陈 瑾 李 丹 孙楚仁

（1.广东外语外贸大学经济贸易学院 广东广州 510006）

（2.西南财经大学国际商学院 四川成都 611130）

（3.广东外语外贸大学广东国际战略研究院 广东广州 510420）

一、引言

近年来特别是2018年中美贸易冲突发生以来，中国经济面临着外需放缓、产业国际竞争优势丧失、国际税收竞争加大、全球贸易保护加强的巨大压力，经济增速下滑以及产业亟待升级两大难题摆在国人面前。采取合理有效的政策措施以减轻企业负担、刺激经济发展迫在眉睫。税收政策具有发力精准、结构性特征突出、能够根据需求进行灵活有针对性的调整的特点（许伟和陈斌开，2016），利用减税降费为结构性改革创造空间不失为调整经济结构、刺激经济增长的重要手段。近期我国实行了一系列税制改革以及减税降费措施，不断下调的税率以及日趋简化的税制使得我国的增值税制度日渐完善。但这些减税降费政策是否能真正改善资源配置、提振企业活力、提高企业出口竞争力，相关的实证研究仍然较为缺乏。

与本文较为相关的文献可分为以下三类：一是对企业进入退出相关问题的研究。这类研究主要涉及对进入退出率本身的考察及其跨国比较、进入退出率的影响因素分析以及对税收与企业进入退出相关问题的研究（Da Rin等，2010；Kneller和McGowan，2012）。Kneller和McGowan（2012）采用1998—2005年19个OECD国家行业面板数据考察了企业所得税和个人所得税对企业进入和退出的影响，利用双重差分法对内生性偏差进行矫正后发现企业所得税增加会抑制企业进入但对企业退出影响不明显，个人所得税的影响则依赖于税收调整的边际税率。这与本文的本质差异在于此处所指进入退出率为进入或者退出市场，而非特指出口市场。再者，对于税收与企业进入退出的研究多针对企业所得税而非增值税，二者在税率、纳税主体以及实际纳税操作过程等方面均存在明显差异，对企业的影响路径也大不相同。二是对企业出口进入影响因素的研究。这类文献主要分析了企业出口决策的影响因素，包括企业生产率（Melitz，2003）、出口成本（易靖韬，2009）以及宏观制度因素如社会信用体系和知识产权保护制度（张杰等，2008）等。这类文献侧重考察单个企业的出口行为及其影响因素，且不涉及出口企业的退出决策，这与本文关注的行业出口进入和退出情况存在显著差异。三是对中国增值税改革经济效应的考察。随着中国增值税从生产型向消费型的转变，越来越多的学者从不同视角对增值税改革的经济影响进行了详细探讨。这类文献主要考察了增值税改革对企业绩效（就业、收入结构、投资等），尤其是对固定资产投资的影响，多采用双重差分法（聂辉华等，2009）、三重差分法（Zhang等，2018）、工具变量法（申广军等，2016）和倾向得分匹配法（Cai和Harrison，2011）等常用于政策效应评估的方法展开分析。这类研究多认为增值税改革有效地提升了企业绩效，促进了企业固定资产投资。Liu和Lu（2015）采用增值税改革作为工具变量进一步证实了企业投资对其出口行为的正向影响。尽管如此，尚未有研究直接就增值税改革对企业出口行为和出口动态的影响进行考察。

本文从企业出口动态视角出发，以2004年中国东北三省增值税改革作为政策冲击，利用中国工业企业数据库和《中国城市统计年鉴》，采用双重差分法（DID）考察了增值税改革对行业出口进入率和退出率的影响及其作用机制。结果表明，增值税改革显著降低了行业出口进入率和退出率，其影响机制主要体现为增值税改革促进了企业研发创新、增强了行业集中度。

