CC BY
39НАЛОГОВАЯ ПОЛИТИКА
DOI: 10.31107/2075-1990-2019-5-37-49
^ижение ставки косвенных налогов в России: оценка влияния на инфляцию
Мария Андреевна Елкина, младший научный сотрудник Центра макроэкономических исследований НИФИ Минфина России; аспирант Аспирантской школы по экономике Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики»(г. Москва) E-mail: elkina@nifi.ru, ORCID 0000-0001-6478-2919
Аннотация
В статье анализируется влияние снижения ставки налога на добавленную стоимость и отмены налога с продаж на потребительскую инфляцию в России в 2004 г. Для этого оценивается панельная регрессия индексов инфляции по 39 товарным группам. Согласно полученным результатам между динамикой потребительских цен на товары и услуги, ставки косвенных налогов на которые подверглись изменениям, и на товарные группы, которых изменения не коснулись, наблюдается устойчивая разница в период реформы. Данный эффект начинает действовать еще до момента вступления изменений в силу и составляет -0,3 п. п. ежемесячно на протяжении трех месяцев. Влияние на общий уровень инфляции составляет -0,6-0,7 п. п. в годовом выражении. Таким образом, эффект переноса косвенных налогов в цены при снижении ставок оказывается заметно меньше значения, которое наблюдалось бы, если бы потребители получили все выгоды при сокращении налоговой нагрузки благодаря снижению розничных цен. Мы находим свидетельства в пользу того, что большую часть выгод от снижения ставок косвенных налогов получают производители и продавцы товаров, как следствие, подобные меры в будущем скорее могут быть направлены на поддержку фирм, нежели быть использованы для стимулирования потребления.
Ключевые слова: эффект переноса, налог на добавленную стоимость, налог с продаж, косвенные налоги, инфляция, потребительские цены, фискальная политика
JEL: H20, E62
Для цитирования: Елкина М. А. Снижение ставки косвенных налогов в России: оценка влияния на инфляцию// Финансовый журнал. 2019. № 5. С. 37-49. DOI: 10.31107/2075-1990-2019-5-37-49
ВВЕДЕНИЕ
В последние годы набирает популярность представление о налоге на добавленную стоимость (НДС) как о наименее «вредном» для экономического роста (обзор исследований на эту тему представлен, например, в [Mathe M. et al., 2015]). Именно к повышению ставок НДС прибегли некоторые страны Европейского союза в ответ на ухудшение состояния государственных финансов после мирового финансового кризиса. В Российской Федерации одним из важных источников финансирования государственных проектов стало повышение стандартной ставки НДС в 2019 г. Как следствие, изучение влияния изменения условий взимания НДС на макроэкономические переменные представляется актуальной задачей практики планирования экономической политики.
При этом интерес представляют и последствия снижения ставок НДС на инфляцию. Например, летом 2019 г. была принята поправка о снижении ставки НДС на фрукты
и ягоды с 20 до 10 %. Одним из аргументов в пользу нововведения стало то, что оно позволит снизить цены на данную продукцию, поддержать спрос и, как следствие, производителей и продавцов данного вида товаров. В то же время некоторые оценки влияния снижения ставок НДС на потребительские цены в мире говорят о том, что снижение ставок достаточно слабо транслируется в потребительские цены. Как следствие, сокращение ставки НДС можно скорее рассматривать как меру поддержки производителей и продавцов, нежели как политику, направленную на стимулирование спроса и снижение потребительских цен.
В рамках данной статьи мы ставим перед собой цель оценить инфляционные последствия снижения ставок косвенных налогов в январе 2004 г., когда стандартная ставка НДС была уменьшена с 20 до 18 %, а также был отменен налог с продаж (НСП). Это была масштабная реформа налогообложения, что позволяет с большей уверенностью оценивать последствия сокращения ставок косвенных налогов.
В целом можно выделить два подхода к решению такого рода задачи. Первый заключается в использовании эконометрического анализа для выявления влияния налоговых ставок на инфляцию. Однако в эконометрическом анализе, как правило, не учитываются эффекты второго порядка — при выявлении взаимосвязи между интересующими исследователя показателями используются контрольные переменные, которые также могут изменяться в ответ на импульс в объясняющей переменной, связанной с налогами. Эффекты второго порядка учитываются в рамках второго возможного подхода к анализу влияния ставок налогов на инфляцию, который подразумевает использование моделей общего равновесия (об использовании моделей общего равновесия для анализа последствий фискальной политики см., например [Андреев М. Ю., Полбин А. В., 2018]). Однако модели общего равновесия могут страдать, в частности, от слабой идентифицируемости некоторых параметров.
В данном исследовании мы анализируем влияние снижения ставок косвенных налогов на потребительские цены с использованием первого подхода. Мы приходим к выводу о том, что в 2004 г. эффект переноса НДС в цены был далек от полного, и в ответ на сокращение совокупной ставки по НДС и НСП на 6,8 п. п. накопленная за 12 месяцев инфляция сократилась лишь на 0,6-0,7 п. п.
МЕЖДУНАРОДНЫЙ ОПЫТ ОЦЕНКИ ВЛИЯНИЯ ИЗМЕНЕНИЯ СТАВОК КОСВЕННЫХ НАЛОГОВ НА ИНФЛЯЦИЮ
Оценка вклада реформ косвенного налогообложения в динамику основных макроэкономических переменных давно является одним из актуальных вопросов экономической политики. НДС (как и НСП) традиционно считается налогом, который в основном оплачивается потребителем (хотя непосредственную уплату налога осуществляют производители и продавцы). Тем не менее экономическая теория предсказывает, что изменение ставки НДС не обязательно полностью транслируется в цены потребителя. Прежде всего величина переноса зависит от эластичностей спроса и предложения: чем выше величина спроса (т. е. чем чувствительнее поведение потребителей к ценам), тем меньше будет эффект переноса, так как в ответ на полный перенос НДС в цены потребители резко сокращают свое потребление. Для эластичности предложения характерна обратная ситуация. Также на итоговый масштаб переноса НДС в цены оказывает влияние конкурентность рынка и наличие товаров-заменителей: на менее монополизированных рынках и при наличии схожих товаров, которые не были затронуты изменением ставок НДС, эффект переноса будет ниже. Подробнее о детерминантах эффекта переноса, например, в [Fullerton D., Metcalf G. E., 2002; Adam S. et al., 2011; Weyl E. G., Fabinger M., 2013].
