“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響

蘇 航 魏修建 張美莎

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

營(yíng)業(yè)稅改征增值稅(以下簡(jiǎn)稱“營(yíng)改增”)政策有利于減輕第三產(chǎn)業(yè)企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，加快第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與轉(zhuǎn)型升級(jí)。營(yíng)業(yè)稅自1994年分稅制改革以來一直是地方財(cái)政收入的主要來源，然而在“營(yíng)改增”政策實(shí)施初期改革紅利尚未完全釋放與地方財(cái)政支出持續(xù)增長(zhǎng)的背景下，“營(yíng)改增”導(dǎo)致地方財(cái)政收入減少和地方政府財(cái)政赤字規(guī)模擴(kuò)大，地方政府更偏好通過擴(kuò)大城投債發(fā)行規(guī)模的方式為地方政府融資。在此背景下，通過研究“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響，對(duì)穩(wěn)步推進(jìn)我國(guó)財(cái)政體制改革，充分釋放“營(yíng)改增”政策紅利與規(guī)范城投債發(fā)行具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有研究主要從以下三個(gè)方面分析“營(yíng)改增”政策對(duì)地方的影響：一是對(duì)地方政府財(cái)政收入的影響?！盃I(yíng)改增”涉及政府與企業(yè)、中央與地方之間的關(guān)系，使地方財(cái)政主體收入結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，現(xiàn)行分稅制財(cái)政體制需要盡快做出調(diào)整[1][2]。二是對(duì)企業(yè)發(fā)展的影響。企業(yè)收入是稅收收入的根本來源，增值稅更符合稅收中性原則，能有效解決貨物與勞務(wù)重復(fù)征稅問題，政府通過延伸增值稅抵扣鏈條促進(jìn)專業(yè)化分工與產(chǎn)業(yè)融合，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，最終增加地方財(cái)政收入[3]；但其“漸進(jìn)式”的改革方式破壞了增值稅抵扣鏈條的完整性，弱化了產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)稅收收入與城市發(fā)展的效果，進(jìn)一步增加了地方財(cái)政赤字[4]。三是對(duì)地方財(cái)政赤字規(guī)模的影響。分稅制改革造成地方政府財(cái)權(quán)上移與事權(quán)下移的狀況進(jìn)一步加劇了地方政府債務(wù)膨脹，而“營(yíng)改增”政策在短期內(nèi)因減少地方政府財(cái)政收入加劇了地方政府的支出壓力[5][6]。由于我國(guó)地方政府缺乏獨(dú)立征稅權(quán)且增加地方稅費(fèi)的阻力較大[7]，在缺乏終身問責(zé)制度，造成舉債權(quán)與償還責(zé)任分離的現(xiàn)狀下，“營(yíng)改增”政策進(jìn)一步強(qiáng)化了地方政府的債務(wù)融資偏好[8]。

現(xiàn)有關(guān)于“營(yíng)改增”政策對(duì)地方政府財(cái)政與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究已取得一定成果，但鮮有文獻(xiàn)研究“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響。鑒于此，本文選取我國(guó)東部和中部全部試點(diǎn)城市以及西部地區(qū)省會(huì)城市(除拉薩市外)2009～2016年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用雙重差分法檢驗(yàn)“營(yíng)改增”政策是否對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模產(chǎn)生影響，并進(jìn)一步識(shí)別地方政府財(cái)政赤字在“營(yíng)改增”政策條件下影響城投債發(fā)行規(guī)模的中介效應(yīng)。本文研究有助于進(jìn)一步解釋城投債發(fā)行規(guī)模在國(guó)家管控下不減反增的原因，并為如何在“營(yíng)改增”背景下規(guī)范城投債發(fā)行提供改進(jìn)建議。

本文可能存在以下三個(gè)方面的邊際貢獻(xiàn)：首先運(yùn)用雙重差分刻畫“營(yíng)改增”政策影響城投債規(guī)的機(jī)制，并驗(yàn)證了地方政府財(cái)政赤字在該機(jī)制中的中介效應(yīng)，豐富了“營(yíng)改增”政策效果研究。其次，通過分析中國(guó)當(dāng)前財(cái)稅體制改革對(duì)地方政府財(cái)政的影響，豐富了地方財(cái)政赤字影響城投債發(fā)行規(guī)模的研究，進(jìn)一步解釋了城投債發(fā)行規(guī)模持續(xù)增加的趨勢(shì)在短期內(nèi)難以消除的原因。最后，對(duì)發(fā)行城投債的起因與形成機(jī)制的實(shí)證分析，為規(guī)范城投債發(fā)展提供政策啟示。

