构性向量自回归由Blanchard&Perotti（2 0 0 2）提出。其核心识别假设为：政策制定者无法在较短的时间内对经济波动做出反应，从而不能在影响经济增长的冲击到来的当期之内调整税收政策。叙事性方法则通过整理政府相关文件或新闻报道等，构造一个直接描述外生政策变化的变量，再利用这一变量的变化来估计政策对经济的影响。在税收政策方面，具有代表性的叙事记录法的研究有Romer R o m e r（2 0 1 0）和Cloyne（2 0 1 3）。二者分别构造了美国和英国的税收政策变化变量，并且估计了两国的税收乘数。本文旨在定量研究我国税负变动对经济增长的影响，从而为新时代我国减税降费政策的预期效果进行估计，为积极财政政策的制定和实施提供参考。为了处理内生性问题，本文使用Romer&Romer（2 0 1 0）的叙事记录法，构建了反映我国外生税负变化情况的变量。具体来说，我们第一步通过梳理我国自1 9 9 4 年以来税收政策调整的事件，将政策调整带来的税负变化从非政策调整带来的税负变化中提取出来。第二步，利用政府文件等信息中所体现的税收政策调整动机将税收政策调整区分为外生调整和内生调整，从而最终得出能够反映我国外生税负变化的变量。利用这一变量，我们进而使用结构性向量自回归方法分析我国税收变动对宏观经济整体，以及投资、消费、货币流动性等关键经济变量的影响，从而量化减税的经济影响，为我国的税收政策的变化和调节提供分析和建议。实证分析的主要结果为：（1）外生性税收政策事件冲击使得税收收人占GDP比重增加1 个百分点将显著地降低实际GDP4.2%。这表明税收减少将扩大产出，促进增长。（2）外生性税收政策事件使得税收收人占比增加一个百分点将显著地使得固定资产投资和消费品零售总额分别降低6.4%和4.1%。（3）在加入广义货币供应量之后，结果表明，我国货币当局在税收政策收紧时将同时采取紧缩的货币政策，形成了货币与财政政策相互协调配合的态势。在已有的以中国数据为基准的文献分析中，马拴友（2 0 0 1）、刘溶沧和马拴友（2 0 0 2）分别使用时间序列和面板数据考察我国的税率与经济增长之间的关系，认为消费、劳动、资本有效税率提高10%，可导致人均经济增长增加0.31%，0.2 6%，0.12%。郭健（2 0 0 6）基于1 9 7 9 2 0 0 4 年的全国数据运用协整分析认为我国经济增长与税收之间存在负相关关系。这些研究在思想上具有有益的启发，但税收变动的宏观效果随着经济发展可能有所变化，需要进一步的实证分析。刘宏杰（2 0 0 9）基于1 9 7 8 2 0 0 7 年数据，使用VAR模型分析，得到结论：税收收入占比冲击对GDP增长率有正向影响，并在冲击后的第4 年对其的正向影响达到最大。唐东会（2 0 1 3）基于我国1 9 52 2 0 1 1 年数据，建立VAR（向量自回归）模型得出宏观税率与GDP和TFP之间，并不存在长期稳定关系，其中财政收入弹性促进投资增长率和TFP增长率的作用途径，主要是影响财政支出弹性。但是，VAR模型的问题在于，缺乏对外生冲击的识别，所得结论的经济意义不明确。李晓芳等（2 0 0 5）利用SVAR模型分析各个税种对产出的不同影响，认为直接税（企业所得税、个人所得税）和增值税、消费税均不利于产出的增加，而营业税反之。其识别方法采取了Blanchard&Perotti（2 0 0 2）比较经税收乘数，即税收每降低一个单位，带来的产出增加的单位数。在以美国为研究对象的估计中，税收乘数的估计结果从0 到4 不等（Mertens&Ravn，2 0 1 4)。342023年第7 期经济理论与与经济管理典的假设，与本文所采用的叙事记录法是两种不同的方法。这一方法的主要缺陷是无法捕捉政策的预期效应。此外，也有部分国内文献基于面板数据对不同税种，或者税制结构的经济效应进行分析（李绍荣和耿莹，2 0 0 5；李涛等，2 0 1 1；张胜民，2013），而本文则基于1 9 9 0 年后中国的整体税收政策事件展开分析和讨论。