李戎等：税负变化的经济增长效应

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内容提要：本文借鉴Romer & Romer（2010），使用叙事记录法（Narrative Record）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。

一、引言

减税是近年来我国公共政策方面的重要议题。在2016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：2017年全年减税降费超过1万亿元；2018年5月增值税税率从17%降至16%；2019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16%的税率降至13%，将交通运输业、建筑业等行业现行10%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，2019）。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（Mertens & Ravn，2014）。

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（2002）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 & Romer（2010）和Cloyne（2013）。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（2010）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1994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入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（2001）、刘溶沧和马拴友（2002）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%，0.26%，0.12%。郭健（2006）基于1979-2004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（2009）基于1978-2007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（2013）基于我国1952-2011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（2005）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（2002）比较经典的假设，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，2005；李涛等，2011；张胜民，2013），而本文则基于1990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入经济增长的新时代，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（Narrative Record）、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：

式中，yt是实际GDP的自然对数，Δτt是税负变化。根据Romer & Romer（2010），在上述模型中，ut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ut表示成一系列相关或者不相关的冲击变量的组合，。

Romer & Romer（2010）以及Cloyne（2013）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υit；另一类是只影响税收政策本身的变量，wjt。因此，可以将税负变化（Δτt）写成如下表达式：。其中bit表示税收对导致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Δτt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υit和bit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wjt估计宏观经济对税负变化的反应。即，估计下式：

式中，。

（二）叙事记录法（NarrativeRecord）

为了识别上述讨论中的，Romer & Romer（2010）采用了叙事记录法。叙事记录法（Narrative Record）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；Ramey，2011）、货币政策调整对经济增长的影响等（Romer & Romer，2003）。在税收政策领域，叙事记录法最早由Romer & Romer（2010）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（2012）在Romer & Romer（2010）分析方法基础上对税收乘数进行测算。Mertens & Ravn（2013）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（2013）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（2010）结论非常相似。Hayo & Uhl（2014）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（2015）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（2010）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：1949-1978年，为“统收统支”时期；1979-1993年，为“财政包干”（也称“分灶吃饭”）时期；1994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1950年、1958年、1973年、1984年和1994年实施了五次重大改革，以1994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1994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1994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20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，1992年以来，财税部门加快了财税体制改革的步伐。1993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1994年起在全国实施。（1）为了适应市场经济的发展和完善，1994年我国推行重大税收制度改革——分税制。（2）1994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1994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1992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：1994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1994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 & Romer（2010）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2——1994年1月国务院执行《关于对农业特产收入征收农业税的规定》，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1994年第二季度的变化量、农业税在1994年第三季度的变化量、农业税在1994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（2010）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Romer & Romer（2010）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45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45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——1994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》，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（2010）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（spending-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（off-setting some factor other than spending in the near future）、基于长期目标的税收政策调整（long-run tax 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（endogeneous）税收政策调整，而后两者为外生的（exogeneous）税收政策调整。Romer & Romer（2010）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Romer & Romer（2010）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Romer & Romer（2010）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2004年开始在东北三省试点的增值税转型改革和2012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

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（2010）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10、事件11、事件13。没有剔除消费税税率调整的税收政策事件15和事件26，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12、事件20、事件25为外生性事件，即增值税的转型改革和“营改增”，以及2008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12、事件20、事件25，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12是以2004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25的2012年的“营改增”在上海的试点改革。事件20的2008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

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1994Q1-2017Q2，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入的季度时间序列时，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。

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。

四、SAVR模型估计结果

本节借鉴 Romer & Romer（2010）的方法，用SVAR对中国的税收政策调整的经济效应进行分析。

（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（2011）、李戎和刘力菲（2021）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（2010），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模型中加入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。

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1994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，1994-2017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10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（2010）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入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，但价格下降的幅度，取决于上下游的需求弹性，还可能通过改善资源配置、提升宏观生产率的方式产生效果（尹恒和迟炜栋，2022）。企业购买中间品或原材料的需求弹性越大，则越有可能将增值税负担留在上游环节，在减税的情况下，能够享受更大幅度的成本降低；企业销售产品的需求弹性越大，则不利于将税收负担转嫁到下一环节，在减税的情况下，获益的幅度会较小（马海涛和朱梦珂，2021）。因此，上下游的需求弹性，决定了企业在增值税减税中能够获得的收益大小，不同的行业和企业会有相当程度的异质性。从总体来看，增值税减税的确需要一定的时间在产业链中进行传导，本文所识别的外生政策变化包含了增值税政策调整和“营改增”试点等，这是导致图2和图3中总产出脉冲响应函数呈现U型的原因之一。

图3 外生性税收收入变化量（执行时间）占比对实际GDP脉冲响应

说明：TaxShock表示以1994年为初始年份以税收政策执行时间测算的变化量占GDP比值外生地提高一个百分点。

就企业所得税减税来说，可以通过提高企业利润和增加企业现金流等渠道来刺激企业投资，从而扩大生产（杜剑等，2021）。由于从投资到形成生产性资本需要一定的时间，使得减税对总产出的影响呈现出逐渐变化的过程。由于本文所识别的外生政策变化包含了企业所得税政策调整，这也与总产出脉冲响应函数呈现U型相符。

