“营改增”对企业所得税的传导效应研究

何建国,黄晶晶,刘俊刚

(1.重庆理工大学 会计学院, 重庆　400054； 2.中国农业发展银行重庆市璧山支行, 重庆　402760)

一、引言

2011年11月16日，为完善国家税收制度，优化经济结构，财政部联合国家税务总局颁布了《营业税改征增值税试点方案》，拉开了我国“营改增”税制改革的序幕。该方案推行的预期效应是规范我国的税制建设，不增加或者适当减轻试点行业的总体税收负担。

2011年1月1日，“营改增”选定上海的交通运输业及部分现代服务业为首批试点行业；2013年8月1日，“营改增”在全国铺开；2016年5月1日起，建筑业、房地产业、金融业和生活服务业也被划定到“营改增”范畴。财政部税政司的数据显示：到2016年8月底，“营改增”实现的减税总额达8 905亿元，减税卓有成效，但统计发现并不是所有行业都在此次改革过程中享受到了改革带来的红利，增值税改革使得95%的企业在不同程度上降低了税负，剩余5%的企业税负却有所增加。由于政策的影响效应可能存在一定的滞后性，随着时间的推移，改革带来的收益逐步释放以后，“营改增”政策后期的实施效果可能会与改革之初的实施效果有所差异，因此，应当在时空上不断拓展对“营改增”效应的研究。同时，排除政策以外的其他影响因素，仅考虑政策的影响结果会更具有研究意义，因为政策的施行和企业经营水平的不同以及社会经济环境的波动等其他因素会共同作用于财政部统计的减税金额。目前,学者们主要从以下四个方面对“营改增”展开相关研究：第一，“营改增”的可行性以及扩围的目标、路径和行业选择[1-4]；第二，“营改增”对企业税负的影响[5-10]；第三，“营改增”对企业投资、研发或全要素生产率的影响[11-13]；第四，“营改增”对消费者福利、政府税收收入和经济增长的影响[14-17]。

以上研究为本文奠定了重要的文献基础。实施“营改增”必定会导致企业的流转税税负和所得税税负发生改变，已有学者研究了“营改增”对企业流转税税负的影响，但鲜有文献关注“营改增”对企业所得税的影响，且已有的少量文献尚处于规范研究和案例分析阶段。我国推行“营改增”的初衷是为实体经济行业降低税收负担，所得税占据了企业税负的很大比重，如果上升将大大削弱“营改增”的减税效果，因此仅检验“营改增”对流转税税负的影响不能完全准确评价此次改革的税负效应。鉴于此，本文采用双重差分模型，按“营改增”逐步推进时间，全面分析“营改增”对上海、“8省市”(北京、江苏、安徽、福建、广东、天津、浙江和湖北)以及全国性试点企业所得税税负的传导效应，主要贡献在于：将“营改增”对企业所得税的影响从规范研究层面拓展到实证检验，在填补相关研究空白的同时也为全面评估此次改革的税负效应提供有益的参考。

二、理论分析与研究假说

(一)“营改增”对交通运输业试点企业所得税税负的影响

“营改增”之后，交通运输业、邮政业以及基础电信业的税率改为11%，单从税率的角度分析，这几个行业的征收率比改革前的征收率(3%)提高了8%，企业流转税税负上升概率较大，进而压缩企业的利润空间，导致所得税税负下滑。

但就此下结论还不够准确，因为征收率提高的同时企业也产生了可以抵扣的进项税额，“营改增”后这些行业企业可以通过多种方式取得6%、11%、13%或者17%的进项抵扣税率。根据进项税率和销项税率可以初步估计出交通运输业可能发生的流转税税负变化：假设采购行为和销售行为在同一年度发生，那么用销项税率(11%)减去涉及的可能的进项税率分别可以得到5%、0%、-2%以及-6%的税率差异。交通运输业接受现代服务业业务(征收率为6%)时会出现5%这种税率差异结果，但实际上由于交通运输业不是劳动密集型产业，对现代服务业业务的需求不大(有形动产租赁除外)，而更多进行的是有进项抵扣的业务，因此税率差异对交通运输业而言是有优势的。以上分析表明，“营改增”后公司取得的进项税额数目将在很大程度上影响交通运输业流转税税负，其具体影响如下：若改革后交通运输业上市公司有目的地大幅度增加对相关有形动产的投资，则企业会产生大量的可抵扣进项税额，进而流转税税负会下滑，利润提高，最终加重所得税税负；若交通运输业公司在改革之后不以获取大额的可抵扣进项税额为目的，维持企业现有的经营模式不变，不增加甚至减少对运输设备等有形动产的投资，那么可抵扣进项税额就不会增加甚至会减少，加之征收率的大幅提高，企业流转税税负上升概率较大，进而企业的利润空间会压缩，使得所得税税负下滑。