区别于已有研究，本文主要贡献在于，不是仅仅着眼于某种单一的税收政策或者某一政策改革推动的“准自然实验”，也不依赖于某一结构性模型的具体设定，而是基于分税制改革后的所有重要税收政策调整事件，定量研究税负变化与我国经济增长的作用机制。更加重要的是，通过对叙事记录法的利用，不同于以往基于VAR模型的研究，本文克服了内生性问题，令得实证分析的结果更加准确。本文的分析结果将为我国现行的税收政策调整、税制结构设计提供数据参考和依据，尤其是在我国经济进人经济增长的新时代，发挥税制改革的调整作用，保证地区经济增长的稳定性和持续性。在第二节中，我们将介绍叙事记录法（Narra-tiveRecord)、中国税收政策调整的制度背景和变量说明；在第三节介绍外生性税收政策的识别和数据描述；在第四节介绍税收对经济增长影响SVAR结果；最后为本文的结论。二、外生税收变动的识别本节首先论述实证研究税负变化的宏观经济影响的内生性问题，接着简述叙事记录法在政策分析领域中的应用，最后使用叙事记录法获取外生性的税收政策变量并展示该变量的若干性质。(一)内生性问题在这一小节中，我们首先说明在估计经济变量对税收变量反应的计量模型中，存在着哪些导致估计不准确的内生性问题，进而讨论叙事记录法的有效性。假设税负变化和经济增长具有如下关系：Ay,=+t,+u t(1)式中，y，是实际GDP的自然对数，t，是税负变化。根据Romer&Romer（2 0 1 0），在上述模型中，u，包含了除了税负变化之外的多种可能影响产出增长的冲击变量，例如货币政策冲击、政府支出冲击、自然灾害和科技创新等。因此，可以将u，表示成一系列相关或者不相关的冲击变量的组合，u,=ZM,Ui。Romer&Romer（2 0 1 0）以及Cloyne（2 0 1 3)认为，税收的变化可能来自两类因素：一类是同时影响税收和经济增长的冲击变量，即上述的ui；另一类是只影响税收政策本身的变量，i。因此，可以将税负变化（t,）写成如下表达式：t，=Zbivu+Zwj。其中，ba表示税收对导致V经济增长变化的冲击做出的反应。这一反应可能是政策制定者为应对经济增长下滑进行的以减税为手段的财政刺激，也可能是由于自动稳定器作用导致的税收随着经济波动而产生的变化，亦可能是在自然灾害之后为了灾后重建而给予的税收优惠等。由此可见，税收变动t，与式（1）中的扰动项ut并不是不相关的，产生了内生性问题，因此对式（1）进行简单的回归，会使得估计不准确。为了处理上述内生性问题，一种方式是将与vi和bi不相关只影响税收政策自身的一系列变量识别出来，进而利用这一系列变量估计宏观经济对税负变化的反应。即，估计下式：y,=+pDM,wi+eV(2)式中,e=Z(1+bit)vit。(二)叙事记录法(NarrativeRecord)为了识别上述讨论中的wji，R o me r R o me r（2 0 1 0）采用了叙事记录法。叙事记录法（NarrativeRecord）通过阅览和收集政府报告等文件内容，找到政策调整事件，并通过政策调整动机将政策变动区分为内生调整和外生变动，然后核算政策调整幅度，从而得到关于政策调整变量的时间序列，进而使用时间序列模型对政策影响进行评估和估计。这一方法广泛应用于考察政策变动对宏观经济的影响，例如讨论财政支出政策对经济增长的影响（Ramey&Shapiro，1998；R a m e y，2 0 1 1）、货币政策调整对经济增长352023年第7 期经济理论与经济管理的影响等（Romer&Romer，2 0 0 3）。在税收政策领域，叙事记录法最早由Romer&Romer（2 0 1 0）应用，并引导出一系列文献对税收政策调整的经济效应进行分析。其中，Favero&Giavazzi（2 0 1 2）在Romer&Romer（2 0 1 0）分析方法基础上对税收乘数进行测算。MertensR a v n（2 0 1 3）使用美国的个人所得税和企业所得税的变化测算税收政策变化的产出效应，认为短期内该效应更为显著。