本文在以下方面完善了已有研究：首先，本文可能是首篇就中国增值税改革对企业进入退出出口市场的影响进行考察的论文。现有研究多集中于企业进入退出市场、企业出口影响因素以及增值税改革的政策效应评估，并无学者就增值税改革对企业进入退出出口市场的影响进行直接考察。其次，本文利用DID进行因果识别，并利用固定效应模型加工具变量的方法进行了内生性检验，确保所得政策效应的可靠性。最后，本文提出并检验了增值税改革影响行业出口进入率和退出率的两个渠道，这将有助于厘清减负政策影响企业出口动态的微观机理。此外，本文具有重要的政策内涵。本文结论证实增值税改革显著提升了行业净出口进入率，这表明减税政策具有良好的稳定出口的作用，有控制地放松税收监管有助于释放市场活力、推动出口平稳增长。此外，考虑到行业差异，税收政策的制定应更加符合各产业的发展，加之减税政策传导机制更加多样化，减税降费和税制改革协同发力更有助于增强宏观调控的有效性，从而促进经济持续健康发展。

本文剩余部分结构如下：第二部分简要介绍了制度背景；第三部分为计量模型、指标及数据；第四部分是实证结果分析；第五部分为机制检验；最后是结论。

二、制度背景

增值税是以商品生产流通或劳务服务各环节的增值额为征税对象的一种流转税，企业应缴增值税额等于销项税额减去进项税额。按照对外购进固定资产的抵扣方式可分为生产型、收入型和消费型增值税。①生产型增值税只允许企业扣除购入原材料等所含的税金，固定资产所含税金不予抵扣。收入型增值税允许企业扣除购入原材料等所含的税金以及固定资产折旧所含税金。消费型增值税允许企业扣除购入原材料等所含的税金以及全部固定资产所含税金。消费型增值税由于其税基宽覆盖面广、税收中性可避免重复计征、税率统一扭曲较少等优点被世界多数国家采用（申广军等，2016）。中国于1994年开始分税制改革并建立了生产型增值税制度，2004年首次在东北三省进行了生产型转消费型的试点工作，2009年推广至全国并正式确立了消费型增值税制度。

本文就2004年东北三省的增值税转型试点政策进行考察。东北三省是中国重要的老工业基地，是新中国工业的摇篮，加快东北地区等老工业基地振兴具有重大战略意义。财政部、国家税务总局于2004年发布了《东北地区扩大增值税抵扣范围若干问题的规定》，允许东北三省（黑龙江省、吉林省、辽宁省）八个行业（装备制造业、石油化工业、冶金业、船舶制造业、汽车制造业、农产品加工业、从事军品或高新技术产品生产②政策对于从事军品生产和高新技术产品的规定较为复杂，难以准确界定，因此本文不予考虑。）的一般纳税人缴纳增值税时，在进项税额中扣除购买固定资产所缴纳的税额。由于购进固定资产的税额可以抵扣，实际上减少了企业的应缴增值税额，于企业即意味着减负。众多研究也表明以增值税改革为代表的减税政策有效降低了企业税负，从而促进了企业固定资产投资、提升了企业绩效。2004年以后试点范围陆续扩大，直至2009年全国范围内实施增值税改革（《关于全国实施增值税转型改革若干问题的通知》），消费型增值税制度在中国正式确立。③从2004年开始增值税改革至2009年在全国范围内确立消费型增值税制度，期间2007年、2008年均进行了增值税改革试点扩容。作者整理了历次增值税改革所涉及的具体地区和行业，备索。

三、计量模型、指标和数据

（一）模型设定

双重差分法可有效地减轻内生性问题因而被广泛应用于政策效果评估。2004年增值税改革由政府确定试点省份和试点行业，而非企业自主选择，并且企业也不太可能通过事先了解到增值税改革而进行迁移。因此，对于试点企业（行业）来讲，该政策是完全外生的，可以使用双重差分法识别其政策效果。本文将受政策影响的东北三省的六大行业的样本作为处理组，将东北三省的非六大行业以及除东北三省以外的所有省市的所有行业作为对照组，通过比较处理组和对照组在增值税改革前后的出口进入率、出口退出率来捕捉政策效应。参考Kneller和McGowan（2012）、聂辉华等（2009），本文设定如下计量模型：

