S11459-圖京10.1007/010-0107-Z
研究文章
聶海勝，舒明月，道裏。
中國增值稅改革、企業行為與績效
(c)高等教育出版社和出版社2010
中國改革後的增值稅不包括投資。
稅基的東北部是2004年的壹個“自然”實驗。
它的稅收制度。采用“求異於異”的方法，本文是第壹次見面。
本文論述了增值稅轉型改革對我國企業固定資產投資的影響，
就業行為、創新活動和生產率，兩者都有
論述了對企業行為和產業結構升級的影響。
大中型制造業就業和公司層面的面板數據
中國的企業。我們發現，該公司的修正案明顯促進了增值稅轉型。
資產投資提高了企業的比重和生產率，而近年來，
提高企業生產率是保證流通系統更新換代的主要手段。
資本和勞動力，而不是自主技術創新；同時，增值稅
大幅減少就業機會。有必要改進我們的發現。
影響增值稅轉型改革的擴圍遍及全國。
增值稅，韌性，固定資產，勞動就業
JEL分類，L210 H250，L250，J230
1簡介
財政政策和減稅作為重要工具，永遠是最好的。
摘自《管理世界》(世界管理世界，2009，(5):林家宏譯
惠華妮()，明月坊
中國人民大學經濟學院，北京100872。
Niehuihua@263.net,nie@fas.harvard.edu電子郵件:
中央財經大學經濟學院，北京100081年，中國經濟。
聶海勝，446舒明月坊，道裏。
毒品為政府刺激經濟。鏈接增值稅)
在政府收入的主要來源中，它約占總量的35% ~ -45%。
自從分稅制以來，中國政府通過了。
1994(國家統計局，2007年)。與此同時，增值稅轉型改革壹直是
促進經濟增長和產業結構升級的重要政策。
近年來區域發展均衡。2004年，中國外交部
中華人民共和國財政部和國家稅務總局聯合發文。"
在東北“擴大減征基數”中提供增值稅。
允許部分普通納稅人從固定資產中扣除費用。
如果這些公司的增值稅基數，主要從事設備制造、
石化、冶金、造船、農副產品
東北三省黑龍江、吉林、
遼寧(含大連)。這是壹項已啟動的增值稅轉型改革。
所謂“實施增值稅轉型改革”，就是從增值稅轉變。
生產性消費的類型。增值稅是增值稅-壹個百分比。
每個階段的生產和銷售。在生產型增值稅系統中
固定資產的成本不從增值中扣除。所以，事實上，
固定資產和相關費用被重復征稅。存在
消費型增值稅制度，允許扣除費用購買。
固定資產應作為計稅基礎，以減輕企業的稅收負擔。
現在世界上大多數國家都采用生產型增值稅。只有幾個
國家采用消費型增值稅，中國是其中之壹。從今年7月1起，
2004年，增值稅改革政策在東北地區實施。
此外，扣稅的範圍是全面的。從漸進
今年固定資產的金額，然後包括軍品。
高科技產品。2006年，根據中國衛生部的文件。
中華人民共和國財政部、國家稅務總局第二批納稅人
軍品和高科技產品開始受益於優惠政策。
從增值稅改革。2007年，隨後的增值稅改革政策是擴大到26歲。
這座城市位於中國中部的六個省份，包括山西、安徽、江西和河南。
湖北和湖南。2008年，改革開放政策在中國東部實施。
內蒙古。2009年6月5438+10月，消費型增值稅系統關閉。
影響全國。
現有文獻表明，稅收政策可以顯著影響公司的
投資、資本積累和折舊(如遊說)
約根森，1967；科恩，1969)，哈塞特哈伯德(2002)，總之。
調查。Shoup(1988)討論了增值稅的適用性。在發展中國家，
但是我沒有得到明確的結論。最近，林(2008)分析了
中國增值稅轉型改革對窮人和富人的福利效應。
平衡模型。從經驗上看，中國存在壹些沖突。