二、 理論分析與研究假設(shè)

為企業(yè)減稅降費(fèi)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工與產(chǎn)業(yè)鏈延伸，加速產(chǎn)業(yè)整合與轉(zhuǎn)型升級(jí)是實(shí)施“營(yíng)改增”政策的初衷。但該政策造成地方政府失去主要財(cái)政收入來源之一的營(yíng)業(yè)稅，且“營(yíng)改增”無法在短時(shí)間內(nèi)釋放改革紅利，加之地方財(cái)政支出剛性增加的特征造成地方財(cái)政赤字規(guī)模持續(xù)增加，即使中央與地方平分增值稅稅收收入，也無法彌補(bǔ)地方政府因失去營(yíng)業(yè)稅帶來的收入缺口；因此，地方政府對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的巨大需求與城投債為基礎(chǔ)設(shè)施融資的便利性使其發(fā)行規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大。

“營(yíng)改增”政策對(duì)地方財(cái)政收入造成以下影響：首先，“營(yíng)改增”使地方政府失去獨(dú)享收入的稅種，稅收歸屬的變化削弱了地方政府稅收監(jiān)管的能力與積極性，造成地方財(cái)政收入減少[9][10]。其次，“營(yíng)改增”政策使地方政府無法通過稅收減免進(jìn)行地方政府間的招商引資競(jìng)爭(zhēng)，一定程度上削弱地方政府參與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)活動(dòng)積極性[11][12]。因此，“營(yíng)改增”政策使地方政府面臨較大的減收壓力。

“營(yíng)改增”的實(shí)施同時(shí)也影響到地方政府的支出規(guī)模：由于企業(yè)業(yè)務(wù)跨地區(qū)、跨行業(yè)與“營(yíng)改增”政策分地區(qū)分行業(yè)試點(diǎn)造成增值稅抵扣鏈條的不完整，使政策實(shí)施初期出現(xiàn)很多企業(yè)稅負(fù)不減反增的現(xiàn)象，因相關(guān)政策規(guī)定使地方政府需要補(bǔ)償企業(yè)此類稅收增加所帶來的損失，從而進(jìn)一步增加地方政府財(cái)政支出[13]。其次，地方政府的支出責(zé)任與職能要求政府提供相應(yīng)的公共品，尤其自2009年以來我國(guó)一直實(shí)行積極的財(cái)政政策導(dǎo)致地方政府支出持續(xù)上升[14]；由于官員的晉升激勵(lì)和政府間的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，地方政府存在強(qiáng)烈的投資沖動(dòng)進(jìn)一步增加地方政府支出[15][16]?！盃I(yíng)改增”政策沒有改變因分稅制改革造成地方政府財(cái)權(quán)與事權(quán)不匹配的現(xiàn)狀，因此，“營(yíng)改增”使地方政府面臨較為沉重的支出壓力。

“營(yíng)改增”的實(shí)施進(jìn)一步加劇了地方財(cái)政赤字，地方政府理論上可從“開源”和“節(jié)流”兩個(gè)方面應(yīng)對(duì)地方財(cái)政赤字?jǐn)U張，但“節(jié)流”行為因直接觸及地方政府財(cái)政收入增長(zhǎng)的目標(biāo)而無法實(shí)施，故地方政府通過發(fā)行城投債彌補(bǔ)地方財(cái)政赤字的依賴性進(jìn)一步加強(qiáng)?！盃I(yíng)改增”設(shè)計(jì)的初衷是解決第三產(chǎn)業(yè)重復(fù)征稅的問題，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工與產(chǎn)業(yè)鏈整合[17][18]，根據(jù)產(chǎn)業(yè)更替理論，在工業(yè)化發(fā)展程度較高的階段，服務(wù)業(yè)的發(fā)展能夠快速推動(dòng)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鎮(zhèn)化。新一輪的城鎮(zhèn)化在城市規(guī)模擴(kuò)張、進(jìn)一步吸收農(nóng)村剩余勞動(dòng)力[19]、資本要素和勞動(dòng)要素需求增加的同時(shí)，城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的需求也隨之增長(zhǎng)，城投債為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)融資的功能使其規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大[20]。