Другим важным аспектом влияния ставок НДС на потребительские цены является асимметричность, присущая эффекту переноса НДС в цены: как правило, на снижение
ставки НДС потребительские цены реагируют слабее, чем на ее рост. Существуют различные объяснения данного феномена. Например, причина асимметрии может заключаться в том, что выгоды от стимулирования спроса за счет снижения цен могут быть ограничены. Тогда стимулы к снижению цены не появляются. При росте НДС проблема ограниченности мощностей не возникает, как следствие, эффект переноса в цены выше. Альтернативные причины асимметрии переноса НДС в цены рассмотрены, например, в [Benzarti Y. et al., 2017].
При непосредственной эмпирической оценке влияния НДС на инфляцию основным вопросом является стратегия идентификации эффекта. В целом можно выделить два подхода. Первый заключается в том, что контрольной группой при оценке выступают товары и услуги, облагаемые по ставкам НДС, которые не меняются при реформе, или освобождены от НДС. Второй заключается в том, что контрольной группой выступают страны, где инфляционные тренды схожи с анализируемой страной, но в которых не было изменений ставок НДС в анализируемый промежуток.
Примерами первого подхода являются исследования [Carbonnier C., 2005; Carbonnier C., 2007; Danninger M. S., Carare M. A., 2008]. Ко второму подходу можно отнести работы [Benedek M. D. et al., 2015; Benzarti Y. et al., 2017]. В [Carbonnier C., 2005] анализировались изменения ставок НДС во Франции в 1995 и 2000 гг.: в первом случае она была увеличена на 2 п. п., а во втором — снижена на 1 п. п. Автор выявил асимметрию между реакцией инфляции на повышение и снижение ставок НДС, а также различную реакцию компаний, которые можно отнести к трудоинтенсивным отраслям, и фирм, где большую роль играет капитал. В дальнейшем в [Carbonnier C., 2007] автор продолжил изучение влияния НДС на цены на примере различной реакции цен на автомобильном рынке и рынке по ремонту жилых помещений. Первый характеризовался большей монополизацией, и на нем эффект переноса снижения НДС в цены оказался ниже.
В работе [Danninger M. S., Carare M. A., 2008] было проанализировано повышение НДС в Германии в 2007 г. на 3 п. п. В ответ на это инфляция в Германии выросла на 0,8 п. п., причем половина повышения реализовалась еще до вступления изменения ставки НДС в силу. В [Benedek et al., 2015] эффект переноса НДС в цены анализировался с использованием выборки из 17 стран еврозоны. Авторы сравнивали эффект переноса в зависимости от типа налогового изменения: отдельно рассматривалось повышение стандартной ставки, повышение льготной ставки и реклассификация. Наибольший эффект переноса имел место в первом случае, а при реклассификации он был наименьшим.
Вопрос асимметрии переноса при повышении и снижении НДС рассматривался в [Benzarti Y. et al., 2017] на основе опыта 27 стран Европейского союза. Согласно полученным оценкам, при росте НДС эффект переноса составляет 34 %, а при снижении — только 7 %. В работе [Benkovskis K., Fadejeva L., 2014] получен аналогичный результат для Латвии.
В исследовании [Harju J. et al., 2018] на примере перехода ресторанов со стандартной на льготную ставку НДС в Европейском союзе был сделан вывод о том, что гетерогенность эффекта переноса наблюдается и для различных типов фирм: оказалось, что сетевые заведения сильнее снижали свои цены в ответ на снижение ставки НДС. [Kosonen Т., 2015] указывает, что масштаб эффекта переноса зависит от размера фирмы: он анализирует сокращение ставки НДС на услуги парикмахерских в Финляндии и приходит к выводу о том, что более крупные фирмы чаще снижали цены.
В статье [Andrade P. et al., 2015] анализировалось влияние НДС на цены с использованием данных французской таможенной службы. Авторы отмечают, что действительно эффект переноса в цены оказывается неполным, а также обращают внимание на то, как изменение ставки НДС в стране назначения влияет на состав экспортеров из Франции: их количество сокращается, как следствие, более монополизированный рынок позволяет в большей степени переносить налоговую нагрузку на потребителей.
Наконец, достаточно интересным представляется результат, полученный [Doyle J. J., Samphantharak K., 2006] при оценке последствий временного моратория на взимание налога с продаж в двух штатах США — Иллинойсе и Индиане. Мораторий действительно привел к снижению цен, а после окончания его действия — к их росту. При этом окончание моратория привело также к росту цен в штатах, которые были близко расположены к Иллинойсу и Индиане.
РЕФОРМА 2004 Г. ПО СНИЖЕНИЮ КОСВЕННЫХ НАЛОГОВ В РОССИИ
1 января 2004 г. стандартная ставка НДС была снижена с 20 до 18 %, а НСП был отменен. НСП являлся региональным налогом, который субъекты вводили по своему усмотрению. Такая возможность появилась у них в 1998 г. В своей финальной редакции НСП взимался при реализации товаров и услуг физическим лицам в случае оплаты наличными или с помощью банковских карт. Максимально возможная ставка по НСП составляла 5 %. Большая часть субъектов, которые вводили НСП, устанавливали максимально возможную ставку. В ряде регионов до 2002 г. была предусмотрена дифференциация налоговых ставок: например, в Ульяновской области была предусмотрена пониженная ставка для легковых автомобилей ВАЗ1, в Амурской области для большинства товаров ставка составляла 3 %, а для подакцизных товаров, меховых изделий и некоторых других — 5 %2. Однако с 2002 г. устанавливать дифференцированные ставки НСП было запрещено.
На момент отмены НСП взимался в 73 из 89 субъектов Российской Федерации3. В большинстве регионов была установлена ставка 5 %, в Мурманской области — 4 %4, в Республике Саха (Якутия), Корякском автономном округе и в Эвенкийском автономном округе — 3 %5, в Коми-Пермяцком автономном округе — 2 %6.