其中，p、i、t分别表示省份、行业和年份。ypit表示第t年省份p行业i的出口进入率和出口退出率。VATpi表示是否为试点地区的试点行业的虚拟变量，当行业i属于东北地区且为试点行业时取值为1，否则取值为0。Postt表示年份虚拟变量，当年份在2004年及以后取值为1，否则取值为0。Xpit为其他控制变量。αpi为省份和行业的交互固定效应。ηp、φi、λt分别为省份、行业和年份固定效应。εpit为误差项。

（二）数据

本文主要使用了中国工业企业数据库和《中国城市统计年鉴》。中国工业企业数据库是基于国家统计局进行的“规模以上工业统计报表统计”整理而成，主要包含两大类信息：一是有关企业身份的定性信息，如企业代码、所属地区和行业、开业年份、注册类型、企业规模等；二是企业经营成果有关的信息，包括资金流量表、资产负债表、雇佣员工情况等。《中国城市统计年鉴》也是由国家统计局进行收录整理，全面反映了中国城市社会经济发展状况，主要包括城市基本信息（如行政区划、城市分布等）以及城市统计资料（如人口、工业、贸易、教育、社会保障等）。

本文结合实际问题对数据进行了以下处理：首先，对确定企业性质的变量如代码、名称、法人名字、所在城市代码、电话等信息进行了重新定义。其次，参考Brandt等（2012）对异常样本进行了剔除，并对各年企业财务指标用所属省份GDP作了平减。最后，按照国家经济行业分类标准（GB/T 4754-2002）将所有年份的行业代码进行了统一。

（三）变量指标

1.企业出口动态

从行业层面看即为行业内进入、退出出口市场的企业数量变动，采用行业出口进入率和行业出口退出率衡量。本文借鉴Da Rin等（2011）的思路，假设第t-1年市场的出口企业数量为Nt-1，第t年市场的出口企业数量为Nt=A+Bt。其中，A是第t-1年和第t年均存活在出口市场上的企业数量。Bt为第t-1年不在出口市场上但第t年存活在出口市场上的企业数量。ENt表示第t年的行业出口进入率，EXt表示第t年的行业出口退出率。

2.解释变量

本文的核心解释变量为是否受到增值税改革的政策冲击，即是否为处理组的虚拟变量与政策是否发生的虚拟变量的交互项，表示样本在2004年及以后并且属于东北三省的试点行业这一双重特征。此外，考虑到增值税改革首选东北三省是出于一定的政治经济目标，这使得处理组和对照组本身就存在系统性差异①本文详细比较了试点省份和非试点省份的制度水平和经济发展水平、试点行业和非试点行业以及处理组和对照组的行业利润率、行业中间投入占比和行业资本密集度，备索。，因此我们还考虑了其他控制变量。省份层面主要包括：（1）省份制度水平，采用“中国市场化指数”测度②该指标来源于樊纲等主编的《中国市场化指数》系列报告（樊纲等，2009）。，取值范围为（0,12），越大表示制度越完善。（2）省份经济发展水平，采用省份人均GDP（取对数）衡量。（3）省份产业结构，采用各省第三产业产值与第二产业产值之比衡量。行业层面主要包括：（4）行业利润率，采用行业营业利润与行业总产品销售收入之比衡量。（5）行业中间投入占比，采用行业中间投入合计与行业总产值之比衡量。（6）行业资本密集度，采用行业资产总计与行业总从业人数之比（取对数）测度。

3.描述性统计

表1展示了主要变量的描述性统计特征，包括前文提及的被解释变量和解释变量，以及后文用于安慰剂检验、机制分析的变量。可以看出，各变量相对于其均值的变差都足够大，因而可以进行实证分析。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证结果分析