綜上所述，“營(yíng)改增”政策與城投債發(fā)行規(guī)模之間存在以下關(guān)系：“營(yíng)改增”短期內(nèi)減少地方財(cái)政收入并增加地方財(cái)政支出，進(jìn)一步擴(kuò)大地方政府財(cái)政赤字，在地方政府缺乏獨(dú)立征稅權(quán)的前提下，激勵(lì)地方政府通過擴(kuò)大城投債發(fā)行規(guī)模彌補(bǔ)地方財(cái)政赤字；同時(shí)，實(shí)施“營(yíng)改增”對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生積極影響，城市是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要聚集地，進(jìn)而引發(fā)新一輪城鎮(zhèn)化效應(yīng)的同時(shí)刺激了城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，進(jìn)而增加城投債發(fā)行規(guī)模。因此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：“營(yíng)改增”的實(shí)施擴(kuò)大了城投債發(fā)行規(guī)模；

假設(shè)2：“營(yíng)改增”政策通過擴(kuò)大地方政府財(cái)政赤字增加城投債發(fā)行規(guī)模。

三、 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

(一)模型構(gòu)建

本文借鑒范子英、彭飛等人的研究，首先借助雙重差分的方法考察“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響[21]；同時(shí)參照陳釗、王旸等人采用的中介效應(yīng)模型[17]，檢驗(yàn)地方財(cái)政赤字在以上過程中的中介傳導(dǎo)作用。

1.雙重差分估計(jì)方法。雙重差分法在政策效果評(píng)估方面具有明顯的優(yōu)勢(shì)。本文研究思路為依據(jù)試驗(yàn)期間是否受“營(yíng)改增”政策影響將全體樣本分為實(shí)驗(yàn)組與控制組，實(shí)施“營(yíng)改增”的城市為實(shí)驗(yàn)組，反之則為控制組。以雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)最大程度上克服內(nèi)生性問題，即可得到“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模帶來的凈影響。基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

(1)

式(1)中，Citybondit表示城投債發(fā)行規(guī)模，β即為核心的差分估計(jì)量，刻畫了“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模變動(dòng)的影響程度，若系數(shù)β為負(fù)，則表明“營(yíng)改增”政策使城投債發(fā)行規(guī)模減少，反之則表明“營(yíng)改增”政策使城投債規(guī)模增加。TreateditT為處理變量，“營(yíng)改增”政策實(shí)施的起始年份通過上標(biāo)T表示，TreateditT=1表示城市i在T年實(shí)施“營(yíng)改增”政策，反之則為0。PerioditT為試驗(yàn)期虛擬變量，若“營(yíng)改增”政策已在當(dāng)?shù)匕l(fā)生，則PerioditT=1，反之PerioditT=0。由于我國(guó)“營(yíng)改增”政策在不同地區(qū)、不同行業(yè)試點(diǎn)實(shí)施，故本文選用連續(xù)時(shí)間雙重差分估計(jì)法，設(shè)置試驗(yàn)組虛擬變量與試驗(yàn)試點(diǎn)虛擬變量相乘的交互項(xiàng)納并納入回歸模型，通過該系數(shù)正負(fù)和顯著性判斷“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模方向和程度的影響。

該模型結(jié)論的穩(wěn)健性依賴于以下3個(gè)條件：(1)實(shí)驗(yàn)組樣本選擇的外生性。若實(shí)施“營(yíng)改增”的地區(qū)并非隨機(jī)產(chǎn)生而是由多種因素決定，則不能做出城投債發(fā)行規(guī)模的變化完全由“營(yíng)改增”引起的結(jié)論。(2)政策本身引起實(shí)驗(yàn)組的內(nèi)生性反應(yīng)。若某些實(shí)驗(yàn)組地方政府提前做出“營(yíng)改增”政策會(huì)在當(dāng)?shù)貙?shí)施的預(yù)期，并針對(duì)此預(yù)期做出增加城投債發(fā)行規(guī)模的行為，則“營(yíng)改增”政策影響城投債發(fā)行規(guī)模的識(shí)別結(jié)果中包含了預(yù)期效應(yīng)的內(nèi)生性問題。(3)共同趨勢(shì)前提條件。雙重差分法估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性的核心因素為：只有實(shí)驗(yàn)組樣本與控制組樣本的城投債發(fā)行規(guī)模在“營(yíng)改增”政策前后具有相同的趨勢(shì)，才能夠剔除識(shí)別結(jié)果中其他因素的影響。依據(jù)以上3個(gè)條件對(duì)模型進(jìn)行處理并說明：