Cloyne（2 0 1 3）使用英国数据得出税负变化量占GDP比重下降1 个百分点，导致国内生产总值增长0.6 个百分点，比前三年增长2.5个百分点。该估计结果与使用美国数据的Romer&Romer（2 0 1 0）结论非常相似。HayoU h l（2 0 1 4）使用德国的数据发现，税收占GDP的比例上升一个百分点，最大产出减少了2.4%。Zidar（2 0 1 5）使用美国各州数据，不仅仅对产出效应进行分析，还发现减税与就业增长之间的正相关关系主要是由于低收入群体的减税政策所致。上述税收政策方面的经验文献，较多地论证了凯恩斯理论中的税收乘数效应，以及税收政策的经济效应在短期和长期的差异化。结合上文中的文献分析发现：一方面叙事记录法在VAR模型的基础上，进一步识别外生性的核心变量，来探讨其经济效应机制；一方面，该方法可以从宏观、整体的角度来探讨税收政策改革对经济增长影响，提供新的经验证据。(三)构建反映我国税收政策变化的叙事性变量1.税收政策变化事件的选择。Romer&Romer（2 0 1 0）对于税收政策调整事件的获得依赖于政府的报告等，如总统经济报告、财政部长关于财政状况的年度报告、美国政府预算、众议院筹款委员会和参议院财政委员会的税收法案、国会记录、社会安全通报、联邦老年人和幸存者保险信托基金董事会年度报告等。基于我国税制改革历程，以及税收统计数据的披露和可获得性，本文税收政策事件的信息和数据来源为国家税务总局、财政部相关网站和公告，此外，部分数据来源为中国统计年鉴和中国财政年鉴。自新中国成立以来，中国财政分权制度变化可分为以下3个时期：1 9 4 9 一1 9 7 8 年，为“统收统支”时期；1 9 7 9 一1 9 9 3年，为“财政包干”（也称“分灶吃饭”）时期；1 9 9 4 年至今，为分税制时期。中国的税制结构和税收制度也经历起伏变化。从税收主体结构来看，建立、修改和完善税收体制，并先后于1 9 50 年、1 9 58 年、1 9 7 3年、1 9 8 4年和1 9 9 4 年实施了五次重大改革，以1 9 9 4 年的分税制为改革起点建立现代税制体系，而本文关注的焦点也是1 9 9 4 年至今建立的现代税制体系。1978年改革开放以来，市场经济在全国铺开，相应的财税体制也不断完善。而1 9 9 4 年至今建立的现代税制体系则具有稳定性，对于税收政策影响结果更具有说服力。第一，从改革开放到2 0 世纪80年代后期，我国逐步推进税制改革，完善税收制度。第二，适应市场经济的发展，“分税制”改革后逐步建立和完善现代税收制度。在市场经济发展和完善过程中，1 9 9 2 年以来，财税部门加快了财税体制改革的步伐。1 9 9 3年，迅速建立了工商税制综合改革的总体规划和综合措施，并于1 9 9 4年起在全国实施。（1）为了适应市场经济的发展和完善，1 9 9 4 年我国推行重大税收制度改革一一分税制。（2）1 9 9 4 年以后，为适应经济发展，优化市场资源配置，对税收制度的进一步调整和完善。主要的相关税种的调整和转变如下：第一，改革货物和劳务税制，实行以增值税为主体，内外统一的货物和劳务税制；第二，改革企业所得税制，合并和统一企业所得税；第三，改革、调整和完善个人所得税制；第四，取消、调整和完善其他税种，如调整资源税、开征土地增值税、取消烧油特别税等。其次，考虑税收季度数据的可得性，基准模型选择的时间为1 9 9 4 年之后。根据中国数据统计年鉴和财政部、税务总局网站等官方数据来源，可得的中国税收及其分税种的季度数据年份为1 9 9 2 年第一季度至今（不同税种的记录的起始年份也大不相同）。但是，笔者在基准模型回归中，依然选择1994年作为起始年份。原因为：1 9 9 4 年后的税收政策调整幅度较小，同时剔除“分税制”的实行带来对各个税种税收收入变化的影响。因而笔者选择的税收政策调整的事件见表1（下文统称为：税收政策事件）。