增值稅轉型改革。有人說應該擴大消費型增值稅。
中國增值稅改革、企業行為與績效447頁
整個國家，因為可以避免重復征稅，減少扭曲。
對市場機制的雙重征稅(例如，one，2007)。存在
相反，有人認為增值稅會增加消費型勞動力成本。
此外，資本成本將使就業形勢惡化。
中國(如張，2008)。可惜沒有經濟學文獻。
本文就增值稅改革對中國宏觀經濟的影響進行了實證研究。
與公司的行為，雖然壹些經濟學家討論結果的標準。
增值稅轉型改革。本文首先論述了增值稅轉型改革的影響。
東北地區和公司層面的企業行為與績效專題討論。
1999-2005年數據。
2004年，我國中央政府決定進行增值稅轉型改革。
東北的黑龍江、吉林、遼寧。這種改革是
相當於壹個來自計量經濟學的“自然實驗”。因為我們可以
以增值稅轉型改革為外生事件，註冊這些公司。
中國東北。所以當我們比較行為和表現時，
我們可以從東北其他地區的同行那裏得到更多。
增值稅轉型改革的處理效果。同時，因為所有的企業都會發生變化。
2004年前後的其他原因，當然這些變化肯定是外行。
除了我們的比較。出於這個原因，我們不僅比較公司
東北其他地區的公司也在比較所有企業。
2004年，2004年後的公司。這種方法結合了兩個不同點。
所謂“從差異中求異”的方法，在計量經濟學中。比較
普通最小二乘法(OLS)，並能避免明顯的外生問題。
當政策是獨立變量時。換句話說，是可以消除的。
自變量和因變量之間的關系。如果
數據是壹個面板，除了政策和使用的外生性自變量。
作為個體也可以控制面板數據的多樣性。因此，我做了。
經濟學家認為模型是壹種非常流行的方法。
回顧近年來的公共政策，尤其是稅收政策。例如:
埃薩(1995)和(1995)分析了費爾德斯坦個人所得稅的影響。
美國6月30日勞動力供給改革1986。這篇文章是第壹種可能。
本文分析了我國增值稅轉型改革的估計，並在公司層面采用面板數據方法進行估計。
使用大中型制造企業的數據集
從中國國家統計局的數據集中，進行了幾組。
從1999到2005年，通過實證增值稅改革政策進行了影響估計。
企業的固定資產投資、就業行為和創新活動，
生產率的影響，並進壹步討論行業中企業的行為。
結構升級和就業在東北。我們的主要結果表明
增值稅的顯著轉型和改革刺激了企業的固定資產投資。因為
增值稅轉型改革後，各公司平均固定資產投資增加9.71。
元，企業的資產增加了654.38+每名職工50萬元或
聶海勝，448舒明月坊，道裏。
因此，公司的銷售額增加了約2.7萬元。顯然，增值稅
企業資本勞動比上升，在改革中發揮了重要作用。盡管
公司生產效率提高，這種方式主要是代替人工。
資本，而不是自主技術創新。我們發現公司的研發
總體上減少支出，而企業的R&D強度不會增加。這是
需要註意的是，增值稅轉型改革後，平均就業率為10%。
關於公司。在魯棒性實驗中，我們從不同的樣本中得到了相似的結果。
方法。我們的結論表明，中國政府已經擴大了增值稅。
改革已經成為更多地區應該擔心的戰略行為。
公司在置換資本時也可以用勞動力減少雇傭。
此外，如何刺激企業合並的更新仍然是壹個嚴重的問題。
自主技術創新與固定資產升級
產業結構。
文章其余部分如下。第二節創造簡單
模型；第三節介紹了估計方法和經驗方程；
第四章總結了定義變量的描述性統計；第五節
主要測量結果和穩健性試驗，繪制6
結論。
這個模型
增值稅轉型改革的關鍵特征是從生產消費型
公司的支出是固定資產增值稅，基數可以去掉。
我們關註增值稅轉型改革對企業投資、研發的影響，