综上，“营改增”对交通运输业试点企业的利润影响具有不确定性，即对企业所得税税负的影响具有不确定性。据此，本文提出以下有待检验的假设1：

H1：“营改增”对交通运输业试点企业的所得税税负的影响具有不确定性，企业所得税税负可能上升也可能降低。

(二)“营改增”对现代服务业试点企业所得税税负的影响

对现代服务业企业来说，一方面，简单地从税率的角度分析，“营改增”之前为5%，改革之后变为6%，这会加重现代服务业企业的流转税负担，削减企业的利润，最终降低企业的所得税税额。另一方面，从企业进项税额的抵扣分析，现代服务业企业基本为劳动密集型企业，其最大的两项支出为人工费用及房租费用，但考虑到人工费用是属于无法抵扣的项目，而且房租费用在2016年5月1日房地产业纳入税改范围之前同样不可抵扣，因此，现代服务业企业在改革之后很难大幅增加其可抵扣的进项税额，加之税率的提高，现代服务业企业的流转税税额很有可能会有所增加，从而导致利润下滑，并最终降低企业所得税税负。据此，本文提出以下有待检验的假设2：

H2：“营改增”会使得现代服务业试点企业所得税税负减少。

(三)“营改增”对整体试点企业所得税税负的影响

从前文分析可以看出，在“营改增”后较短的时期内，如果改革试点企业的采购和销售价格保持不变，其利润变化情况有可能增加也有可能保持不变甚至会减少，具体变化结果取决于企业在面临“营改增”政策变动时所采取的应对措施。而在“营改增”后较长的时期内，随着改革的逐步推进，由于所得税税负在企业整体税负中占有很大比重，因此试点企业会积极采取各种举措以降低其所得税税负[18]。比如企业极有可能在“营改增”之后实施调价策略，通过降低价格的方式与同行企业展开竞争，这些举措会降低企业的利润，减少所得税税负。另外，试点企业也可以通过合理的税收筹划，增加企业的免税收入以及扣除项目，达到间接降低企业的所得税税负的目的。综合上文分析，“营改增”政策对整体试点企业所得税税负的影响效果仍有待进一步研究。据此，本文提出以下有待检验的假设3：

H3：“营改增”对试点企业所得税税负的短期影响效果不确定，而从长期影响来看则会降低企业所得税税负。

(四)“营改增”、产权性质与企业所得税税负

在中国，国有企业往往需要落实国家相关产业政策，同时也需要承担促进就业、保障经济平稳有序等社会责任，因此“营改增”在国有企业成功试点是政策在全国改革企业中顺利实施的重要保障。在改革之前，国有企业的性质决定了他们没有太大的动力规避税收，但在改革之后，由于他们需要承担政府的政策性目标，因而那些施行“营改增”的国有企业会有十足的动力去进行税收筹划。又鉴于国有企业管理层任职的行政化特点，其未来的升迁严重依赖于其在企业管理中的经营成绩，这会直接促使国有企业的管理层不遗余力地去寻求税收优惠和其他政策优惠来减少企业的税负。同时，政府也会采取各种举措以达到降低国有企业税负的目的，比如对国有企业的增值税实行先征后退、先征后返和即征即退等，或者给予其更多的政府补贴以及通过行政干预增加其对固定资产的投资等。因为“营改增”在国有企业的成功试点将在一定程度上有助于政府实现“营改增”政策的终极目标，即进行改革的企业的整体税负不增加或有所下降。