为了叙述方便，下文将直接引用税收政策事件的序号，如税收政策事件2，即为1 9 9 436经济理论与经济管理2023年第7 期年1 月国务院发布关于对农业特产收入征收农业税的规定。2.税收调整的幅度。笔者依据Romer&Ro-mer（2 0 1 0）提出的税收收入数据的测算方法推算税收调整的幅度。其核算细节如下：（1）依据税收政策事件的执行时间计算的税负变化量。依据税收政策事件执行时间计算的税负变化量等于税收政策执行后，连续四个季度的税负变化量。如税收政策事件21994年1 月国务院执行关于对农业特产收人征收农业税的规定，笔者认为该事件导致的税负变化量依次为：农业税在1994年第一季度的变化量、农业税在1 9 9 4 年第二季度的变化量、农业税在1 9 9 4 年第三季度的变化量、农业税在1 9 9 4 年第四季度的变化量。同样在实证分析中，笔者也考虑其他期限的影响。（2）依据税收政策事件的宣布时间计算的税负变化量。在核算税收政策事件的税负变化量时，笔者也将核算政策事件的宣布时间之后，连续四个季度的税负变化量。如Romer&Romer（2 0 1 0）所述，税收政策的宣布时间将会影响行为人的经济预期，进而改变个体的行为，即使该政策尚未实施，故本文同样考虑税收政策事件宣布时间的税负变化量，其计算方法如执行时间的变化量。二者的区别在于，政策的核算时间不同，所核算的税负变化量不同。（3）确定税负变化时间的方法。笔者参考Ro-merR o m e r（2 0 1 0）中的方法：如果该事件的执行或者宣布时间，在该季度的前半季度（前4 5天）则税负变化的起始时间为该季度；如果事件在该季度的后半季度（后4 5天）则税负变化的起始时间为下一季度。（4）税收政策事件影响的科目选择。不同税收政策影响的税收科目不同，本文在计算税收政策变化所导致的税收收入变化量时，测算的是具体科目之下的税负变化量。税收政策变化对何种科目产生影响，则是根据税收政策对应的具体税收科目来判断。如税收政策事件2-一1 9 9 4 年1 月国务院发布关于对农业特产收人征收农业税的规定，笔者认为该事件税负变化量的科目为农业税。三、外生性税收政策事件的识别与描述(一)外生性税收事件的识别Romer&Romer（2 0 1 0）将税收政策调整的目的分为政府支出驱动的税收政策调整（spend-ing-driven tax changes）、抵消一些可能会影响产出的非政府支出因素的税收政策调整（offsettingsome factor other than spending in the near fu-ture）、基于长期目标的税收政策调整（long-runtax changes）、债务驱动的税收政策调整（deficit-driven tax changes）。其中将前二者看作为内生的（e n d o g e n e o u s）税收政策调整，而后两者为外生的（e x o g e n e o u s）税收政策调整。RomerR o me r（2 0 1 0）认为：税收政策调整的目标是为了弥补近期财政支出的不足，则认为其为内生性税收政策；而如果政策的调整为了经济运行的长期稳定和发展则为外生性的财政政策。第一，基于RomerR o me r（2 0 1 0）对税收政策变化量的识别动机，本文使用了如下外生性税收政策事件的识别依据，即原则一：税收政策调整是基于长期经济发展的政策事件。该原则与Ro-merR o m e r（2 0 1 0）相同，即当税收政策的调整是立足于未来经济形势和发展，税收政策改革有利于经济发展和壮大，是伴随市场经济发展和科学技术进步随之产生的，故而依据原则一，判断该税收政策事件为外生性税收政策调整。如农业税的取消、增值税的转型改革和“营改增”，企业所得税的两法合并等政策。第二，基于我国以商品流转税为主体的税制结构形式，确定外生性税收政策事件的识别原则二：剔除单一税种变化频繁、区域性的税收政策等相关的税收政策调整事件，如地区性的流转税政策、进出口增值税、企业所得税扣除等税收政策事件。