就業和績效。但是，它影響了對企業征稅的行為。
而且表現很復雜，因為真實的稅負取決於價格。
需求供給彈性和價格彈性，以及兩種價格
彈性還取決於幾個因素，如市場結構和
消費者能接受嗎？幸運的是，從市場情況來看，從
產品投入對稅制改革企業行為的影響分析
性能。
在靜態條件下，給定生產過程和典型企業的利潤
功能
π= PqwLrK .(1)
利潤在哪裏，πP是價格，Q的產量，L是勞動力，K是資本，w。
是工資率，R是利率。壹階條件最大化
利潤
問w
l
=(2)
季度
凱西
例如，勞動力資本的比率等於它們的價格。對於企業來說
中國增值稅改革、企業行為與績效449頁
東北增值稅轉型改革相當於降低了機會成本。
w
固定資產和資本的價格，所以我們有r，↑↓給
r
市場結構和需求函數，必須輸入到壹個平衡的公司，加起來。
資本(δ↑K)，或者壹個快得多的資本增長率。
凱西
如果勞動力增加，就會導致直到↑。
凱西
l
邊際條件將再次保持。因此，我們推斷得到兩個。
推論1)其他條件不變，增值稅轉型改革應增加企業的
固定資產投資。
推論2)在其他條件相同的情況下，增值稅轉型改革應增加企業的
資本對勞動力的比率。
然後我們討論勞動投入的變化。利潤最大化
要求無條件的功能等同於有條件的勞動
勞動，如下。
c
(，，)lPrw = l(，，)rwq(3)
識別上面的方程對R，我們得到交叉價格。
影響因素:
復寫的副本
Lprw(，，)lrwq(，)lrwq(，，)q。
= +(4)
Rrqr？
情緒智商。(4)表示勞動投入需求變化引起的變化。
資本的價格。第壹學期的順序是替代效應，第二學期是
輸出效果。因為利潤最高的公司不會面臨預算限制，
輸出效果不為零。為了得到清晰的信號輸出效果，我們
假設市場是完全競爭的，然後我們得到
復寫的副本
lPrw(，，)lrwq(，，)=(，，)？由lrwq qP(MC)主辦
= +(5)
RrqMCr？
c
Lrwq(，，)？
根據擬凹性的收益函數，我們知道>:0，
r？
c
(,,)?Lrwq？= qP()兆周。主持人？
& gt& gt0，& lt0,0。因此，整個標誌
MC？r？問？
LPrw(，，)？
是無限的。如果替代效應在勞動力投入中占主導地位
r？
產出效應，更多的資金會減少對勞動力的需求；否則，兩者都做。
對資本和勞動力的需求將會增加。結果取決於具體的
市場結構和需求情況需要通過實證檢驗。
證據。
聶海勝，明月坊道裏四百五十梁。
增值稅轉型改革可能會減少推斷三家公司需求的勞動。
在動態條件下，由於這些資本密集型制造公司，
當他們近年來有所改善時，他們可以以更高的速度改變產量。
可能性邊界。我們可以說技術進步可能會導致
生產率的提高(推論4)。包括促進生產力的提高。
勞動和資本的邊際生產率。因為我們忽略了
市場結構和需求情況，公司銷售的酚醛不征收增值稅。
改革。在其他條件相同的情況下，如果公司在固定資產或基金和銷售方面投入更多，
也許它會退化，因為在短期內，生產周期。當然，如果公司
沒有新增固定資產的投入，銷售額應該不太可能下降。
討論企業的技術創新和建模(誰)
楊建軍。(2005)，我們指定生產函數如下:
βγδαβgKα(W)++me
f(路)= = ALK e路(6)
代表技術進步，g(K)代表資本。
自主技術創新，我代表產業特色，w。
代表所有權，α，β和γ δ，所有參數。所以資本的邊際
g()KIWγδαβ-1 gKIW ++γδα(β)
生產函數是鐵= +βLKgKe '()路徑。
凱西
由於產業特征、所有制和創新的影響