而非国有企业的情况则不同于国有企业，一方面，非国有企业较少会受到政府的行政影响，且它们不用承担政府的政策性目标，因此该类企业在面对“营改增”的推行时，它们所做出的任何决策都是以有利于提高自身利益为目的的，而不是为了帮助实现改革的政策目标，同时它们也很少能享受到政府给予的对国有企业的税收优惠；另一方面，不论是否推行“营改增”，非国有企业的性质决定了它们一定会竭力规避企业税负，以使自身利益最大化，因此是否进行改革对它们而言影响不会太大。因而可以预期，“营改增”的推行对国有企业试点企业的所得税税负会有较明显的减税效果，而对非国有企业试点企业的所得税税负则不会有太大影响。据此，本文提出以下有待检验的假设4：

H4：对国有企业而言，与非试点企业相比，“营改增”对试点企业的所得税税负有显著的减税效果；对非国有企业而言，与非试点企业相比，“营改增”对试点企业的所得税税负的减税效果不显著。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2011—2015年沪深两市A股上市公司作为初始样本，并执行以下筛选程序：(1)删除金融类上市企业；(2)删除被特别处理(ST、PT)类型的企业；(3)剔除实际税率大于1或者小于0的企业；(4)计算递延所得税费用需要上年的财务数据，所以剔除当年新上市的企业；(5)资产负债率较高的企业往往可能进行非正常的避税操作，剔除资产负债率大于1的企业；(6)删除最终控制人不详的企业、删除缺漏值。本文通过逐步筛选，最终获得7 979个观测样本。本文名义税率来源于Wind数据库，各省市人口规模、各省市财政收入增长率来源于国家统计局网站，其他数据来源于CSMAR数据库。为消除极端值的干扰，本文对相关连续型变量按1%水平进行Winsorize处理。

(二)模型构建与变量定义

1.模型设定

ETRi,t=β0+β1Treati,t+β2Yeari,t+β3Treati,t×Yeari,t+β4ConVarsi,t+ξi,t

(1)

2.变量定义

(1)被解释变量

模型(1)中被解释变量为ETR(企业实际税率，也称有效税率)，用以衡量上市公司所得税税负。目前较为流行的计算企业有效税率的方法有4种，分别是：(1)ETR1=(所得税费用-递延所得税费用)/(税前利润-递延所得税费用/法定税率)[19]；(2)ETR2=(所得税费用-递延所得税费用)/息税前利润[20]；(3)ETR3=所得税费用/息税前利润[20]；(4)ETR4=所得税费用/(税前利润-递延所得税费用/法定税率)[21]。

考虑到实际税率(ETR)与名义税率不一致的主要原因之一是税法与会计准则规定的不同而产生的纳税差异，因此本文参照曹越等[22]采用分子分母用递延所得税费用进行了调整的计量方法ETR1对相关假设进行检验。同时，为了保证研究结果的可靠性，进一步选择分子分母未使用递延所得税费用进行调整的计量方法ETR3对文中结论进行稳健性检验。

(2)解释变量

模型(1)中解释变量为Treat、Year以及Treat×Year3个虚拟变量。其中Treat表征企业是否属于试点地区试点行业，如果属于试点地区试点行业，则为处理组，取值为1，否则为控制组，取值为0；Year表示年度是否属于“营改增”改革当年及以后，属于则取值为1，否则取值为0；Treat×Year=1意味着公司为试点年度试点地区试点行业(简称“试点企业”)，Treat×Year= 0就简称“非试点企业”。系数β3表示我们所要重点关注的政策本身对企业所得税税负的影响效应。

(3)控制变量

名义税率(Rate)：税法上规定的企业所得税税率。税法规定了多个档次的名义税率，越高的名义税率对应越高的企业所得税税负，实际税率也会越高。

企业规模(Size)等于年末资产总额的自然对数。目前主要存在两种不同的观点：一种认为大企业受到公众更广泛的关注，导致其实际税率较高[23]；另一种观点则认为大型企业往往掌握更多的核心资源，更有能力进行税收筹划，也可利用其政治资源优势获得更加优惠的税收减免[24]。

资产负债率(Lev)等于年末负债总额除以年末资产总额。企业的利息费用可以在计算税前利润时扣除，因此资产负债率与实际税负率往往呈负相关。

固定资产比例(PPE)等于固定资产净值除以总资产。由于固定资产折旧可以在税前扣除，会降低所得税税负，因此资本密集度与实际税率呈负相关[25]。

存货密集度(Inv)等于存货净额除以总资产。研究发现Inv对企业税负具有显著的正向影响[26]。

总资产报酬率(Roa)等于净利润除以总资产。Gupta等[27]发现实际税率与盈利能力之间为显著的正向关系；Wu等[26]认为盈利能力与公司税负既有可能呈负相关，也有可能呈正相关。