Для определения эффективной ставки НСП на момент его отмены мы рассчитываем средневзвешенную ставку НСП, используя в качестве весов доли субъектов в суммарной налоговой базе по НСП7. К сожалению, неизвестными остаются налоговые базы в субъектах, где НСП не был введен. Поэтому для расчета эффективной ставки НСП в России в целом мы используем предположение о том, что отношение потенциальной налоговой базы по НСП в регионах, где он не взимался, к фактической налоговой базе в других субъектах равно соответствующему отношению валовых региональных продуктов.
Эффективная ставка НСП в 2003 г. составила 4,0 %. Как следствие, совокупная ставка по НДС и НСП на момент вступления в силу анализируемых изменений была равна 24,8 %. С 1 января 2004 г. она снизилась до 18 %, или на 6,8 п. п.
Необходимо отметить, что принятие решения о снижении ставки НДС и отмены НСП сопровождалось достаточно неопределенным информационным фоном. НСП вводился в 1998 г. как временная мера, однако в конце 2001 г. посвященная данному налогу глава появилась в Налоговом кодексе РФ (соответствующие изменения вступали в силу
1 Закон Ульяновской области от 29 декабря 1998 года № 033-30 «О налоге с продаж».
2 Закон Амурской области от 21 января 1999 № 122-03 «О налоге с продаж на территории Амурской области».
3 Данный налог не взимался в Агинском Бурятском автономном округе, Архангельской, Калининградской, Калужской, Кемеровской областях, Красноярском крае, Ленинградской и Пермской областях, Республике Ингушетия, Рязанской области, Таймырском (Долгано-Ненецком) автономном округе, Чеченской Республике, Чукотском и Ямало-Ненецком автономных округах.
4 Закон Мурманской области от 28 декабря 1998 г. № 121-01-3М0 «О налоге с продаж».
5 Закон Республики Саха (Якутия) от 10 июля 2002 г. 37-3 № 405-11 «О налоговой политике Республики Саха (Якутия) на 2003 г.»; Закон Корякского автономного округа от 18 февраля 2000 г. № 121-ОЗ «О внесении изменений и дополнений в Закон Корякского автономного округа «О налоге с продаж»; Закон Эвенкийского автономного округа от 02.10.1998 № 108 «О налоге с продаж».
6 Закон Коми-Пермяцкого автономного округа «О налоге с продаж» от 29 января 2002 года № 1.
7 Источниками данных служат годовые отчеты об исполнении консолидированных бюджетов субъектов Российской Федерации.
в 2002 г.). При этом в Налоговом кодексе было закреплено, что эта глава утратит силу с 1 января 2004 г. Поэтому еще с конца 2001 г. у потребителей и бизнеса должны были сформироваться ожидания об отмене НСП в 2004 г.
В то же время в сентябре 2002 г. появилась информация о том, что Министерство финансов может отложить отмену НСП до 2005 г.8 Это было связано с негативными последствиями данной реформы для бюджетов субъектов. Весной 2003 г. группа крупных компаний розничной торговли высказалась в поддержку отмены НСП, пообещав пропорционально снизить свои цены. Это заявление получило достаточно широкую огласку, и в апреле 2003 г. отмена налога с продаж с 2004 г. упоминалась в документе Министерства финансов РФ «Об основных направлениях налоговой реформы на 2003-2005 годы». В июле 2003 г. Г. Селезнев (на тот момент председатель Государственной думы) высказался против отмены НСП в 2004 г., отметив, что к этому вопросу Государственная дума вернется осенью. Таким образом, вводившийся временно налог в результате просуществовал шесть лет, и вплоть до момента, когда должно было вступить в силу решение о его отмене, шло обсуждение этого факта. Поэтому даже при условии информированности экономических агентов о планирующейся с 2002 г. отмене НСП было бы рационально допускать вероятность продления его действия.
Вопрос снижения стандартной ставки НДС обсуждался параллельно с отменой НСП — как минимум с сентября 2002 г. Тогда заместитель председателя Правительства РФ — министр финансов А. Кудрин отмечал, что к 2005 г. возможно снижение НДС до 16-17 %9. Весной 2003 г. предложение о снижении НДС до 18 % официально стало частью программы Минфина России. В июне 2003 г. Государственная дума приняла соответствующий закон, а в июле 2003 г. он был подписан Президентом РФ10. В целом информационный фон данного предложения был более последовательным и прозрачным, однако на его восприятии могла сказаться неопределенность ситуации с отменой НСП.
ДАННЫЕ И СТРАТЕГИЯ ИДЕНТИФИКАЦИИ ВЛИЯНИЯ НДС НА ИНФЛЯЦИЮ
Источником данных выступает Единая межведомственная информационно-статистическая система, содержащая помесячную динамику индексов потребительских цен на товары и услуги в разрезе категорий, использующихся для расчета индекса потребительских цен. База данных содержит индексы различного уровня агрегации: мы в анализе используем индексы по 41 товарной группе, веса которых в агрегированном уровне цен публикуются на сайте Федеральной службы государственной статистики11. Это позволяет нам в дальнейшем рассчитывать влияние снижения ставок косвенных налогов на общий уровень цен, хотя в рамках регрессионного анализа оценивается эффект косвенных налогов на цены отдельных товарных групп.
Стратегия идентификации влияния ставок НДС на инфляцию заключается в том, что мы разделяем товарные группы на два класса: в первый мы включаем товары и услуги, которые на момент реформы косвенного налогообложения облагались стандартной ставкой НДС; во второй — товары и услуги, на которые были установлены пониженные ставки НДС или которые освобождались от него. Аналогичным образом можно выделить две категории товарных групп в зависимости от взимания с них НСП. Результаты такой классификации 41 товарной группы представлены в табл. 1.
8 Минфин решил повременить с отменой налога с продаж / Lenta.ru. 20 сентября 2002 г. URL: https:// lenta.ru/comments/news/2002/09/20/minfin/.
9 Там же.
10 Федеральный закон «О внесении изменений и дополнений в часть вторую Налогового кодекса Российской Федерации» № 117-ФЗ от 7 июля 2003 г.