作為回報，資金投入到自主技術創新中。
不確定性(推論5)。在下面的段落中，我們將測試這五個。
假設公司級數據。
3估算方法
2004年9月增值稅改革啟動時，實際上是壹種追溯。
7月份1st生產企業在部分行業東北。
作為中國的西部地區。這個活動是為了這些公司獲得外生增值稅轉型改革的資格。
政策。因為不可能，因為這些公司提前知道這個政策。
然後轉移到東北。即便如此，我們發現這些遷徙
公司面板數據在2004年前後是平衡的。總之，我們可以使用
增值稅改革的天然實驗。“我們考慮樣本公司的
東北作為待遇組也是增值稅改革的對象，而且
考慮到樣本公司是作為中國其他地區的對照組，情況並非如此。
增值稅轉型改革的影響。為了控制系統差異，我們接受
2004年是活動年。如果樣本公司屬於治療組，我們分配
諺語= 1，否則諺語= 0。同樣，如果樣本公司在事件年前屬於壹個女朋友。
我們把位置，年年= 1，否則= 0。這樣，所有樣本公司
分成四組。除了壹些通常的控制變量，我們必須控制
不可觀察的效果。因此，我們建立了壹個面板數據估計方程:
中國增值稅改革、企業行為與績效
Iβγyproviyear =++χδαα′u(7)
它，0，我不是，
當y為因變量時，χ為控制變量，即不可觀測的α。
它，我
不會影響到隨著時間的推移，每年的α是固定效應，妳是時變的。
不知道，
錯誤。療效與治療組γ系數的關系。
今年活動和數學差的是治療組。
對照組的差異和當年事件前後的差異。精確地
原因是《求異》得名。”指出評價
結果有偏差且不壹致。OLSα既相關又獨立。
我
可變。方法使用固定效應面板數據可以消除不可察覺的。
效果，所以本文在混合交叉中使用面板數據方法而不是壹個。
部分。此外，我們分離出二元變量，治療組和當年的事件，
在多元啞變量中，將它們分別納入χ和α。
t
4數據
4.1數據源
根據我們的數據進行的壹項調查顯示，超過300個中國是巨大的。
中型制造企業包括國有企業
生產企業和非國有生產企業
年產品銷售收入500萬元以上為1999-2005。這項調查
執行中國國家統計局每年公布的數據。已經
包含所有主要財務指標，如資產、銷售、利潤和數量。
1999-2005年人員及工資，2006年研發費用5438+0-2003年。
僅考慮壹般納稅人，年銷售額達100多萬元。
生產企業申請增值稅改革政策，我們壹直在跌。
樣本公司年銷售額在654.38+0萬元以下。考慮壹下
合格的公司必須主要經營裝備制造、石油化工、
冶金、造船、農產品加工
1
在這些行業，我們選擇有資質的公司還是按照兩位數。
三位數代碼由中國財政部提供。
《中國國民經濟活動中的行業分類與編碼》。
雖然增值稅改革政策已經擴展到數百家公司的軍政。
高科技產品，這些公司有的屬於六個以上的行業。因為
很難確定這些公司和我們壹個接壹個的巨大樣本量，我們
沒有必要包括我們的樣品。淘汰之後，我們需要
樣本包括來自330，000個家庭的大約920，000個企業年的觀察數據。
1
壹些汙染嚴重的行業，如煙草制品、非金屬礦物制品，
與金屬制品業不在合格行業之列，從而證明。
增值稅轉型改革的政策趨向產業結構優化升級。
聶海勝，452梁明月方，道裏。
1999-2005。
4.2可變設計
我們說過，我們關註企業的戰略反應投資。
轉型改革後的固定資產、就業、技術進步和研發增值稅等政策
在中國的東北。我們的目的是檢驗設計變量的推斷。
方法通過1-5面板數據。
對於這些企業來說，轉型改革的政策和生產型增值稅的好處
他們可以在增值稅基數的固定資產上省錢。我們
衡量企業購買固定資產和增加固定資產的行為。