投资收益占比(Eqinc)等于投资收益除以总资产，由于符合条件的投资收益属于免税收入，所以该指标越大，所得税税负越低。

各省人口规模(Population)等于各省当年以万为单位的人口数量的自然对数，人口规模越大的地区，企业实际税率越高[28]。

各省财政收入增长率(Financegro)等于(本年财政收入-上年财政收入)/上年财政收入，该指标越高，地区财政收入压力越大，地区政府就越不倾向给予公司更多的税收优惠，导致企业所得税税负越高。

行业、地区变量：为了控制行业效应，本文根据证监会2012年发布的行业分类，共得到17个行业虚拟变量。为了控制地区效应，按照上市公司注册地所在省份设置地区类别变量，其中1代表东北地区，2代表东部地区，3代表西部地区，4代表中部地区。

四、实证检验与结果分析

(一)描述性统计分析

在进行描述性统计分析之前，本文对主要的连续变量进行了缩尾处理。描述性统计结果(见表1)显示：ETR1的平均值为19.6%，名义税率的平均值为19.7%，实际税率均值略低于名义税率均值，表明总体而言我国上市公司所得税税负是较为合理的。ETR1的均值为19.6%，大于中位数(18%)，说明样本企业的所得税实际税率呈现一个右偏分布的状态。中国上市公司规模指标的标准差较大，表明上市公司之间的规模存在较大差异。

表1　变量描述性统计

(二)相关性分析

Pearson相关性检验结果显示只有资产负债率与企业规模的相关系数超过0.5，说明变量之间不存在严重的多重共线性。根据相关性输出的结果可以初步看出，企业的所得税税负率与企业的名义税率、资产规模、资产负债率以及存货密集度呈显著正相关，与企业的固定资产比例、总资产报酬率以及投资收益占比呈显著负相关，与各省市人口规模以及各省市财政收入增长率呈显著正相关(见表2)。企业所得税税负率除了与资产负债率这一指标的相关关系与前文的预期不一致之外，与其他指标的相关关系均符合前文的预期。

表2　相关性分析

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平显著

(三)回归分析

1.上海市“营改增”对企业所得税的传导效应实证检验

为了考察上海市“营改增”对企业所得税税负的传导效应，将样本中属于上海市“营改增”试点行业的企业设为处理组，将不属于“营改增”试点行业企业设为控制组。考虑到上海“营改增”从2012年1月1日展开，2012年企业所得税税负已经完全包含了改革的政策效应，因此将检验的年份设在2012年，即当处于2012年时，Year设为1；当处于2011年时，Year设为0，同时设置其他年份为缺漏值。Treat×Year=1即为2012年上海市“营改增”试点企业。

回归结果如表3所示，当全部非试点企业作为控制组时，Treat×Year的系数为0.037，且不显著，说明相较于未进行试点的企业，“营改增”导致试点企业的所得税税负上升了3.7%。当控制组为非试点地区试点行业时，交通运输业Treat×Year的系数为0.093，但不显著，说明“营改增”导致交通运输业试点企业所得税税负上升了9.3%，这可能是因为交通运输业上市公司在“营改增”后短期内增加了其对设备等固定资产的投资，从而流转税税负降低，利润增加，进而导致了企业所得税税负增加，支持了假设1；现代服务业Treat×Year的系数为-0.028，也不显著，表明“营改增”使得现代服务业试点企业所得税税负下降了2.8%，支持了假设2。

综上，“营改增”对上海市试点企业的所得税税负没有显著影响。其中交通运输业试点企业的所得税税负略有上升，现代服务业试点企业的所得税税负略有下降。

控制变量的回归结果与预期基本相符。但资产负债率与ETR1呈显著正相关关系，这与前文预期不一致，但这一结论与李增福等[29]、庞金伟等[30]的结论是一致的，出现这一结果可能是由于这个系数表示的是两个变量之间的相关关系而不是因果关系，实际所得税税率高的企业往往比实际所得税税率低的企业更期望获得“税盾收益”，因而更倾向于举借更高的负债从而使其具有更高的资产负债率，进而导致了从整体上来看资产负债率与实际税率呈正向关系。