第一，对于地区性的流转税政策，如西部大开发的优惠政策等，本文将其排除在外。相反，在2 0 0 4 年开始在东北三省试点的增值税转型改革和2 0 1 2 年开始在上海试点的“营改增”政策则考虑在税收政策变化量的范畴之内。主要原因是，后面二者的政策，在区域试点的基础上，逐步推广到全国，同时372023年第7 期经济理论与与经济管理考虑到税收政策的预期性和时滞性，笔者也以初次试点时间作为税收政策宣布时间，以全国推广的时间作为税负变化的执行时间。第二，在进出口增值税和企业所得税扣除方面，由于政策调整较为频繁，显著地与国际形势、宏观环境具有相关性，故未将其考虑在税负变化量的核算之中。因而，结合表1 的税收政策调整事件，并依据税收政策调整事件内容，上述税收政策的短期调整与当期的经济形势、财政支出压力情形有较大的相关性，故未列入税收政策调整事件。表1税收政策调整事件税收政策税收政策是否为号执行影响政策宣宣布的影备外生性税收政策事件税收科目实施时间的起止布时间响的起止注事件时间时间1994年1 月1 日，分税制财政体制和新税制开1994年1994Q11992年6 月9 日，在浙江等1992Q31税收收人始实施1月1 日1994Q49省市率先实行分税制1993Q21994年1 月30 日，国务院发布关于对农业1994年1994Q11994Q12是农业税1994年1 月30 日特产收人征收农业税的规定1月30 日1994Q41994Q41995年1 2 月2 8 日国务院决定改革和调整我国1995年1996Q11996Q13否进口增值税1995年1 2 月2 8 日进口税收政策12月2 8 日1996Q41996Q41997年2 月2 5日，国务院发出关于对生产企业所得税十1997年1997Q21997Q24否企业自营出口或者委托代理出口货物实行免、1997年2 月2 5日出口增值税2月2 5日1998Q11998Q1抵、退税办法的通知1997年1 0 月1 日，国务院发布中华人民共1997年1997Q41997Q35是契税1997年7 月7 日和国契税暂行条例10月1 日1998Q31998Q21997年7 月7 日，国务院批准，财政部、国家1997年1997Q3-1997Q3是城市建设费一6税务总局发布文化事业建设费征收管理暂行1997年7 月7 日7月7 日1998Q21998Q2办法1999年8 月30 日，通过关于修改中华人1999年1999Q41999Q4是个人所得税一71999年8 月30 日民共和国个人所得税法）的决定8月30 日2000Q32000Q32000年4 月1 1 日，中共中2003年3月2 7 日，国务院发布关于全面推2003年2003Q2央、国务院发出通知，决定2000Q2-8是农业税进农村税费改革试点工作的意见3月2 7 日2004Q1在安徽全省和由其他少数县2001Q1（市）进行农村税费改革试点2000年1 0 月2 2 日，国务院发布中华人民共2000年2001Q1-2001Q1-9是和国车辆购置税暂行条例，自2 0 0 1 年1 月1车辆购置税2000年1 0 月2 2 日10月2 2 日，2001Q42001Q4日起施行2003年1 1 月2 3日，国务院发布修改以后的2003年2004Q12004Q1进10否中华人民共和国进出口关税条例，自2 0 0 4 年进口增值税2003年1 1 月2 3日11月2 3日2004Q42004Q4口1月1 日起施行2003年1 1 月2 3日，国务院发布修改以后的2003年2004Q12004Q1出11否中华人民共和国进出口关税条例，自2 0 0 4 年出口增值税2003年9 月1 4 日11月2 3日2004Q42000Q4口1月1 日起施行2004年9 月1 4 日，发布东北地区扩大增值2009年2009Q12004Q412是增值税2004年9 月1 4 日税抵扣范围若干问题的规定1月1 日2009Q42005Q32004年9 月2 0 