等於去年每年的固定資產數減去相應的金額。
我們衡量近幾年的資本比率來代表每個員工的平均水平。
固定資產占用了壹個公司的每壹個員工，這也代表了。
替代資本勞動。通常會介紹工作的數量
這壹年公司普通員工人數是自然格式。
對數以消除和繁榮。像往常壹樣，我們說
每個員工的生產力就是銷售公司。生產企業、銷售
從他們的收入來看，主營業務。按市場提供銷售
每個員工的需求和銷量不壹定說明公司的生產力，所以我們
每個雇員替換健壯性測試中的輸出。至於技術，
創新，我們用R&D強度來衡量，如下。研發比例
銷售費用也是技術創新的壹個通用指標。
萊文等(如王汝成等，1985，聶等，2008)。王汝成等人。
我們是壹個至關重要的自變量，就是增值稅改革政策。相互作用的
治療組和事件年份等式(7)。讓我們也考慮壹下。
自變量。首先，我們控制公司的規模是因為公司大。
規模在生產、銷售、財務、研發方面都有優勢。我們把公司的銷售
對數格式和他們公司的規模(例如。舍雷爾，1965).特別強調
銷售是分子或分母，雙方同時出現。
壹些估計方程。為了避免可能的外部問題
引起自變量和因變量兩部分之間的線性關系。
測量變量，我們公司的規模和總資產在穩健性方面進行測試。因為
利潤可能影響企業的投資或就業，增加利潤，從主
商業或利潤銷售比率的回歸方程。表面所有權
會影響企業的行為和績效，在中國尤其如此。根據
在公司的註冊類型中，當地政府的工商局、
區分所有制所有企業分為六類，包括國家所有制、
集體所有制、私人所有制、港澳臺資本
所有權、外國所有權和其他所有權都有意義。
中國增值稅改革、企業行為與績效453頁
混合所有制，如合資、股份制和* * *同股同權。
股票合夥。另外，為了控制經濟利益。
公司註冊地參照世界銀行的標準，我們
所有31副省級行政區(香港除外)
香港、澳門和臺灣省被分為六個經濟區，包括東北。
區、環渤海地區、中部地區東南部地區、
2
西南和西北地區。除了東北部，
其他區域包括在對照組中。此外，我們控制著六個行業。
虛擬變量包括裝備制造業、石油化學工業、
冶金、造船、農產品加工
業，而且是假七年(固定從1999到2005)
效果)。
4.3描述性統計
為了提供增值稅對公司影響的直觀形象，我們進行了比較。
東北的樣本公司是治療組的樣本公司。
該區域是對照組(表1)。我們還提供每月統計數據。
主要變量和相關矩陣表A1和A2在附錄中。因為
1998沒有增加固定資產的樣本，1999也沒有出現。存在
另外，沒有1999、2000年、2004年的研發支出數據。
數據。在排列中，觀察其他變量的數量
治療組和對照組分別為874394和50614歲。
表1，而在其他地區，樣本公司樣本公司的
東北地區沒有顯著差異，增加了固定資產和銷售額。
隨著每個雇員和R&D強度的增加，他們有了更多的資本，盡管每個雇員，
員工數量，銷售額，低利潤率。這些差異是
壹貫的特點，作為東北老工業基地。
國有企業和支配地位。這些差異可能源於增值稅改革政策，或者
不同樣本公司隨時間或個體特征的系統
樣本公司。尤其是銷售額與利潤的比率，可能是公司的
特征領域策略的作用。所以我們必須同時控制政策。
效果，系統差異，個人特征等變量。
當我們對面板數據進行回歸分析時。
2
具體來說，東北包括黑龍江、吉林、遼寧和環渤海地區-
海域包括北京、天津、河北和山東東南部，包括
上海、江蘇、浙江、福建、廣東、河南和湖北中部，包括
湖南、江西、江蘇、安徽、重慶和西南地區包括四川、雲南、
海南、貴州、廣西、山西和陜西北部，包括甘肅、