表3　上海市“营改增”对试点企业所得税税负的影响全样本及分行业OLS回归结果

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平显著，括号中为t值

2.“8省市”“营改增”对企业所得税的传导效应实证检验

为了考察“8省市”“营改增”对企业所得税税负的传导效应，将样本中属于“8省市”“营改增”试点的企业设为处理组；将不属于“8省市”改革试点行业的企业设为控制组。与上海市试点不同的是，“8省市”的试点是在2012年度逐步展开的，考虑到政策的影响效应需要一定时间才能呈现，2012年企业所得税税负不能完全包含政策的影响效应，因此将检验年份定为2013年，即处于2013年时，Year设为1；处于2011年时，Year设为0，同时设置其他年份为缺漏值。Treat×Year=1即为2013年度“8省市”“营改增”试点企业。

回归结果如表4所示，当控制组为全部非试点企业时，Treat×Year的系数为-0.035，显著性水平为10%，说明相较于未进行“营改增”试点的企业，“营改增”使试点企业的所得税税负下降了3.5%；当控制组为非试点地区试点行业时，交通运输业Treat×Year的系数为-0.012，但不显著，说明“营改增”使得交通运输业试点企业所得税税负下降了1.2%，这可能是因为交通运输业企业的车船等大型设备在短期内不需要更新换代，因此该处理组的交通运输业上市公司在“营改增”后的第二年(2013年)没有再大量增加运输设备、安全设备等有形动产的投资，从而导致流转税税负增加了，利润减少，进而减少了企业所得税税负，支持了假设1；现代服务业Treat×Year的系数为-0.122，显著性水平为1%，表明“营改增”使得现代服务业试点企业所得税税负下降了12.2%，支持了假设2。

综上，“营改增”对“8省市”试点企业的所得税税负有显著影响。其中，使得交通运输业试点企业的所得税税负有所下降，但影响不显著，现代服务业试点企业的所得税税负同样有所下降且影响是显著的。

控制变量的回归结果与预期基本相符。

表4　“8省市”“营改增”对试点企业所得税税负的影响全样本及分行业OLS回归结果

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平显著，括号中为t值

3.全国性“营改增”对企业所得税的传导效应实证检验

为了考察全国性“营改增”对企业所得税税负的传导效应，将样本中属于“8省市”“营改增”试点的企业设为处理组，将不属于“营改增”试点行业的企业设为控制组。在上海市和“8省市”试点行业的基础上，新增加了广播影视服务(2013年8月1日)、铁路运输(2014年1月1日)和电信业(2014年6月1日)。2013年8月1日，“营改增”范围扩展至全国，由于政策的影响效应需要一定时间才能呈现，且为了检验“营改增”对以上试点行业企业所得税税负的影响，将2015年设为检验年度，由于上海和“8省市”于2012年展开试点，因此其企业所得税税负也包含部分改革效应，故将对比年份选定为2011年，即处于2015年时，Year设为1；处于2011年时，Year设为0，其他年份设为缺漏值。Treat×Year=1即为2015年度全国性“营改增”试点企业。由于在全国性“营改增”的情况下，分行业试点企业模型中的Treat均等于1，没有控制组，回归之后的Treat和Year均为缺漏值，DID分析方法不再适用，因此不进行分行业的讨论分析。

回归结果如表5所示，Treat×Year的系数为-0.028，显著性水平为10%，说明相较于未进行改革试点的企业，“营改增”使试点企业的所得税税负下降了2.8%。可能的原因在于，随着“营改增”的逐步推进，面对“营改增”展开之初上海市试点企业所得税税负不减反增的情况，试点企业已经通过采取调整企业自身经营战略的方式来参与市场竞争，它们可以采取降低价格、增加符合免税收入条件的直接投资以及增加扣除项目等方式来降低企业的税前利润，进而降低企业所得税税负，支持了假设3。