（一）基准估计结果

表2报告了基准模型的估计结果。每一列均控制了年份、省份和行业固定效应以及省份和行业的交互固定效应（统称固定效应，下同）。第（1）至第（3）列展示了增值税改革对行业出口进入率的影响，第（4）至第（6）列展示了增值税改革对行业出口退出率的影响。第（1）、（4）列没有加入控制变量。第（2）、（5）列控制了省份层面的制度水平、经济发展水平和产业结构。第（3）、（6）列继续加入了行业层面的利润率、中间投入占比和资本密集度。结果显示，核心解释变量系数均显著为负，表明增值税改革会促使处理组（东北三省六大行业）的行业出口进入率和退出率相比于对照组（非东北三省六大行业）下降得更多，即2004年增值税改革显著降低了行业出口进入率和退出率。产生上述结果可能的原因在于，增值税改革有效减轻了在位企业的税收负担，增强了企业的在位优势（Appelbaum和Katz，1996）。首先，税负的下降直接降低了所有企业的生产成本，提升了在位出口企业的存活概率并有助于其进行研发创新，进而提高了企业生产率。在位出口企业退出减少、行业出口退出率下降，使得相对饱和的市场在客观上提升了潜在出口企业的进入壁垒，导致行业出口进入率的降低。其次，增值税改革直接降低了企业进入出口市场的成本，潜在的出口企业增多，此时在位出口企业为了抵御潜在进入者，可能会选择抱团生产，增强出口市场的垄断，从而降低了出口退出，阻碍了出口进入。

表2 基准估计结果

（二）DID识别假设检验

1.预期效应检验

为了检验企业是否预期到政府将在2004年实行增值税转型试点政策从而改变其出口行为，本文借鉴Lu和Yu（2015），引入了控制变量“是否试点*2003年虚拟变量”①2003年虚拟变量：若年份为2003年取值为1，否则取值为0。，结果见表3。核心解释变量“是否试点*事件年”系数显著为负，而“是否试点*2003年虚拟变量”系数不显著，表明不存在预期效应，增值税转型试点政策具有较强的外生性。②本文也采用了事件研究法来检验预期效应是否存在，估计结果也证实了不存在预期效应，备索。

表3 预期效应检验

2.排除同时期其他政策的影响

（1）2007年增值税转型试点扩容。2007年增值税转型试点延伸到中部6省26个老工业基地城市③26个城市包括：太原、大同、阳泉、长治、合肥、马鞍山、蚌埠、芜湖、淮南、南昌、萍乡、景德镇、九江、郑州、洛阳、焦作、平顶山、开封、武汉、黄石、襄樊、十堰、长沙、株洲、湘潭、衡阳。，我们剔除这26个城市进行了再估计。（2）国有企业改革。2003年4月6日国资委成立，有效提升了国有企业经营绩效和生产能力。本文加入了行业内国有企业数量进行控制。（3）最低工资标准政策。2003年12月30日原劳动和社会保障部出台了《最低工资规定》，孙楚仁等（2013）证实了该项政策与企业出口行为之间存在显著联系。本文控制了省份小时最低工资。（4）MFA配额取消。2005年1月1日起，美国、加拿大等28个国家相继废除纺织品进口配额，极大地解放了我国纺织品行业的生产力。增值税改革涵盖了纺织业，并且纺织业样本占总比达15%。本文加入了“是否纺织业*MFA”①MFA：2005年及以后取值为1，2005年以前取值为0。予以控制。（5）贸易自由化。2001年中国加入世界贸易组织（WTO），关税水平大幅下降。本文采用了2001年各省份各行业的加权平均进口关税与是否加入WTO的年份虚拟变量的交互项进行测度。（6）企业所得税加速折旧政策。为了振兴东北老工业基地，同期中国还实行了企业所得税加速折旧政策。②2004年9月财政部、国家税务总局颁布了《关于落实振兴东北老工业基地企业所得税优惠政策的通知》（财税〔2004〕153号），对东北地区（辽宁省、吉林省和黑龙江省）的所有工业企业，允许对其已拥有或新投资的固定资产和无形资产在当前折旧年限的基础上按不短于原年限 40%的比例缩短折旧或摊销年限。简言之，允许企业提高折旧率。该项政策可以使纳税人在购进资产前期获得较多的税前扣除，间接降低了企业的固定资产投资成本。参考刘怡等（2017），本文在基准计量模型的基础上仅采用了东北三省和中部地区企业样本进行估计即可得到增值税政策的净效应。③根据刘怡等（2017），选择未实行所得税加速折旧政策的中部六省与实施了该政策的东北三省进行比较，作为地区层面的第一重差分；以未实施增值税转型的东北三省非六大行业与实施了转型的东北三省六大行业作为行业层面的第二重差分；以政策实施前后为时间层面的第三重差分即可得到增值税改革的净效应。本文同时控制了上述六个同时期其他政策冲击的影响，估计结果见表4。④限于篇幅，此处仅展示控制了所有六个同时期其他政策冲击后的结果。可见，不管是对于出口进入率还是出口退出率，核心解释变量的系数均显著为负，表明在剔除了同时期其他政策影响之后，增值税改革仍然会显著降低行业出口进入率和退出率，基准结果稳健。