日，财政部和国家税务总局关2004年2004Q32004Q413否于落实振兴东北老工业基地企业所得税优惠政企业所得税2004年9 月2 0 日7月1 日2005Q22005Q3策的通知；政策自2 0 0 4 年7 月1 日起执行2005年1 0 月，通过了国务院关于调整个人所2006年2006Q12006Q114是得税工薪所得费用减除标准的议案，并从2 0 0 6个人所得税2005年1 0 月1月1 日2006Q42006Q4年1 月1 日开始施行2006年3月2 1 日，经国务院批准，规定自2006年2006Q22006Q215是2006年4 月1 日起，对我国现行消费税的税消费税2006年3月2 1 日4月1 日2007Q12007Q1目、税率及相关政策进行调整2006年4 月2 8 日，国务院公布中华人民共2006年2006Q22006Q216是烟叶税2006年4 月2 8 日和国烟叶税暂行条例，即日起施行4月2 8 日2007Q12007Q12006年1 2 月31 日，国务院公布修改以后的2006年2007Q12007Q117是中华人民共和国城镇土地使用税暂行条例，土地使用税2006年1 2 月31 日12月31 日2007Q42007Q4自2 0 0 7 年1 月1 日起施行38经济理论与经济管理2023年第7 期续表税收政策税收政策是否为号外生性税收政策事件税收科目实施时间执行影响政策宣宣布的影备的起止布时间响的起止注事件时间时间2007年1 2 月1 日，国务院公布修改以后的2008年2008Q12008Q118是中华人民共和国耕地占用税暂行条例，自耕地占用税2007年1 2 月1 日1月1 日2008Q42008Q42008年1 月1 日起施行2007年1 2 月2 9 日，通过关于修改（中华人2008年2008Q22008Q119是民共和国个人所得税法）的决定，自2 0 0 8 年个人所得税2007年1 2 月2 9 日3月1 日2009Q12008Q43月1 日起施行2008年1 月1 日，开始实施企业所得税两2008年2008Q12008Q1-20是企业所得税2008年1 月1 日法”合并1月1 日2008Q42008Q42011年6 月30 日，通过了关于修改个人所得2011年2011Q42011Q321是个人所得税2011年6 月30 日税法的决定，于2 0 1 1 年9 月1 日起施行9月1 日2012Q32012Q22011年，资源税暂行条例（国务院令2 0 1 12011年2011Q42011Q422是年第6 0 5号）及实施细则（财政部令2 0 1 1 年第资源税2011年1 1 月1 日11月1 日2012Q32012Q366号）于1 1 月1 日施行2011年1 0 月2 8 日，财政部颁布中华人民共营业税和国增值税暂行条例实施细则和中华人民2011年2011Q42011Q423否营业税2011年1 0 月2 8 日共和国营业税暂行条例实施细则的决定，明11月1 日2012Q32012Q3确自2 0 1 1 年1 1 月1 日起调整2011年1 0 月2 8 日，财政部颁布中华人民共增值税和国增值税暂行条例实施细则和中华人民2011年2011Q42011Q424否增值税2011年1 0 月2 8 日共和国营业税暂行条例实施细则的决定，明11月1 日2012Q32012Q3确自2 0 1 1 年1 1 月1 日起调整2012年1 月1 日，率先在上海实施了交通运输2012年2012Q42012Q125是增值税2012年1 月1 日业和部分现代服务业营改增试点9月1 日2013Q32012Q42015年1 月1 2 日，发布关于继续提高成品2015年2015Q12015Q1-26是消费税2015年1 月1 2 日油消费税的通知（财税【2 0 1 5】1 1 号）1月1 2 日2015Q42015Q42015年4 月30 日，发布关于实施稀土、钨、2015年2015Q22015Q227是钼资源税从价计征改革的通知（财税【2 0 1 5】资源税2015年4 月30 日4月30 日2016Q12016Q152号），自5月1 日起实施从价计征改革资料来源：笔者根据财政部等相关网站公开资料整理和设计。