作為“營(yíng)改增”政策試點(diǎn)的省或直轄市一定程度上不能滿足隨機(jī)性的假定，可通過以下3點(diǎn)使實(shí)驗(yàn)組樣本更加符合隨機(jī)性的要求：(1)在模型中加入符合經(jīng)濟(jì)常識(shí)且與本文分析主題相關(guān)的變量作為控制變量；(2)使用面板數(shù)據(jù)克服因遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題；(3)通過納入時(shí)間和地區(qū)虛擬變量的方式控制研究樣本存在的地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，剔除面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)下可能存在的地區(qū)異質(zhì)性和時(shí)間變動(dòng)的影響，保證該模型符合自然實(shí)驗(yàn)條件，從而滿足使用雙重差分法進(jìn)行估計(jì)的前提條件。因此，在式(1)基礎(chǔ)上建立如下模型：

(2)

為避免變量過多產(chǎn)生多重共線性，本文選擇與本文研究主題相關(guān)的關(guān)鍵變量作為控制變量。本文借鑒相關(guān)研究選取的控制變量為：土地財(cái)政收入(LP)、外商直接投資(FDI)、經(jīng)濟(jì)增速(RGDP)與道路面積(Road)[13][22][23]；為最大程度消除異方差影響，所有變量除經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度(RGDP)之外全部取其自然對(duì)數(shù)，控制變量系數(shù)為γ，時(shí)間和地區(qū)固定效應(yīng)分別為λ和δ。

(1)判定實(shí)驗(yàn)組個(gè)體產(chǎn)生預(yù)期的內(nèi)生性。某些地方政府可能產(chǎn)生本轄區(qū)將實(shí)施“營(yíng)改增”的預(yù)期，并通過增加城投債發(fā)行規(guī)模的方式應(yīng)對(duì)“營(yíng)改增”實(shí)施所帶來的財(cái)政收入減少的情況，進(jìn)而影響雙重差分模型政策識(shí)別的準(zhǔn)確性。通過考察該轄區(qū)在“營(yíng)改增”前1年(T-1)前后城投債發(fā)行規(guī)模是否發(fā)生顯著變化可檢驗(yàn)地方政府是否對(duì)“營(yíng)改增”形成了明確的預(yù)期，即在式(2)的基礎(chǔ)上，設(shè)定：

(3)

若式(3)中系數(shù)β2不顯著且(2)式中系數(shù)β1顯著，說明地方政府未形成本轄區(qū)實(shí)施“營(yíng)改增”政策的預(yù)期；若系數(shù)β2顯著，則說明地方政府形成本轄區(qū)將會(huì)實(shí)施“營(yíng)改增”政策的預(yù)期并增加城投債規(guī)模。此類情況則需通過(4)式檢驗(yàn)城投債發(fā)行規(guī)模在“營(yíng)改增”前2年(T-2)前后是否發(fā)生顯著變化：

(4)

式(3)和(4)中，虛擬變量TreateditT-1、PerioditT-1、TreateditT-2、TreateditT-2分別表示重新定義T-1或T-2年為實(shí)施“營(yíng)改增”的年份。

(2)平行趨勢(shì)假定驗(yàn)證。借鑒Hilary等人的做法，通過反事實(shí)法驗(yàn)證控制組與實(shí)驗(yàn)組樣本是否符合共同趨勢(shì)假定，即假設(shè)在未實(shí)施“營(yíng)改增”年份實(shí)施改革，并對(duì)其進(jìn)行回歸分析[24]。