除了增值税和企业所得税，本文识别出的外生税负变化还包括个人所得税、车辆购置税、营业税等税种。这些税种的减税可以通过提高个人收入、减轻车辆的购置成本等方式刺激总需求。从总需求到总产出的传导也需要时间，这就可能造成减税效果需要一定时间才能够体现出来，从而也与总产出的脉冲响应形状相符。

图3显示了以税收政策执行时间代表税收冲击时间，得到的脉冲响应函数。从图3中可以看出，由于我国大部分税收政策的宣布和执行时间比较接近，因此分别以二者作为税收冲击时间所产生的脉冲响应相差不大。由于市场主体能够根据预期进行调整，以税收政策执行时间代表税收冲击时间，得到的总产出响应略微下降，实际GDP在最低点时下降3.5%。

2.税收总量和内生税负变化。在上文中的分析使用时间序列样本1994Q1-2017Q2中的外生性政策冲击进行分析。为了进一步验证识别出冲击的外生性，笔者使用每一年全国的税收收入总量的变化量与GDP比值作为税负变化量分析。基于此与上文的外生性税收变量进行比较分析。

从脉冲响应图4(a)来看，税收收入总量变化量对实际GDP水平的影响不具有显著性。如图4(a)所示，税收收入总量占GDP比重提高1个百分点的冲击，实际GDP水平没有显著的脉冲响应。所以，税收收入总量变化量对经济增长的影响不显著。进一步，本文将税收总量的变化减去外生税收冲击的变化，得到了内生税负变化，继而考察内生税负变化对总产出的影响。如图4(b)所示，再减去外生税负变化后，内生税负变化对GDP的作用依然不显著。这一结果证明，本文对外生性税负变化量、税收政策事件的识别具有科学性和严谨性。

（二）其他宏观经济变量的影响

1.投资和消费。在上文中主要分析了外生税负变化对实际GDP的冲击，采用的是双变量结构性向量自回归模型。由于结构性向量自回归模型在增加变量后，所需估计的系数数量和所使用的数据的数量都有所变化，对结果可能产生一定影响。为此，本文进一步分析添加控制变量后，一方面可以讨论税收冲击对更多宏观经济变量的影响，另一方面也可以判断主要结果是否稳健。由图5显示，在加入了固定资产投资和消费品零售总额之后，税收政策调整带来的外生性税负变化量依旧将显著地负向影响实际GDP。同基准模型相近，税收占GDP的比重由于政策变化的原因外生地增加一个百分点后，实际GDP在第4个季度达到最低点，降低了4.5%。相较于实际GDP而言，固定资产投资对税负变化反应更加剧烈，最高下降了6.4%。同时，消费品零售总额和实际GDP类似，在税收冲击后的第4个季度下降到了最低点，降幅达到了4.1%。

同减税对GDP的影响类似，减税对投资和消费的影响也是先变大后变小的，反映出减税效果在经济中逐渐传导的一个过程。例如，增值税减税沿着产业链条逐渐传导，会逐步增加需求、扩大投资。企业所得税减税可以通过提高企业利润和增加企业现金流等渠道来刺激企业投资，由于企业资金积累需要时间，并且可能存在投资调整成本等因素，企业投资的增加也会呈现出驼峰形。

图4 税收收入总量变化量占比和内生税负变化占比对实际GDP脉冲响应

说明：税收收入总量变化量占比表示以1994年为初始年份以税收收入总量在每一年的变化量与GDP比值，内生税负变化为税收总量变化减去外生税负变化。

2.加入货币政策。货币政策与财政政策一样，是我国宏观调控的重要工具。研究表明，货币政策的执行方向也将显著影响财政政策的政策效果（Ramey，2011）。在分析财政政策冲击的脉冲响应时，有必要控制住货币政策的影响（Rossi & Zubairy，2011）。还有研究表明，中国货币政策和财政政策的协调配合是财政政策取得较好政策效果的原因之一（李戎和刘力菲，2021）。因此，在研究税收政策对宏观经济影响时，有必要加入货币政策变量。基于此，本文在SVAR分析中加入了广义货币供给量（M2）的自然对数。图6显示，在加入了货币政策变量之后，实际GDP对税收变量的外生冲击的脉冲响应与前述结果相比，没有显著不同。值得一提的是，从M2的脉冲响应来看，在税收政策收紧的同时，货币供应量也有着持续性的下降，表明货币政策同时收紧。这一结果说明，在样本期内，中国的货币与财政政策的政策方向是相同的，有着相互配合的态势。例如，2008年底为了应对国际金融危机带来的负面冲击，中国施行了所谓的“四万亿”计划的大规模财政刺激。这一刺激计划中，只有29.5%的资金来自中央投资，其余部分，除了来自地方财政预算和地方政府债券外，有相当多的资金依赖贷款、企业债券和中期票据等方式融资。这就意味着货币政策必须保持同步宽松，才能够满足资金需求。减税虽然并不是“四万亿”计划的主要部分，但是从本文的实证结果来看，中国的货币政策对以减税形式推出的财政政策同样采取了协调配合的态势。这一结果可以从2022年两会之后发布的一系列政策组合公告中得到印证。根据中国人民银行于2022年3月发布的公告，中央银行将于2022年内向中央财政上缴利润超过人民币一万亿元，主要用于支持退税、减税等政策。中国财政与货币政策协调配合的机制，得益于中国的制度优势（李戎和刘力菲，2021）。具体来说，中国人民银行和财政部同属于国务院组成部门，在统一领导下，协调联动，共同负责经济稳定。最近几年，中国持续实施稳健的货币政策，其内涵是保持货币供应量和社会融资规模增速同名义经济增速基本匹配。货币供应量随着减税政策引致的经济增长而适度增加，是稳健的货币政策的应有之义。