第三，依据Romer&Romer（2 0 1 0）采用格兰杰（Granger）因果检验，本文在上述两个原则的基础上，通过格兰杰检验进一步进行外生性检验。即将税收政策调整事件与实际经济增长进行格兰杰检验，对于实际GDP和实际GDP增长率不是税收政策变化量的格兰杰原因的一系列税收政策事件视为外生性政策事件。因而，本文将上述两个原则和格兰杰因果检验作为对税收政策调整事件是否具有外生性的判断依据。依据上述所述，对税收政策事件识别步骤为：（1）根据原则一和原则二，剔除地区性的流转税政策、进出口增值税、企业所得税扣除等税收政策事件。即剔除税收政策事件1、事件4、事件1 0、事件1 1、事件1 3。没有剔除消费税税率调整的税收政策事件1 5和事件2 6，主要原因是消费税税率的调整更多的是基于引导消费者的消费方式，具有长期性的经济效应，而很少立足于短期的财政支出压力和经济形势下滑等原因。（2）本文认为税收政策调整事件1 2、事件2 0、事件2 5为外生性事件，即增值税的转型改革和“营改增”，以及2 0 0 8 年的企业所得税的合并均为外生的政策事件。得出上述论断的主要原因是基于原则一。上述三事件（税收政策调整事件1 2、事件2 0、事件2 5，简记为税收政策调整三事件）的实行均满足经济形势向好，且税收政策调整着眼于长期的经济发展目标。例如，事件1 2 是以2 0 0 4 年东北三省的增值税转型改革为起点，改革之前东北三省的经济发展形势良好，而改革更多地着眼于增值税对于生产型企业面临重复征税的问题，增值税的转型改革随后也在全国范围内铺开。这较好地验证了事件12的增值税转型改革事件符合外生性事件的原则1。同理可验证事件2 5的2 0 1 2 年的“营改增”在上海的试点改革。事件2 0 的2 0 0 8 年1 月1 日的企业所得税的合并，同样满足外生性事件的原则1：政策执行时，中国的经济增长迅速，财政收支压力小，事件的运行更多的改革多是减少对于外资企业的税392023年第7 期经济理论与经济管理收优惠，保障国内企业的利益和发展。因而将三事件归并为外生性税收政策事件。（3）对于上述满足识别条件的一系列外生性事件进行格兰杰因果检验。表2 为一系列外生性事件导致的加总税负变化量的格兰杰检验结果。观察检验结果的p值表明（p值均大于0.1)，无论是基于政策宣布时间还是执行时间生成的税负变化量，无论选择绝对量（实际GDP）还是相对量（实际GDP的增长率）的经济发展水平，产出均不是税负变化的因，故笔者认为本文识别出的一系列税收政策事件与经济增长之间是外生的，进而满足实证模型（2）的识别条件。表2外生性税负变化量与经济增长水平的格兰杰检验结果检验税收变量经济增长变量Wald检验力值宣布时间变量实际GDP0.623920.732产出是否执行时间变量实际GDP0.488470.783为税收变宣布时间变量GDP增长率0.249200.883量的因执行时间变量GDP增长率0.442.780.801经过上述识别步骤，本文将外生性税收政策事件在表1 列（2）“是否为外生性事件”中标注，进而为下文的数据描述和实证分析建立基础。(二)外生性政策变化量描述笔者使用时间序列样本1 9 9 4 Q1一2 0 1 7 Q2，对外生性税收政策事件导致的税负变化量进行描述性分析。同时，本节也使用全部税负变化量（含内生税负变化）进行比较分析。本文首先整理分税种的季度时间序列数据，对于时间序列使用sax-12去除相关变量的季节性趋势，其次计算税负变化量的比值，进行实证分析。在整理各个税种税收收人的季度时间序列时，如果分税种只存在月度数据，在对应的月度数据进行加总；农业税数据仅存在年度数据，笔者将该数据在第一产业的国内生产总值的比例进行分解为季度数据。