2.中介效應(yīng)模型分析。若自變量通過另一變量對(duì)因變量產(chǎn)生影響，則稱這一變量為中介變量。為驗(yàn)證地方財(cái)政赤字是否在“營(yíng)改增”政策影響城投債發(fā)行規(guī)模的機(jī)制中存在中介傳導(dǎo)作用，本文借鑒Baron的中介效應(yīng)分析方法[25]，設(shè)定如下模型：

lnCitybondit=α+φ1BTVit+γXit+λt+δi+εit

(5)

lnDFit=α+φ2BTVit+γXit+λt+δi+εit

(6)

lnCitybondit=α+φ3BTVit+φ4lnDFit+γXit+λt+δi+εit

(7)

式(5)～(7)中：BTVit表示實(shí)施“營(yíng)改增”的虛擬變量，其余變量與系數(shù)所代表的含義與前文相同。中介效應(yīng)檢驗(yàn)順序如下：第一步，檢驗(yàn)式(5)系數(shù)φ1是否顯著，若顯著則認(rèn)為存在中介效應(yīng)。第二步，檢驗(yàn)式(6)中系數(shù)φ2與式(7)中回歸系數(shù)φ4是否顯著；若均顯著，則說明地方政府赤字在“營(yíng)改增”政策造成城投債規(guī)模擴(kuò)大的機(jī)制中產(chǎn)生部分影響。第三步檢驗(yàn)式(7)中系數(shù)φ3是否顯著，若不顯著，則為完全中介效應(yīng)，即“營(yíng)改增”政策影響城投債發(fā)行規(guī)模的機(jī)制中全部通過地方財(cái)政赤字實(shí)現(xiàn)，反之則說明直接效應(yīng)顯著。第四步，若φ1φ2和φ3的符號(hào)相同則為部分中介效應(yīng)，φ1φ2/(φ1φ2+φ3)為中介效應(yīng)在總效應(yīng)的比例。

(二)數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

1.樣本選擇。由于雙重差分模型需要區(qū)分試驗(yàn)期和非試驗(yàn)期，本文選取2009～2016年作為研究時(shí)間區(qū)間，包括試驗(yàn)期與非實(shí)驗(yàn)對(duì)比期，為降低樣本差異過大以及保證數(shù)據(jù)的完整性，選取東部及中部所有城市，僅將西部地區(qū)省會(huì)城市(除拉薩市)納入分析；由于“營(yíng)改增”在2012年下半年進(jìn)行大規(guī)模試點(diǎn)，考慮從“營(yíng)改增”從實(shí)施到實(shí)現(xiàn)其預(yù)期效果存在時(shí)滯，故將改革年份設(shè)定為2013年。

2.變量設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)?！盃I(yíng)改增”(BTV)：若該變量賦值為1則表示當(dāng)年該城市實(shí)施“營(yíng)改增”，反之設(shè)置為0；土地出讓收入(LP，單位：億元)，為排除土地出讓收入對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響，故將該變量納入模型能夠進(jìn)一步準(zhǔn)確識(shí)別“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響；財(cái)政赤字(DF,單位：億元)：即當(dāng)?shù)刎?cái)政收入與財(cái)政支出的差額；外商直接投資(FDI，單位：百萬美元)：以外商直接投資金額表示；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)(RGDP,單位：%)該指標(biāo)能夠反映本轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)壓力，因?yàn)樵摮鞘猩a(chǎn)總值相較于去年增加的相對(duì)值是評(píng)判該市當(dāng)年經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的標(biāo)準(zhǔn)；道路面積(Road，單位：平方公里)用公路面積來表示城市基礎(chǔ)設(shè)施的規(guī)模?！盃I(yíng)改增”政策的設(shè)計(jì)初衷就是通過廢除營(yíng)業(yè)稅減輕第三產(chǎn)業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)并加快第三產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，然而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要完善的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，當(dāng)城市基礎(chǔ)設(shè)施需求增加時(shí)會(huì)進(jìn)一步增加城投債發(fā)行規(guī)模。變量的描述統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量統(tǒng)計(jì)描述

注：(1)數(shù)據(jù)來源：《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。(2)除“營(yíng)改增”變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之外，其余變量在所有分析過程中均取自然對(duì)數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)“營(yíng)改增”對(duì)城投債規(guī)模影響

首先根據(jù)式(2)分析“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響，估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 雙重差分模型估計(jì)結(jié)果

注：(1)括號(hào)內(nèi)數(shù)字為T統(tǒng)計(jì)量;(2)***、**、和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，下表同。