综上所述，本文借鉴Romer & Romer（2010），首先使用叙事记录法（Narrative Record）测算税收政策事件的税负变化量，使用此外生性税收政策事件的税负变化量通过SVAR模型分析税收政策调整的经济效应。其结果显示，税收占GDP的比重由于外生政策冲击提高1个百分点，实际GDP将降低4.2%。这一结果在一系列稳健性检验中基本保持不变。

图5 外生性税收收入变化量占比对实际GDP脉冲响应（添加控制变量）

说明：TaxShock表示以1994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。

图6 外生性税收收入变化量占比对实际GDP脉冲响应（加入货币政策）

说明：TaxShock表示以1994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。

五、结论

对财政政策效果的实证研究，由于财政政策和其他经济变量的内生性问题，需要建立某些识别假设对外生冲击加以识别。识别假设不可避免地具备一定的局限性，甚至不同的识别策略可能会产生相反的结果。但是，通过比较不同识别策略之下的实证结果的异同、探究更具一般性的识别假设正是学术进步的动力。本文的研究主要采用了Romer & Romer（2010）的研究方法——叙事记录法（Narrative Record），通过给定一系列识别原则，得出基于这些原则之下的外生税收冲击，进而研究税收冲击的宏观经济影响。

结论主要有：（1）外生性税收政策事件使得外生性税收收入占GDP比重增加1个百分点将显著地降低实际GDP4.2%，表明税收减少将扩大产出，促进增长。该结论与Romer & Romer（2010）测算美国实际GDP对税收弹性为3.8的结果类似。（2）外生性税收政策事件使得外生性税收收入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配合的态势。

本文实证分析结果将为我国当前经济形势下，通过减税降费的手段发挥积极财政政策作用的预期效果提供参考。为决策者判断减税降费以促进经济增长的政策有效性和政策成本与收益分析提供了数量化的判断依据。同时，本文对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入经济增长的“新常态”，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（张凯强，2023）。本文认为：第一，应有效权衡“外生性”与“内生性”的税收政策，实现长期的经济增长和短期的财政稳健性的统一。税制改革政策应多聚焦于长期经济发展，要适应长期经济结构变迁，减少短期的临时性政策调整。短期的税收政策调整应发挥高效性、及时性，也应关注政策的规范性、阶段性，要有明确的政策退出方案。第二，应坚持减税降费政策与税制结构优化的统一，保障税费政策体系的长期性、可持续性。现阶段，减税降费政策是一种中长期战略措施，一方面要求有效落实减税降费政策和惠及市场主体，另一方面要求实现减税降费政策与税制结构优化的统一。第三，优化税制结构的关键是厘清政府性收费与各项非税收入项目，全面落实税收法定原则。各项主体税种的税收征管取得了巨大的进步，但是在政府性收费和非税收入的管理和征缴过程中，部分地方政府部门仍存在模糊化、缺乏透明化等问题，不利于该地区减税降费政策的落地和有效实施。因而，各级政府部门既要明晰政府性收费和非税收入的条目、对象、标准和方式等，也要规范和完善征缴程序，完善资金管理和监督机制，坚持依法治税和依法治费的原则。

需要指出的是，本文的结论也有一定的局限性。原因在于，减税虽然在不少情况下可以促进经济增长，但也存在着诸如加重政府债务负担等众多因素制约着减税效果的发挥（张帆等，2022）。在国际政治经济不确定性加剧、政府刚性支出扩大但税收收入下降的情况下，减税需要考虑对财政可持续性的影响。在防范财政风险的前提下，因时制宜地实施减税措施。

（作者李戎系中国人民大学财政金融学院教授，财税研究所研究员，张凯强系中国社会科学院财经战略研究院助理研究员，本文刊于《经济理论与经济管理》2023年第7期，欢迎关注人大重阳新浪微博:@人大重阳,微信公众号:rdcy2013）