其次，笔者也整理了国内生产总值（GDP）、固定资产投资、社会消费品零售总额、商品零售价格指数（CPI）、广义货币（M2）等相关变量的季度数据。如图1 所示，外生性税收政策事件导致的税负变化量随时间的变化趋势，依次采用事件的政策执行时间、宣布时间进行核算，外生性税负变化量的幅度较小，对于外生性税收政策事件，比较依据执行时间和宣布时间的税负变化量，可以发现，二者区别较小。四、SAVR模型估计结果本节借鉴Romer&R o me r（2 0 1 0）的方法，用SVAR对中国的税收政策调整的经济效应进行分析。比重0.020.0150.010.00500-S6610-966160-L6610-86610-66610-.50-6002时间-0.005-0.01-0.015-0.02-执行时间的税收变化量占GDP比重宣布时间的税收变化量占GDP比重图1税收收入变化量占GDP比值的变化趋势（外生性事件）说明：根据表2 整理所得，图中指标为外生性检验的税收政策调整变化量占GDP比值；其中执行时间、宣布时间、长期宣布时间表示计算外生性检验的税收政策变化量的计算方式。402023年第7 期经济理论与经济管理(一)基准模型结果1.外生税收冲击。为了保持向量自回归模型有足够的自由度，本文借鉴Ramey（2 0 1 1）、李戎和刘力菲（2 0 2 1）的思路，采取双变量的基准模型，在后续分析中，逐渐添加其他变量的做法。笔者首先估计含有税收变量和实际GDP自然对数的双变量向量自回归模型，通过最优信息准则选择最优滞后阶数为3，回归结果的脉冲响应图如图2 所示。考虑到政策宣布时间和执行时间不一致，市场主体具有理性预期行为，借鉴Romer&Romer（2 0 1 0），笔者以外生性税收政策事件宣布时间的税负变化量的影响作为基准模型。在分析中，实际GDP取其对数值（lngdp），并且在SVAR模型中加人了一阶和二阶时间趋势以及常数项。脉冲响应采用1 个标准差的偏离的置信区间，如图2 虚线内部分所示（下图同，如无特别说明）。影响税收政策效果的，除了税收政策本身，还有征管因素。税收征管强度或税收努力程度主要受到地方政府的影响，各地区、甚至各区县都存在较大程度的异质性，无法准确地从宏观层面测算出整体的税收征管强度。在企业层面，由于企业逃避税的程度也存在异质性，这就给宏观实际税率的准确测算带来了新的困难。为了捕捉宏观层面的税收征管强度的变化，本文在实证中控制了三次“金税工程”的起止时间。具体来说，在SVAR模型中，本文加入了三个虚拟变量，每个虚拟变量代表一次金税工程，在相应的起止时间内取值1，其余时间取值0。税收（百分点）GDP（百分比）2F00.5-2406-0.511369121518369121518季度季度图2外生性税收收入变化量（宣布时间）占比对实际GDP脉冲响应说明：TaxShock表示以1 9 9 4 年为初始年份以税收政策宣布时间测算的变化量占GDP比值外生地提高一个百分点。从脉冲响应图来看，外生性税收政策调整带来的税收增加将显著地负向影响实际GDP。如图2所示，1 9 9 4 2 0 1 7 年税负变化量占GDP比重提高1个百分点，4 个季度后实际GDP显著下降，并达到最低点，降低了4.2%；在约经过1 0 个季度后，税收政策事件的影响效应将不再显著。这一结果显示了GDP对税收的弹性。值得一提的是，Romer&Romer（2 0 1 0）测算美国GDP对税收政策的弹性为3.8，与笔者使用中国数据测算的结果类似。从减税的角度来看，这一结果意味着，当税收占GDP比重外生地下降后，总产出将显著提高。减税带来的影响不会立竿见影，相反会持续一段时间。在这段时间内，总产出的增量将呈现先逐渐变大，再逐渐变小的响应。这说明减税的作用不是一下子深人到经济体的各个方面，而是有一个逐渐传导的过程。一般来说，减税可以通过提高企业利润、降低产品价格、增加企业现金流等渠道促进总产出的增加。就增值税减税来说，在产业链的每一个环节，增值税减税可能降低产品的价格，从而扩大下一个环节的需求，但价格下