表2中第(1)、(3)、(5)列的雙重差分估計(jì)量TreateditT·PerioditT分別在1%、1%和5%水平上顯著，回歸系數(shù)均為正且從第(2)、(4)、(6)列的回歸結(jié)果表明，加入控制變量后雙重差分估計(jì)量系數(shù)的符號(hào)與顯著性均未發(fā)生改變，說明“營(yíng)改增”政策顯著增加了城投債發(fā)行規(guī)模。對(duì)不同區(qū)域的回歸結(jié)果進(jìn)行分析：東部地區(qū)雙重差分估計(jì)量回歸系數(shù)顯著大于中西部地區(qū)，加入一系列控制變量后，第(4)和(6)列的回歸結(jié)果也進(jìn)一步增強(qiáng)上述結(jié)論的穩(wěn)健性?？赡艽嬖谝韵聝煞矫嬖颍阂环矫?，東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達(dá)，營(yíng)業(yè)稅主要的征稅對(duì)象為第三產(chǎn)業(yè)，“營(yíng)改增”政策實(shí)施后地方政府失去大量稅收收入，激勵(lì)地方政府通過發(fā)行城投債進(jìn)行融資；另一方面，在“營(yíng)改增”政策之前兩稅并行造成服務(wù)業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)大于制造業(yè)，一定程度上抑制了當(dāng)?shù)胤?wù)業(yè)發(fā)展，特別是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)[26]，“營(yíng)改增”政策實(shí)施之后，服務(wù)業(yè)稅收負(fù)擔(dān)大幅下降，服務(wù)業(yè)與制造業(yè)同時(shí)獲得快速發(fā)展的政策利好，生產(chǎn)率不斷提高，資本流向生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)，勞動(dòng)要素進(jìn)一步向城市流動(dòng)，產(chǎn)生城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)新需求，地方融資平臺(tái)為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)融資的職能得到充分發(fā)揮，使城投債規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大，第(4)列的控制變量城市道路面積(Road)回歸系數(shù)支持了這一解釋。

其次，通過雙重差分法對(duì)(3)式進(jìn)行回歸以檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組個(gè)體是否對(duì)該轄區(qū)實(shí)施“營(yíng)改增”政策形成明確預(yù)期。如表3檢驗(yàn)結(jié)果表明，平行趨勢(shì)假定核心估計(jì)量TreateditT-1·PerioditT-1的回歸系數(shù)在第(1)、(2)、(5)、(6)列中為負(fù)，在第(3)、(4)列中為正，且均不顯著；在加入控制變量下顯著性與符號(hào)未發(fā)生明顯改變，說明處于實(shí)驗(yàn)組的地方政府沒有形成該轄區(qū)將要實(shí)施“營(yíng)改增”政策的預(yù)期，地方政府因?qū)Α盃I(yíng)改增”政策產(chǎn)生預(yù)期增加城投債發(fā)行規(guī)模引發(fā)內(nèi)生性問題得以排除。兩組城投債年平均發(fā)行額度數(shù)據(jù)說明，實(shí)驗(yàn)組與非實(shí)驗(yàn)組的城投債年平均發(fā)行規(guī)模大致保持相同的變化趨勢(shì)；實(shí)施“營(yíng)改增”政策后試點(diǎn)地區(qū)城投債發(fā)行量相較于非試點(diǎn)城市存在增長(zhǎng)的趨勢(shì)。根據(jù)上文模型設(shè)定，分別假設(shè)“營(yíng)改增”改革發(fā)生在2011年和2012年進(jìn)行雙重差分估計(jì)，表4為平行趨勢(shì)假定驗(yàn)證的估計(jì)結(jié)果。

表3 政策預(yù)期效用檢驗(yàn)結(jié)果

由表4中兩個(gè)核心雙重差分估計(jì)量Treatedit2012·Periodit2012與Treatedit2011·Periodit2011的系數(shù)均不顯著可得：無論是以2011年還是2012年作為模型的“營(yíng)改增”起始時(shí)間，試點(diǎn)城市與非試點(diǎn)城市的城投債年平均發(fā)行規(guī)模的差異均沒有發(fā)生顯著變化，排除其他政策因素或隨機(jī)性因素導(dǎo)致城投債年平均發(fā)行規(guī)模的變化，本文雙重差分模型符合共同趨勢(shì)假設(shè)的前提條件。