11 Индексы по товарным группам «персональные компьютеры» и «средства связи» исключены из анализа, так как в начале выборки данные по ним недоступны.
Таблица 1
Классификация анализируемых товарных групп в зависимости от применяемых к ним ставок НДС и НСП (по состоянию на конец 2003 г.) / Classification of product groups in accordance with types of applicable VAT and sales tax rates (as of December 2003)
Стандартная ставка НДС и стандартная ставка НСП
1 Кондитерские изделия
2 Чай, кофе, какао
3 Алкогольные напитки
4 Общественное питание
5 Одежда и белье
6 Меха и меховые изделия
7 Трикотажные изделия
8 Обувь кожаная, текстильная и комбинированная
9 Моющие и чистящие средства
10 Парфюмерно-косметические товары
11 Галантерея
12 Табачные изделия
13 Мебель
14 Электротовары и другие бытовые приборы
15 Телерадиотовары
16 Персональные компьютеры
17 Средства связи
18 Строительные материалы
19 Легковые автомобили
20 Бензин автомобильный
21 Бытовые услуги
22 Услуги связи
Льготная ставка НДС и стандартная ставка НСП
1 Мясопродукты
2 Рыбопродукты
Льготная ставка НДС и освобождение от НСП
1 Хлеб и хлебобулочные изделия
2 Молоко и молочная продукция
3 Яйца
4 Масло и жиры
5 Сахар
6 Макаронные и крупяные изделия
7 Плодоовощная продукция, включая картофель
8 Сыр
9 Печатные издания
Освобождение от НДС и стандартная ставка НСП
1 Медицинские услуги
2 Санаторно-оздоровительные услуги
Освобождение от НДС и освобождение от НСП
1 Медицинские товары
2 Услуги дошкольного воспитания
3 Услуги организаций культуры
4 Услуги пассажирского транспорта
5 Услуги образования
6 Жилищно-коммунальные услуги
Источник: составлено автором на основе Налогового кодекса Российской Федерации/ Source: compiled by the author based on Tax Code of the Russian Federation.
Необходимо отметить, что для отдельных товарных групп представленная классификация может быть условной: так как анализируемые товарные группы достаточно укрупнены, в одну и ту же группу могут входить товары и услуги, облагающиеся, например, стандартной ставкой НДС, и те, к которым применялась льготная ставка. Так, в товарную группу «Одежда и белье» входит как женская и мужская одежда, так и детская — а последняя облагалась льготной ставкой НДС. Тем не менее в целом приведенная таблица соответствует реальной классификации товаров и услуг в зависимости от ставок косвенных налогов, которые к ним применялись.
Снижение стандартной ставки НДС в январе 2004 г. коснулось прежде всего производителей и продавцов тех товаров и услуг, которые облагались стандартной ставкой: их налоговая нагрузка действительно снизилась в результате проведенной реформы, в то время как для других товаров и услуг нагрузка по НДС осталась прежней. Иные общеэкономические тренды коснулись как одной категории товаров и услуг, так и другой. В этом смысле товары и услуги, которые облагались по льготным ставкам НДС или были освобождены от него, представляют собой хорошую контрольную группу для выявления эффекта снижения ставки НДС на инфляцию: тренды, общие для всех товаров, коснулись обоих классов товаров и услуг, а снижение ставки НДС — только тех товаров и услуг, которые облагались стандартной ставкой. Именно это и лежит в основе идентификации влияния снижения ставки НДС на цены. Схожая методология использовалась, например, в исследовании [Danninger M. S., Carare M. A., 2008], посвященном анализу последствий
повышения стандартной ставки НДС в Германии. Аналогичным образом идентифицируется влияние отмены НСП на инфляцию.
Предложенная методология имеет ряд ограничений. Она не учитывает некоторые эффекты второго порядка: так, снижение цен на товары со стандартными ставками косвенных налогов может заставить потребителей частично заместить потребление товаров с пониженными ставками потреблением товаров со стандартными. Чтобы не допустить падения спроса на свою продукцию, производители и продавцы товаров и услуг с льготными ставками косвенных налогов также могут несколько уменьшить цены. Тогда предложенная методология занизит оценку переноса ставок косвенных налогов в цены. Чтобы корректно учесть все эффекты второго порядка, необходимо обратиться к моделям общего равновесия. С другой стороны, модели общего равновесия имеют свои ограничения: например, отдельные параметры этих моделей могут плохо идентифицироваться, что ставит под сомнение получаемые результаты. С этой точки зрения интерес представляет исследование переноса косвенных налогов в цены как в рамках моделей общего равновесия, так и с помощью регрессионного анализа.
Вторым потенциальным ограничением предложенной методологии является гипотеза о том, что процесс ценообразования на товары со стандартными ставками происходит совершенно иным образом, нежели на товары с пониженными ставками косвенных налогов. Как следствие, разница между динамикой цен на эти два класса товаров в момент реформы отражает вовсе не эффект снижения ставки НДС. Выражаясь более технически, мы имеем дело с проблемой пропущенной объясняющей переменной, эффект которой забирает на себя переменная, отвечающая за разницу в динамике двух классов товаров в момент реформы. С целью проверки данного тезиса в рамках регрессионного анализа мы тестируем наличие статистически значимой разницы в динамике двух классов товарных групп на различных временных промежутках.
В рамках нашего анализа мы рассматриваем период с февраля 2000 г. по ноябрь 2007 г. (примерно три года до и три года после вступления в силу изменений, касающихся ставок НДС и НСП). Оцениваемая регрессия имеет следующий вид:
Ь 2007 2007
МодР1л = а, тодР^-г + £ У^ + Ф^"™ +
1=1 к=2001 к=2001 + ф^Гогш^ахсаЬедогу +
где А1одР1л — логарифм изменения индекса цен (приблизительно равный инфляции в расчете месяц к месяцу в периоды, когда не происходит резких скачков цен12),аг — индивидуальный эффект, — дамми-переменная, принимающая значение 1, если месяц С относится к году ь^юсмедогу — дамми-переменная, принимающая значение 1, если товарная группа I облагается стандартной ставкой НДС (НСП), д^огт — дамми-переменная, принимающая значение 1, если месяц Ь относится к периоду, когда изменение косвенных налогов могло влиять на цены (мы рассматриваем несколько таких потенциальных периодов: январь 2004 г., декабрь 2003 г. — февраль 2004 г., октябрь 2003 г. — декабрь 2003 г., февраль 2004 г. — апрель 2004 г.), % — ошибка. Оцениваемая регрессия относится к моделям с фиксированными эффектами: модель со случайными эффектами нами не рассматривается, так как предпосылка о независимости случайного эффекта от регрес-соров в нашем случае не может выполняться как минимум потому, что лагированные значения объясняемой переменной выступают в качестве регрессоров.