表4 同时期其他政策冲击

3.安慰剂检验

安慰剂检验的原理是如果本文结论确由增值税改革所致，那么在政策尚未实施的年份，政策效应理应是不存在的。因此，本文采用政策发生之前的样本进行估计，采用行业有效增值税税率代替“是否试点*事件年”来刻画增值税转型试点政策，有效增值税税率=应缴增值税额/销售收入（许伟和陈斌开，2016）。结果见表5。第（1）列的结果证实了2004年增值税改革确实有效降低了增值税税率。第（2）列和第（3）列的结果表明在增值税改革之前，有效增值税税率的变动未能对行业出口进入率和退出率产生显著影响，即本文的结果确由增值税改革引致。

表5 安慰剂检验

（三）稳健性检验

（1）界定对照组为东北三省的非试点行业。这些行业和试点行业地处同一区域，能够较好地克服地区系统性差异。（2）界定对照组为中部六省的试点行业。中部六省地区和东北三省的工业和经济发展水平类似，在“老工业基地”这一标准上具有极大的相似性，可以在一定程度上克服行业系统性差异。（3）剔除国有企业样本。东北三省是以国有企业为主的老工业基地，且样本中国有企业数量较多（占比约为20%），有必要剔除国有企业样本进行再估计。（4）采用2003年和2005年数据构建一个包括2004年前后的混合截面数据进行两期估计。（5）考虑到同一GB/T 2位数行业下不同GB/T 4位数行业之间的差异性，本文进一步考察增值税改革对GB/T 4位数行业出口进入率和退出率的影响，即采用各省GB/T 4位数行业的出口进入率和退出率代替原被解释变量进行估计。（6）加入更多控制变量。继续加入“省份—行业出口比重”“省份—行业平均工资”和“省份—行业出口退税”，分别控制国际经济、劳动力成本以及出口退税政策对基准估计结果的影响。稳健性检验的结果见表6，可以看出，核心解释变量系数均显著为负，基准估计结果十分稳健。

表6 稳健性检验

续表6

（四）异质性分析

（1）行业资本密集度。资本密集度越高意味着行业的资本劳动比越高，我们以行业资本劳动比的中位数作为划分标准，资本劳动比大于中位数的行业定义为资本密集型行业，否则为劳动密集型行业。估计结果见表7第（1）列和第（3）列。根据结果，增值税改革显著降低了劳动密集型行业的出口进入和资本密集型行业的出口退出，资本密集型行业的企业受益更多。可能由于2004年东北三省增值税改革侧重于将企业购进的固定资产纳入抵扣范围，这直接促进了企业进行更多的固定资产投资，资本密集型企业尤其如此。（2）行业内国有资本份额。行业内国有资本份额越高意味着该行业更多地由政府进行管理，受市场调节的影响相对较小。我们以行业内国有资本份额中位数作为划分标准，将行业分为高国有资本份额行业和低国有资本份额行业。估计结果见表7第（2）、（4）列。可以看出，增值税改革显著降低了高国有资本份额行业的出口进入和低国有资本份额行业的出口退出，低国有资本份额行业的企业受益更大。这可能是因为低国有资本份额行业的企业具有更高程度的灵活性，可以以市场为导向调整企业的生产投资战略。

表7 异质性分析

（五）内生性检验

为了进一步避免因遗漏变量和测度误差而产生的内生性问题，本文参考许伟和陈斌开（2016）采用固定效应模型加工具变量的方法进行估计。具体来讲，本文采用增值税改革的虚拟变量与期初（2003年）有效增值税税率的交互项来刻画增值税改革带来的减税效应，并利用该交互项作为行业有效增值税税率的工具变量，采用固定效应模型进行估计，结果见表8。由此可见，核心解释变量系数均显著为正，基准结论在控制了内生性偏差之后依旧稳健。