表4 共同趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

(二)地方財(cái)政赤字的中介機(jī)制

由于中介效應(yīng)模型全部采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，為有效剔除面板數(shù)據(jù)可能存在的地區(qū)異質(zhì)性以及經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響，需要控制地區(qū)固定效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)。首先，檢驗(yàn)式(5) “營(yíng)改增”(BVTit)對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模(Citybondit)影響的總效應(yīng)φ1是否顯著，回歸結(jié)果如表5所示。全部樣本與分樣本回歸結(jié)果表明，φ1均在5%水平上顯著，表明“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模影響的結(jié)果是穩(wěn)健的，即實(shí)施“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模具有正向影響，且存在區(qū)域差異。城市道路面積與土地財(cái)政的估計(jì)系數(shù)基本符合研究假設(shè)，只有土地出讓收入得到保障，地方融資平臺(tái)才能夠以土地作為抵押資產(chǎn)發(fā)行城投債，為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)融資。

其次，檢驗(yàn)式(6)中“營(yíng)改增”政策(BVTit)對(duì)地方政府財(cái)政赤字影響的系數(shù)φ2是否顯著，回歸結(jié)果如表6所示，“營(yíng)改增”政策對(duì)地方政府財(cái)政赤字具有顯著正向促進(jìn)作用，均在5%水平上保持顯著，從地區(qū)差異來看，東部地區(qū)回歸系數(shù)0.11顯著大于0.0654，表明東部地區(qū)地方政府財(cái)政赤字受到“營(yíng)改增”的影響顯著大于其他地區(qū)。此回歸結(jié)果與現(xiàn)實(shí)相符，東部地區(qū)稅基顯著大于中西部地區(qū)，“營(yíng)改增”政策對(duì)東部地區(qū)地方政府財(cái)政收入沖擊最大，“營(yíng)改增”政策進(jìn)一步擴(kuò)大地方政府財(cái)政赤字。

表5 “營(yíng)改增”對(duì)城投債影響估計(jì)結(jié)果

表6 “營(yíng)改增”對(duì)財(cái)政赤字影響估計(jì)結(jié)果

同時(shí)檢驗(yàn)式(7)財(cái)政赤字(DFit)對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模(Citybondit)回歸系數(shù)φ4是否顯著，回歸結(jié)果如表7所示。第(1)、(3)、(5)列的回歸系數(shù)φ4均在1%的水平上顯著，表明財(cái)政赤字引發(fā)城投債發(fā)行規(guī)模擴(kuò)大，且東部地區(qū)的地方政府財(cái)政赤字系數(shù)0.17顯著小于中西部0.2336，說明中西部地區(qū)緩解地方財(cái)政赤字更依賴發(fā)行城投債。其原因在于，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高的東部地區(qū)，實(shí)施“營(yíng)改增”之前存在的集聚效應(yīng)使得東部地區(qū)的人才、資本等生產(chǎn)要素稟賦優(yōu)于中西部地區(qū)，“營(yíng)改增”實(shí)施之后，憑借良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)快速實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，地方政府可以利用生產(chǎn)要素的溢出效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)等高質(zhì)量的生產(chǎn)方式緩解地方財(cái)政赤字，而中西部地區(qū)傾向于增加城投債規(guī)模解決地方政府財(cái)政赤字問題。綜合表7結(jié)果可知，回歸系數(shù)φ1和φ2均顯著，因此中介效應(yīng)顯著，假設(shè)2能夠被證實(shí)，即地方財(cái)政赤字在“營(yíng)改增”對(duì)影響城投債發(fā)行規(guī)模的機(jī)制中存在顯著中介效應(yīng)。

最后檢驗(yàn)該中介效應(yīng)為完全中介效或部分中介效應(yīng)。從表7回歸結(jié)果看，各列反映“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模影響的直接效應(yīng)系數(shù)φ3均顯著，因此要判斷比較φ1φ2和φ3的符號(hào)，從表6和表7的結(jié)果可知φ1φ2和φ3的回歸系數(shù)符號(hào)均為正，所以地方財(cái)政赤字具有中介效應(yīng)，分樣本的估計(jì)結(jié)果同樣支持該結(jié)論。由中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例φ1φ2/(φ1φ2+ φ3)可知，全部樣本區(qū)域?yàn)?.1%，東部地區(qū)為5.8%，中西部地區(qū)為9.3%。