12 Ряды инфляции были очищены от сезонности при помощи процедуры X-13ARIMA-SEATS.
РЕЗУЛЬТАТЫ ОЦЕНКИ
Результаты оценки различных спецификаций представлены в табл. 2. Во второй-четвертой колонках представлены модели, где анализируется разница в динамике цен на товары и услуги, которые облагались стандартной ставкой НДС, и товарные группы, которые облагались по льготным ставкам или были освобождены от НДС (модель 1, спецификации 1-3). В пятой-седьмой колонках разделение на два класса товарных групп, разница в динамике которых анализируется, происходит в зависимости от режима взимания НСП (модель 2, спецификации 1-3). Прежде всего необходимо отметить, что получаемые для НДС и НСП оценки крайне близки: это связано с тем, что только четырех групп товаров и услуг коснулось снижение нагрузки по одному из налогов, в то время как нагрузка по второму осталась неизменной. Как следствие, оказывается невозможной декомпозиция общего эффекта от снижения косвенных налогов на две его составляющие.
Таблица 2
Результаты оценки / Estimation results
Переменная Модель для НДС (Модель 1) Модель для НСП (Модель 2)
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
Авторегрессионные коэффициенты (/?)
fii 0.3871 (0.0646)*** 0.3867 (0.0647)*** 0.3871 (0.0646)*** 0.3853 (0.0644)*** 0.3847 (0.0645)*** 0.3852 (0.0644)***
А -0.1081 (0.0520)** -0.1082 (0.0519)** -0.1083 (0.0520)** -0.1089 (0.0521)** -0.1089 (0.0519)** -0.1091 (0.0520)**
/?3 0.0199 (0.0466) 0.0200 (0.0464) 0.0200 (0.0464) 0.0189 (0.0460) 0.0189 (0.0458) 0.0189 (0.0458)
А 0.0516 (0.0498) 0.0520 (0.0497) 0.0517 (0.0499) 0.0508 0.0503) 0.0512 (0.0503) 0.0510 (0.0504)
fis -0.0160 (0.0116) -0.0157 (0.0117) -0.0158 (0.0117) -0.0163 (0.0114) -0.0161 (0.0115) -0.0164 (0.0116)
fie -0.0519 (0.0416) -0.0518 (0.0417) -0.0517 (0.0417) -0.0523 (0.0413) -0.0521 (0.0414) -0.0519 (0.0414)
fil 0.0482 (0.0330) 0.0483 (0.0329) 0.0483 (0.0332) 0.0478 (0.0328) 0.0480 (0.0328) 0.0478 (0.0331)
/?8 -0.0384 (0.0207)* -0.0384 (0.0206)* -0.0385 (0.0207)* -0.0387 (0.0206)* -0.0384 (0.0205)* -0.0386 (0.0206)*
/?9 -0.0271 (0.0132)** -0.0268 (0.0132)** -0.0270 (0.0133)** -0.0275 (0.0132)** -0.0271 (0.0132)** -0.0272 (0.0133)**
fiio 0.0040 (0.0229) 0.0040 (0.0229) 0.0039 (0.0230) 0.0035 (0.0228) 0.0035 (0.0228) 0.0033 (0.0229)
fill 0.0229 (0.0390) 0.0229 (0.0390) 0.0231 (0.0390) 0.0223 (0.0389) 0.0222 (0.0389) 0.0225 (0.0388)
fill -0.0559 (0.0395) -0.0562 (0.0395) -0.0561 (0.0396) -0.0570 (0.0394) -0.0573 (0.0395) -0.0572 (0.0395)
Временные эффекты
2001 -0.0017 (0.0021) -0.0017 (0.0021) -0.0017 (0.0021) -0.0017 (0.0025) -0.0017 (0.0026) -0.0017 (0.0025)
2002 -0.0016 (0.0020) -0.0016 (0.0020) -0.0016 (0.0020) -0.0003 (0.0022) -0.0004 (0.0022) -0.0004 (0.0022)
2003 -0.0047 (0.0023)** -0.0050 (0.0024)** -0.0048 (0.0024)** -0.0039 (0.0026) -0.0042 (0.0027) -0.0040 (0.0026)
2004 -0.0044 (0.0022)** -0.0043 (0.0023)** -0.0045 (0.0023)** -0.0040 (0.0025) -0.0041 (0.0026) -0.0041 (0.0026)
2005 -0.0062 (0.0025)** -0.0062 (0.0026)** -0.0062 (0.0026)** -0.0058 (0.0029)** -0.0058 (0.0029)** -0.0058 (0.0029)**
2006 -0.0060 (0.0022)*** -0.0060 (0.0022)*** -0.0060 (0.0021)*** -0.0052 (0.0024)** -0.0052 (0.0024)** -0.0052 (0.0024)**
Переменная Модель для НДС (Модель 1) Модель для НСП (Модель 2)
(1) (2) (3) (1) (2) (3)
2007 -0.0029 (0.0034) -0.0029 (0.0034) -0.0029 (0.0034) -0.0016 (0.0038) -0.0016 (0.0038) -0.0016 (0.0038)
октябрь 2003 г. -декабрь 2003 г. 0.0010 (0.0011) 0.0012 (0.0012)
декабрь 2003 г. -февраль 2004 г. 0.0012 (0.0014) 0.0016 (0.0016)
январь 2004 г. -0.0039 (0.0031) -0.0040 (0.0032) -0.0050 (0.0038) -0.0029 (0.0036) -0.0028 (0.0038) -0.0044 (0.0043)
февраль 2004 г. -апрель 2004 г. -0.0003 (0.0015) 0.0006 (0.0017)
Разница между товарами со стандартной и пониженной ставками
2001 0.0001 (0.0022) 0.0002 (0.0022) 0.0002 (0.0022) 0.0000 (0.0025) 0.0000 (0.0025) 0.0000 (0.0025)
2002 -0.0006 (0.0021) -0.0006 (0.0021) -0.0006 (0.0021) -0.0028 (0.0021) -0.0028 (0.0021) -0.0028 (0.0021)
2003 0.0015 (0.0018) 0.0023 (0.0020) 0.0018 (0.0019) -0.0002 (0.0020) 0.0005 (0.0022) 0.0001 (0.0021)
2004 0.0003 (0.0016) 0.0005 (0.0018) 0.0005 (0.0017) -0.0006 (0.0019) -0.0001 (0.0021) -0.0004 (0.0020)
2005 0.0013 (0.0020) 0.0013 (0.0020) 0.0013 (0.0020) 0.0003 (0.0023) 0.0003 (0.0023) 0.0003 (0.0023)
2006 0.0009 (0.0018) 0.0009 (0.0018) 0.0009 (0.0018) -0.0007 (0.0020) -0.0007 (0.0020) -0.0007 (0.0020)
2007 -0.0017 (0.0028) -0.0017 (0.0028) -0.0017 (0.0028) -0.0038 (-0.0029) -0.0038 (0.0033) -0.0038 (0.0033)