表8 内生性检验

（六）进一步分析

本小节考察增值税改革对行业净出口进入率的影响，估计结果见表9。可以看出，行业净出口进入率与行业有效增值税税率负相关，表明增值税转型试点政策带来的税负降低有效提升了行业净出口进入率。这意味着增值税改革的减负效应有效提升了出口企业的生存环境，出口企业存活变得相对容易，企业退出概率进一步下降，行业净出口进入率有所提升。

表9 进一步分析——行业净出口进入率

五、机制检验

（一）影响机制一：增值税转型有助于企业研发创新

增值税改革能够有效减少企业税负，降低其生产投资成本，有助于企业进行研发创新活动，从而提高企业生产率以及市场竞争力。①作者检验了企业全要素生产率与企业研发投入之间的关系，二者显著正相关，即企业研发投入越高，其生产率越高，备索。企业实力提升不仅有效降低了其出口退出风险，使得行业出口退出率下降，而且研发创新带来的企业生产率的普遍提升整体上提高了行业的出口临界生产率，进一步增强了行业出口进入壁垒，从而导致了行业出口进入率的下降。本文设定如下计量方程对影响机制一进行检验：

其中，lnRDpit表示第t年省份p行业i的研发投入对数，以“技术研究开发费”来衡量企业的研发投入并加总至行业，再对其取对数，其余变量含义与基准估计方程一致，结果见表10。第（1）列的结果表明增值税改革确实有效提高了行业研发投入，第（2）、（3）列则证实了行业研发投入的提高显著降低了行业出口进入率和退出率，即影响机制一成立。

表10 机制检验

（二）影响机制二：增值税改革会提高行业的市场集中度

增值税改革提高了潜在进入者的出口倾向，会促使在位出口企业抱团生产，提高市场集中度，增强行业垄断特性，从而降低了出口退出，阻碍了出口进入。市场集中度是指市场中企业间的竞争程度。借鉴Gerardi和Shapiro（2009），本文构造了行业内企业产值的离散度来测度企业面临的市场竞争程度，计算方式如下：

其中，dispersionpit表示第t年省份p行业i的离散度。为第t年省份p行业i的企业产值的均值，是其标准差，xpift为第t年省份p行业i企业f的产值，Npit为第t年省份p行业i的企业数量。dispersionpit越小表示市场竞争越激烈，越大则行业集中度越高、垄断程度越强。本文设定如下计量方程对影响机制二进行检验：

各变量含义与基准计量模型基本一致，估计结果见表10。第（4）列的结果表明增值税改革确实提高了行业集中度，第（5）、（6）列则证实了行业集中度的提高显著降低了行业出口进入率和退出率，即影响机制二成立。该机制也从侧面支撑了影响机制一。对于市场集中度较高的行业，企业通常具有一定的垄断势力，企业更有资本和能力进行研发（余淼杰和李晋，2015）。

六、结论和政策建议

本文以2004年中国东北三省增值税转型试点作为政策冲击，利用中国工业企业数据库和《中国城市统计年鉴》，通过双重差分法考察了增值税改革对企业出口动态的影响。结果表明增值税改革显著降低了行业出口进入率和退出率，其影响机制主要体现为增值税改革促进了研发创新和增强了行业集中度。此外，本文还发现虽然增值税改革造成了行业出口进入率和退出率的下降，但行业净出口进入率有显著提升。本文结果表明以增值税改革为代表的减税降费政策具有良好的稳定出口的作用。对此，本文的政策建议是：首先，进一步深化税制改革，从降低税率和完善税制两个视角有控制地放松税收监管，减轻企业税负，增强企业活力，推动出口平稳增长。其次，增值税政策在服务于国家发展战略的同时要更多地考虑行业差异，制定更加符合产业发展的税收政策。最后，增值税改革通过企业研发创新以及市场组织作用于企业行为，这意味着减税政策的传导机制是多样化的。深化减税降费和税制改革的同时也要关注其潜在的作用机制，手段和路径相结合以增强宏观调控的可控性和有效性。