從區(qū)域差異的視角進(jìn)行分析，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為6.1%，顯著大于東部地區(qū)的5.8%，將以上結(jié)果與表6與表7的綜合結(jié)果進(jìn)行分析。表6結(jié)果顯示，“營(yíng)改增”對(duì)東部地區(qū)地方財(cái)政赤字規(guī)模擴(kuò)張的效果大于中部地區(qū)；表7結(jié)果顯示，中西部地區(qū)緩解財(cái)政壓力更依賴擴(kuò)大城投債發(fā)行規(guī)模；進(jìn)一步分析可知：“營(yíng)改增”對(duì)地方財(cái)政赤字的影響存在區(qū)域差異主要源于實(shí)施“營(yíng)改增”之前的各地經(jīng)濟(jì)水平差異，而地方財(cái)政赤字對(duì)城投債規(guī)模的影響存在區(qū)域差異，則主要是源于地方財(cái)政赤字?jǐn)U張后地方政府尋求擴(kuò)大城投債發(fā)行規(guī)模的主觀努力水平和客觀現(xiàn)實(shí)條件，后者更能體現(xiàn)出“營(yíng)改增”通過影響財(cái)政赤字影響城投債發(fā)行規(guī)模的程度，因此，中西部地區(qū)中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例大于東部地區(qū)。

表7 “營(yíng)改增”、地方財(cái)政赤字對(duì)城投債規(guī)模影響估計(jì)結(jié)果

五、 結(jié)論與政策建議

本文基于雙重差分模型考察“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響，并采用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)財(cái)政赤字是否在上述傳導(dǎo)機(jī)制中存在中介效應(yīng)。本文研究結(jié)果顯示：(1)實(shí)施“營(yíng)改增”政策之前，地方政府未能形成提前通過地方融資平臺(tái)增發(fā)城投債的明確預(yù)期；“營(yíng)改增”政策實(shí)施之后，城投債發(fā)行規(guī)模顯著增加，且東部地區(qū)大于中西部地區(qū)；與已有研究土地出讓收入與城投債發(fā)行規(guī)模的結(jié)論相比，“營(yíng)改增”政策大于土地出讓總收入對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模的影響；(2)“營(yíng)改增”政策顯著促進(jìn)了地方政府財(cái)政赤字增加，且中西部地區(qū)在地方財(cái)政支出壓力擴(kuò)大后，更加依賴增加城投債規(guī)模對(duì)地方政府基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進(jìn)行融資；(3)地方財(cái)政赤字作為“營(yíng)改增”對(duì)城投債規(guī)模增加傳導(dǎo)機(jī)制中的重要中介效應(yīng)，此中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值在全部樣本、東部地區(qū)、中西部地區(qū)分別為6.1%、5.8%和9.3%。

當(dāng)前，以“營(yíng)改增”政策為代表的新一輪財(cái)稅體制改革尚處于完善階段，在后續(xù)財(cái)稅體制改革中，應(yīng)該及時(shí)出臺(tái)配套政策，防止城投債規(guī)模盲目擴(kuò)張，并繼續(xù)深入探索“營(yíng)改增”政策對(duì)城投債發(fā)行規(guī)模影響的機(jī)制和傳導(dǎo)路徑，穩(wěn)步推進(jìn)財(cái)政體制改革與規(guī)范城投債發(fā)行。針對(duì)地方財(cái)政赤字的部分中介效應(yīng)，應(yīng)該以“營(yíng)改增”政策為契機(jī)，在規(guī)范城投債發(fā)行的前提下，發(fā)揮其為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)融資的主要功能，通過積極參與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動(dòng)自身轉(zhuǎn)型升級(jí)；發(fā)揮其對(duì)城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的帶動(dòng)作用，最大程度杜絕城投債“借新還舊”現(xiàn)象；發(fā)揮城投債在“營(yíng)改增”改革陣痛期的重要調(diào)節(jié)與過渡作用，保障地方政府財(cái)政收入，發(fā)揮地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財(cái)稅體制改革中的積極作用，以保障財(cái)稅體制改革順利進(jìn)行。