октябрь 2003 г. -декабрь 2003 г. -0.0028 (0.0013)** -0.0027 (0.0014)*
декабрь 2003 г. -февраль 2004 г. -0.0026 (0.0015)* -0.0030 (0.0016)*
январь 2004 г. 0.0005 (0.0038) 0.0003 (0.0039) 0.0028 (0.0042) -0.0012 (0.0041) -0.0017 (0.0043) 0.0016 (0.0048)
февраль 2004 г. -апрель 2004 г. -0.0007 (0.0016) -0.0021 (0.0018)
Количество наблюдений 3666 3666 3666 3666 3666 3666
Скорректированный Rл2 0.16 0.15 0.16 0.16 0.16 0.16
Примечания: в скобках указаны робастные стандартные ошибки Уайта; * обозначает значимость на уровне 10 %, ** — на уровне 5 %, *** — на уровне 1 %/ Notes: White standard errors in parenthesis; *, ** and *** indicate significance at 10 %, 5 % and 1 % level correspondingly. Источник: составлено автором / Source: calculated by author
Результаты оценки регрессий указывают на то, что в рассматриваемый временной промежуток в некоторые годы в среднем наблюдались относительно более низкие темпы инфляции по всему кругу товаров и услуг: такой эффект характерен для 2003-2006 гг. При этом ни в один из годов не наблюдалось устойчивой разницы между динамикой цен на товары, которые облагаются стандартными ставками анализируемых косвенных налогов, и товарными группами, которые облагаются пониженными ставками. Это говорит в пользу того, что, хотя эти два класса товаров формировались не случайным образом и между характеристиками товаров и услуг из этих классов есть некоторая устойчивая разница, разнородность внутри самих классов достаточно велика, чтобы между динамикой цен на них не было строгого устойчивого различия.
Также мы не находим значимой разницы в изменении цен на эти два класса товаров и услуг в январе 2004 г. — в момент вступления в силу решения об отмене НСП
и о снижении НДС. В то же время на протяжении трех месяцев, предшествовавших имплементации решений по косвенным налогам, инфляция на товары и услуги, которые облагались стандартными ставками, была устойчиво ниже по сравнению с остальными товарами и услугами: на 0,3 п. п. ежемесячно. Таким образом, мы находим эмпирические свидетельства в пользу того, что эффект снижения ставок косвенных налогов мог быть распределен во времени и реализоваться еще до вступления в силу изменений в Налоговом кодексе РФ. Производители и продавцы могли заранее начать подстраивать свои цены, готовясь к снижению налогов, а также потребители могли перенести свой спрос с конца 2003 г. на начало 2004 г. в ожидании сокращения уровня цен, а сокращение спроса могло заставить производителей и продавцов заранее начать снижать цены.
Альтернативно, в спецификации, где эффект снижения косвенных налогов на цены предполагается действующим в декабре 2003 г. — феврале 2004 г., соответствующий коэффициент также оказывается значимым. При этом масштаб эффекта сопоставим со спецификацией (2) и составляет 0,3 п. п. ежемесячно. Интересно, что эффект переноса сокращения ставок косвенных налогов в цены товаров, которые облагаются по стандартным ставкам, оказывается далек от полного — в соответствии с аналогичным опытом в других странах.
Таким образом, мы выявили влияние сокращения ставок косвенных налогов на те товары и услуги, которые облагались по стандартным ставкам. Открытым остается вопрос о том, насколько это повлияло на замедление общей инфляции. Для ответа на данный вопрос мы рассчитываем, какой была бы динамика индексов цен товаров и услуг, которые облагались стандартными ставками косвенных налогов, в отсутствие сокращения налоговой нагрузки (с учетом оценок авторегрессионных коэффициентов). Исходя из этого мы рассчитываем динамику общего уровня цен. При этом предполагается, что категория «другие товары и услуги» облагается по стандартным ставкам НДС. Результаты представлены на рис. 1.
Рисунок 1
Инфляция, накопленная за 12 месяцев и вклад изменения налоговых ставок по НДС и НСП /
12 Month Inflation and the Impact of Changes in VAT and Sales Tax Rates
% %
0,8 i- 16
0,6
0,4
0,2
0,0
12
I
см о
CM
c\i
CM
c\i
0
CM
oo
0
CM
0
CM Ю
0
CM CO
0
CM ОЭ
0
CM
cb
0
Снижение инфляции, связанное с налогами — спецификация (2) / Cut in inflation due to tax change — specification (2) Снижение инфляции, связанное с налогами — спецификация (3) / Cut in inflation due to tax change — specification (3)
см о
см c\i
Инфляция (ПШ) / Inflation (right axis)
Примечание: использованы оценки модели 1 в спецификациях (2) и (3) / Notes: estimates of tax change impact
is produced via model 1 specifications (2) and (3).