综上，相较于没有施行“营改增”的企业，“营改增”使得全国性试点企业的所得税税负有所降低且影响显著。控制变量的回归结果与预期基本相符。

(四)稳健性检验

表5　全国性“营改增”对试点企业所得税税负的影响全样本OLS回归结果

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平显著，括号中为t值

为保证实证研究结论可靠，本文改变被解释变量ETR的计算方法，使用ETR3对回归结果进行稳健性检验。和前文的数据处理方法类似，剔除ETR3小于0或者大于1的企业，最终得到8 320个观测样本。分阶段回归的结果显示，改变被解释变量ETR的计算方法后的回归结果基本与改变前的结果保持一致，且其他控制变量也未发生实质性的变化，由此可以说明文中的假设能够很好地被解释，并具有较好的稳健性。

(五)进一步分析不同产权性质下“营改增”对企业所得税税负的传导效应

本文根据最终控制人类型将企业划分为国有企业和非国有企业，在控制行业、地区效应的基础上采用OLS运行模型(1)。由于2012年上海试点企业中国有企业仅有13家，非国有企业12家，样本量太少，所以本文未对上海试点企业做区分产权性质的检验。

回归结果如表6所示，在“8省市”地区中，施行改革的国有企业Treat×Year的系数为-0.057，显著性水平为10%，说明与未施行改革的国有企业相比，“营改增”使得试点国有企业所得税税负下降了5.7%；施行改革的非国有企业Treat×Year的系数为-0.017，未通过显著性水平检验，意味着与没有施行改革的非国有企业比较，“营改增”使得施行改革的非国有企业所得税税负下降了1.7%。

在全国性地区中，施行改革的国有企业Treat×Year的系数为-0.043，显著性水平同样为10%，说明相较于没有进行改革的国有企业，进行了“营改增”的国有企业所得税税负减少了4.3%；施行改革的非国有企业Treat×Year的系数为-0.028，同样未通过显著性水平检验，意味着相较于没有施行“营改增”的非国有企业，施行了改革的非国有企业所得税税负下降了2.8%。控制变量的回归结果同样与上文没有大的偏差。

综上可知，不管是“8省市”地区抑或是全国性地区，与没有施行改革的企业进行比较会发现，“营改增”使得国有的改革企业和非国有的改革企业的所得税税负均有所下降，其中“营改增”对国有的改革企业的影响是显著的，对非国有的改革企业的影响是不显著的，支持了假设4。

表6　“营改增”对不同产权性质试点企业所得税税负的影响OLS回归结果

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的置信水平显著，括号中为t值

五、研究结论

本文运用双重差分法分别实证检验了“营改增”对上海市、“8省市”以及全国性改革企业所得税的传导效应，并进行了稳健性检验，同时还区分了企业的产权性质并做了进一步研究，得到如下结论：

第一，“营改增”政策对上海市进行试点的企业的所得税税负没有显著影响。相较于没有试点的企业，进行试点的企业的所得税税负在“营改增”的作用下略有上升；相较于非试点地区试点行业，“营改增”使得交通运输业中进行试点的企业的所得税税负略有上升，但现代服务业中进行试点的企业的所得税税负略有下降。

第二，“营改增”政策对“8省市”进行试点的企业的所得税税负有显著影响。相较于没有试点的企业，进行试点的企业的所得税税负在“营改增”的影响下显著下降；相较于非试点地区试点行业，“营改增”使得交通运输业中的试点企业的所得税税负有所下降，但影响不显著，而现代服务业中的试点企业由于受到改革的影响所得税税负有了显著下降。

第三，相较于没有施行“营改增”的企业，“营改增”使得全国性试点企业的所得税税负有了显著下降。

第四，区分企业产权性质的检验结果显示：对国有企业而言，与未施行改革的国有企业比较发现，“营改增”对施行改革的国有企业的所得税税负有显著的减税效果；对非国有企业而言，与未施行改革的非国有企业相比，“营改增”对施行改革的非国有企业的所得税税负的减税效果不显著。

以上研究结果表明，在“营改增”的初期，即2012年上海市进行“营改增”试点企业的所得税税负有不同程度的上升，政策的减税效果实际上并不乐观，但后来随着“营改增”施行时间的变长，施行范围的逐步扩大，改革的红利也随之逐步释放，施行了改革的企业的所得税税负显著降低，这与国家财政部税政司公布的减税结果相契合，改革整体的减税效果与政策的预期基本相符。