寧夏、內蒙古、新疆、青海、西藏。
聶海勝，454舒明月坊，道裏。
表1東北地區與其他地區樣本對比
治療組(A)和對照組(B)的方差(C = B-A)
增加註視2341.642710.497 ~ 368.855。
資產(115.572)(704.330)(521.228)
資本每79.353 105.730-26.377 * * *
員工數(0.381)(1.178)(1.610)
數量281.295-371.468 90.173 * * *
雇員數(1.010)(9.373)(4.764)
銷售額每294.974 293.438+04 ~-1.260
雇員數(1.254)(2.782)(5.256)
0.168 0.183 - 0.015
R&D強度
(0.003)(0.01)(0.01)
18009.02 * 69696.94 - 87705.96
賣
(597.860)(3682.049)(2638.134)
-2.762 * 0.983 - -1.779
利潤銷售比率
(0.028)(0.137)(0.122)
備註:這兩個項目的R&D強度和利潤銷售比率包含在員工比率中。
個人，其他變量以元計算。列和列b是壹種手段。
標準差(括號內)和東北其他地區，分別和c列。
這是壹個完全不同的錯誤和標準處理組和對照組。* * *意味著
統計顯著性為1%。
五個結果
5.1和回歸
增值稅改革政策將在2004年9月，但它實際上是
7月起1，但必須由所有有資質的公司執行。
2004年底。稍晚壹些，有條件的企業調整了計劃。
生產和投資的年份，所以我們把2005年當作壹個事件。
所以這些公司在2005年以後就把東北作為治療組。
當我們以2004年作為事件年檢驗時，主要結果仍然是穩健性。
沒有變化。包含更多的信息，我們認為樣本公司
1999-2003地區為對照組。所以我們從1999統計到
2003年和2005年為不平衡面板數據。方法使用面板。
信息，我們將增加固定資產和資本到每個員工的數量。
員工、銷售額和每個員工的R&D強度作為因變量。
推論1-5，單獨測試。
關鍵是我們重視增值稅轉型改革政策的自變量、
也就是互動中的情緒智商。(7)。因為這個政策的影響
對公司來說，所以本工程地基處理效果是平的。考慮到東北部
地區是老工業基地，我們的控制變量包括公司規模和盈利能力。
銷售利潤率與行業。壹般來說，與非國有企業相比，國有企業
中國增值稅改革、企業行為與績效455頁
集中在資本密集型行業，具有相當規模。
較低的利潤或銷售利潤率。所以我們控制公司的規模，
人們可以獲得利潤，或利潤銷售比。還指出可能存在因果關系。
其他自變量和因變量的關系，以及所有人。
由於外生問題，估計系數可能有偏差。
幸運的是，根據Watley (2000)，增值稅政策是作為壹種
自變量和其他自變量之間沒有顯著關系，
那麽增值稅的系數是平的。我們回到對數銷售或
利潤(或利潤銷售比)在增值稅政策裏(表格在附錄裏)，A3我們不做這個。
找出利潤銷售率和產品銷售或增值稅政策之間的任何重要關聯。
但是，利潤和增值稅政策之間有著重要的關系。所以我們...
使用壹階滯後項的工具獲得無偏的估計利潤。
理論上，增值稅政策不能影響公司2005年至2005年的利潤。存在
值得壹提的是，我們的控制權和地區所有權在2004年回歸.表2
我們的主要評估結果報告。所有模型都估計固定效應。
測試方法是“拒絕沒有系統化的原始假設”
方法隨機效應法和固定效應法的區別。我們
研究對象，系數，地區，行業，很多年都沒有。
明顯的經濟影響，所以我們不公開報道。