Источник: составлено автором / Source: calculated by author
8
4
0
Оценка суммарного эффекта на общий уровень инфляции практически идентична в обеих спецификациях - для накопленной за 12 месяцев инфляции она максимально составляет 0,6-0,7 п. п. Разница между двумя оцененными спецификациями заключается в том, как данный шок распределен во времени. В спецификации (2) эффект на инфляцию начинает проявляться в октябре 2003 г. и перестает оказывать влияние на накопленную за 12 месяцев инфляцию несколько раньше, чем в спецификации (3).
Таким образом, оцененный эффект переноса косвенных налогов в цены 2004 г. составил 10-11 %. Данное значение соответствует оценкам, получаемым в международных исследованиях, посвященных влиянию снижения НДС на инфляцию. Как правило, сокращение косвенных налогов достаточно слабо транслируется в потребительские цены, и в основном от снижения ставок выигрывают производители и продавцы продукции.
Также полученные нами точечные оценки последствий сокращения нагрузки по косвенным налогам достаточно близки к результатам [Алексеев А. и др., 2004], где эффект налоговой реформы на потребительскую инфляцию оценивался в 0.8 п. п. Методология [Алексеев А. и др., 2004] предполагала построение модели общего равновесия. Полученные нами с помощью совершенно иного подхода оценки влияния снижения косвенных налогов на инфляцию подтверждают, что изменение инфляции было достаточно сдержанным. Хотя обещания некоторых крупных участников рынка в ответ на отмену налога с продаж снизить розничные цены на 5 % и могли быть осуществлены, в целом производители и продавцы не перенесли большую часть снижения налоговой нагрузки в цены потребителей.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
Согласно полученным результатам сокращение стандартной ставки НДС с 20 до 18 % и отмена налога с продаж (с эффективной ставкой около 4 %) в начале 2004 г. привели к сокращению инфляции на 0,6-0,7 п. п. Такой эффект переноса в целом соответствует оценкам, получаемым в литературе, а также оценкам, сделанным для России в рамках модели общего равновесия. Как следствие, при снижении нагрузки по косвенным налогам в 2004 г. эффект переноса был достаточно далеким от полного, и значительную часть выигрыша от сокращения налогов получили именно производители и продавцы продукции, а не потребители.
В свете таких оценок при прогнозировании последствий сокращения НДС в целом или на отдельные виды товаров следует весьма консервативно оценивать вклад такой реформы в инфляцию, а основной аргументацией в пользу принятия таких политических решений должна быть поддержка производителей и продавцов, а не выгоды, которые от такой реформы могут получить потребители. При этом необходимо оговориться, что в отдельных случаях при некоторых характеристиках рынка или при наличии определенных договоренностей между лицами, принимающими политические решения, и участниками рынка эффект переноса НДС в цены может быть высоким даже при снижении налоговых ставок.
Список источников
Алексеев А., Волчкова Н., Денисова И. и др. Микроэкономическая оценка последствий налоговой реформы. Серия «Научные доклады: независимый экономический анализ», № 156. М.: Московский общественный научный фонд; Центр экономических и финансовых исследований и разработок, 2004.
Андреев М. Ю., Полбин А. В. Влияние фискальной политики на макроэкономические показатели в DSGE-моделях // Научно-исследовательский финансовый институт. Финансовый журнал. 2018. № 3. С. 21-33. URL: https://doi.org/10.31107/2075-1990-2018-3-21-33.
Adam S., Phillips D., Smith S. et al. A Retrospective Evaluation of Elements of the EU VAT System: Final Report. TAXUD/2010/DE/328, FWC No. TAXUD/2010/CC/104 / Institute for Fiscal Studies, 2011.
Andrade P., Carré M., Bénassy-Quéré A. Competition and pass-through on international markets: Firm-level evidence from VAT shocks. Mimeo, 2015. URL: http://www.parisschoolofeconomics.com/benassy-quere-agnes/ Papers/VATPassThrough.pdf.
Benedek M. D., De Mooij R. A., Wingender M. P. Estimating VAT Pass Through / IMF Working Papers. 2015. No. 15/214. URL: https://doi.org/10.5089/9781513586359.001.
Benkovskis K., Fadejeva L. The Effect of VAT Rate on Inflation in Latvia: Evidence from CPI Microdata // Applied Economics. 2014. Vol. 46. Iss. 21. P. 2520-2533. URL: https://doi.org/10.1080/00036846.2014.904492.
Benzarti Y., Carloni D., Harju J. et al. What Goes Up May Not Come Down: Asymmetric Incidence of Value-Added Taxes / NBER Working Paper No. w23849. 2017. URL: https://doi.org/10.3386/w23849.
Carbonnier C. Is Tax Shifting Asymmetric? Evidence from French VAT Reforms, 1995-2000. HAL, 2005. URL: https://halshs.archives-ouvertes.fr/halshs-00590719/document.
Carbonnier C. Who Pays Sales Taxes? Evidence from French VAT Reforms, 1987-1999 // Journal of Public Economics. 2007. Vol. 91. Iss. (5-6), P. 1219-1229. URL: https://doi.org/10.1016/jjpubeco.2006.12.004.
Danninger M. S., Carare M. A. Inflation Smoothing and the Modest Effect of VAT in Germany / IMF Working Papers. 2008. No. 08/175. URL: https://doi.org/10.5089/9781451870336.001.
Doyle J. J., Samphantharak K. $2.00 Gas! Studying the Effects of a Gas Tax Moratorium / NBER Working Paper No. w12266. 2006. URL: https://doi.org/10.3386/w12266.
Fullerton D., Metcalf G. E. Tax Incidence // Handbook of Public Economics. 2002. Vol. 4. P. 1787-1872. URL: https://doi.org/10.1016/s1573-4420(02)80005-2.
Harju J., Kosonen T., Skans O. N. Firm types, price-setting strategies, and consumption-tax incidence // Journal of Public Economics. 2018. Vol. 165. P. 48-72. URL: https://doi.org/10.1016/jjpubeco.2018.06.006.
Kosonen T. More and cheaper haircuts after VAT cut? On the efficiency and incidence of service sector consumption taxes // Journal of Public Economics. 2015. Vol. 131. P. 87-100. URL: https://doi.org/10.1016/ j.jpubeco.2015.09.006.
Mathé M., Nicodème G., Ruà S. Tax Shift / Taxation paper No. 59. European Union, 2015.
Weyl E. G., Fabinger M. Pass-Through as an Economic Tool: Principles of Incidence under Imperfect Competition // Journal of Political Economy. 2013. Vol. 121. No. 3. P. 528-583. URL: https://doi.org/10.1086/670401.
Поступила в редакцию 2 сентября 2019 г.
Принята к публикации 21 октября 2019 г.
DOI: 10.31107/2075-1990-2019-5-37-49
The Impact of Indirect Tax Rates Cut on Inflation: Evidence From Russia
Mania A. Elkina1 2 (e-mail: elkina@nifi.ru), ORCID 0000-0001-6478-2919
1 Financial Research Institute, Moscow 127006, Russian Federation
2 National Research University Higher School of Economics, Moscow 101000, Russian Federation Abstract
The article analyzes the inflationary effect of the value added tax rate cut and abolishment of the sales tax in Russia in 2004. For this purpose, a panel regression with inflation rates of 39 CPI items is estimated for the period from 2000 to 2007. The results indicate that during the period of the indirect tax reform there was a significant divergence between items which experienced a tax rate change and those which did not. This effect starts before the implementation of tax rate changes, lasting for three months and amounting to -0.3 p.p. each month. The overall impact on inflation is estimated at -0.6-0.7 p.p. in annual terms. Hence, the indirect tax pass-through was far from being full in 2004. Consequently, producers and retailers were the ones who gained the most from the tax rate cut in 2004. Empirical evidence indicates that a cut in indirect tax rates is rather a way to support producers and retailers than a policy which can stimulate consumption.
Keywords: pass-though effect, value added tax, sales tax, indirect taxes, inflation, consumer prices, fiscal policy
JEL: H20, E62
For citation: Elkina M.A. The Impact of Indirect Tax Rates Cut on Inflation: Evidence From Russia. Financial Journal, 2019, no. 5, pp. 37-49 (In Russ.). DOI: 10.31107/2075-1990-2019-5-37-49.
References
Adam S., Phillips D., Smith S. et al. (2011). A Retrospective Evaluation of Elements of the EU VAT System: Final Report. TAXUD/2010/DE/328, FWC No. TAXUD/2010/CC/104, Institute for Fiscal Studies.
Alekseev A., Volchkova N., Denisova I. et al. (2004). Microeconomic Evaluation of Tax Reform Effects. Moscow: Moskovskii obshchestvennyi nauchnyi fond (In Russ.)
Andrade P., Carré M., Bénassy-Quéré A. (2015). Competition and pass-through on international markets: Firm-level evidence from VAT shocks. Mimeo. Available at: http://www.parisschoolofeconomics.com/benassy-quere-agnes/Papers/VATPassThrough.pdf.
Andreyev M.Yu., Polbin A.V. (2018). The Impact of Fiscal Policy on Macroeconomic Indicators in DSGE-models. Finansovyj zhurnal — Financial Journal, no. 3, pp. 21-33 (In Russ.). Available at: https://doi.org/10.31107/2075-1990-2018-3-21-33.
Benedek M.D., De Mooij R.A., Wingender M.P. (2015). Estimating VAT Pass Through. IMF Working Papers. No. 15/214. Available at: https://doi.org/10.5089/9781513586359.001.
Benkovskis K., Fadejeva L. (2014). The Effect of VAT Rate on Inflation in Latvia: Evidence from CPI Microdata. Applied Economics, vol. 46, iss. 21, pp. 2520-2533. Available at: https://doi.org/10.1080/0003684 6.2014.904492.
Benzarti Y., Carloni D., Harju J. et al. (2017). What Goes Up May Not Come Down: Asymmetric Incidence of Value-Added Taxes. NBER Working Paper No. w23849. Available at: https://doi.org/10.3386/w23849.
Carbonnier C. (2005). Is Tax Shifting Asymmetric? Evidence from French VAT Reforms, 1995-2000. HAL, 2005. Available at: https://halshs.archives-ouvertes.fr/halshs-00590719/document.
Carbonnier C. (2007). Who Pays Sales Taxes? Evidence from French VAT Reforms, 1987-1999. Journal of Public Economics, vol. 91, iss. 5-6, pp. 1219-1229. Available at: https://doi.org/10.1016/jjpubeco.2006.12.004.
Danninger M.S., Carare M.A. (2008). Inflation Smoothing and the Modest Effect of VAT in Germany. IMF Working Papers No. 08/175. Available at: https://doi.org/10.5089/9781451870336.001.
Doyle J.J., Samphantharak K. (2006). $2.00 Gas! Studying the Effects of a Gas Tax Moratorium. NBER Working Paper No. w12266. Available at: https://doi.org/10.3386/w12266.
Fullerton D., Metcalf G.E. (2002). Tax Incidence. Handbook of public economics, vol. 4. pp. 1787-1872. Available at: https://doi.org/10.1016/s1573-4420(02)80005-2.
Harju J., Kosonen T., Skans O.N. (2018). Firm types, price-setting strategies, and consumption-tax incidence. Journal of Public Economics, vol. 165, pp. 48-72. Available at: https://doi.org/10.1016/jjpubeco.2018.06.006.
Kosonen T. (2015). More and cheaper haircuts after VAT cut? On the efficiency and incidence of service sector consumption taxes. Journal of Public Economics, vol. 131, pp. 87-100. Available at: https://doi.org/10.1016/ j.jpubeco.2015.09.006.
Mathé M., Nicodème G., Ruà S. (2015). Tax Shift. Taxation Paper No. 59. European Union, 2015.
Weyl E.G., Fabinger M. (2013). Pass-Through as an Economic Tool: Principles of Incidence under Imperfect Competition. Journal of Political Economy, vol. 121, no. 3, pp. 528-583. Available at: https://doi.org/10.1086/670401.
Received 02.09.2019 Accepted for publication 21.10.2019
