曹 平，王桂軍

(廣西大學(xué)商學(xué)院，廣西 南寧 530004)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

1994年實行分稅制以來，我國營業(yè)稅與增值稅兩大稅種分立并行。這種稅制雖然促進(jìn)了當(dāng)時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，增加了財政收入,但隨著我國國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，其不合理性日漸突顯：一方面，切斷了制造業(yè)與服務(wù)業(yè)之間的增值稅抵扣鏈條，產(chǎn)生了重復(fù)征稅現(xiàn)象；另一方面，抬高了服務(wù)性產(chǎn)品的銷售價格，抑制了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。基于此，我國財政部、國家稅務(wù)總局于2012年1月1日以上海市為試點實施營業(yè)稅改征增值稅政策(以下簡稱“營改增”)，并分地區(qū)、分階段、分行業(yè)全面推開試點范圍。直至2016年5月1日，“營改增”全面完成，實現(xiàn)了對所有貨物、服務(wù)的生產(chǎn)、流通及消費(fèi)領(lǐng)域的全面覆蓋，至此，實行了66年的營業(yè)稅全面被取消。

自“營改增”實施以來，關(guān)于其政策效應(yīng)一直是學(xué)術(shù)界的研究熱點?，F(xiàn)有研究成果多集中在以下幾個方面：(1)“營改增”對企業(yè)稅負(fù)的影響。潘文軒(2013)通過理論分析及實際考察發(fā)現(xiàn)，“營改增”政策對服務(wù)業(yè)稅負(fù)具有雙重效應(yīng)，部分試點企業(yè)出現(xiàn)了“不減反增”的現(xiàn)象[1]；童錦治等(2015)基于企業(yè)議價能力視角經(jīng)驗研究了“營改增”對企業(yè)實際流轉(zhuǎn)稅負(fù)的影響，認(rèn)為企業(yè)議價能力越低，其名義稅負(fù)在“營改增”后上升幅度越大[2]；范子英和彭飛(2017)發(fā)現(xiàn)“營改增”的減稅效應(yīng)依賴于產(chǎn)業(yè)互聯(lián)和上游行業(yè)的增值稅稅率，“營改增”企業(yè)的平均稅負(fù)并沒有顯著下降[3]。(2)“營改增”對財政收入的影響。田志偉和胡怡建(2014)采用CGE模型理論分析了“營改增”對國家財政稅收的影響，發(fā)現(xiàn)“營改增”明顯降低了政府稅收收入，但對經(jīng)濟(jì)增長沒有明顯的提高[4]；周彬和杜兩省(2016)認(rèn)為“營改增”的地方性財政減稅并不等于全國財政收入的減稅，試點階段甚至?xí)?dǎo)致全國財政收入的增加[5]。(3)“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及宏觀經(jīng)濟(jì)的影響：陳曉光(2013)認(rèn)為“營改增”可以統(tǒng)一商品及服務(wù)稅制，縮小并消除企業(yè)間有效稅率的差異，提高中國經(jīng)濟(jì)的整體效率[6]；陳釗和王旸(2016)通過實證研究發(fā)現(xiàn)“營改增”能夠顯著地促進(jìn)專業(yè)化分工[7]。(4)“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新的影響：王桂軍和曹平(2018)經(jīng)驗分析了“營改增”對制造業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新的政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)“營改增”可以通過促進(jìn)專業(yè)化分工顯著地降低制造業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新意愿，但與此同時也提高了制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)引進(jìn)水平[8]；欒強(qiáng)和羅守貴(2018)以上?？萍计髽I(yè)為研究對象從“減稅效應(yīng)”視角分析了“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)“營改增”雖然增加了上?？萍计髽I(yè)2013年的研發(fā)投入，但同時顯著地減少了2014年的[9]。

綜上所述，近些年來，學(xué)術(shù)界從不同角度對“營改增”的政策效應(yīng)進(jìn)行了分析，已有豐碩的研究成果，但至今鮮有針對“營改增”影響企業(yè)價值的研究?！盃I改增”的根本目標(biāo)不僅在于減稅，更在于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間的專業(yè)化分工，提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)水平，最終實現(xiàn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型與升級。個體企業(yè)是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)單元，企業(yè)價值的提升直接關(guān)系著產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長。因此，關(guān)于“營改增”是否提高試點行業(yè)企業(yè)價值這一設(shè)問極具研究價值。有鑒于此，本文以2009～2015年中國上市公司為樣本，視分地區(qū)、分階段、分行業(yè)實施的“營改增”為一項外生的政策實驗，利用雙重差分法經(jīng)驗研究了其對試點行業(yè)企業(yè)價值的影響。研究表明：(1)“營改增”政策可以顯著地提高試點行業(yè)的企業(yè)價值；(2)“營改增”對企業(yè)價值的影響幅度呈逐年上升趨勢。進(jìn)一步地，我們從市場競爭視角研究了二者的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)“營改增”對企業(yè)價值的影響可以通過提高市場競爭程度實現(xiàn)。

本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于：首先，本文從“營改增”的核心目標(biāo)出發(fā)，關(guān)注宏觀“營改增”政策與微觀企業(yè)價值這一重要關(guān)系，彌補(bǔ)了基于企業(yè)價值考量“營改增”政策效應(yīng)的研究空白；其次，本文從市場競爭視角考察“營改增”對企業(yè)價值的影響，豐富了“營改增”政策效應(yīng)作用機(jī)制的研究；最后，利用“營改增”分地區(qū)、分階段、分行業(yè)實施這一政策實驗進(jìn)行雙重差分估計，并通過雙重差分傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性測試，有效地緩解了可能存在的內(nèi)生性及非平衡趨勢問題，保證了研究結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性。

二、制度背景與研究假設(shè)

(一)制度背景

我國于1994年基本確立了營業(yè)稅與增值稅兩大流轉(zhuǎn)稅分立并行的格局，制造業(yè)以征收增值稅為主，而服務(wù)業(yè)則主要繳納營業(yè)稅。在會計核算上，增值稅可以進(jìn)銷項稅額互抵[注]2009年增值稅轉(zhuǎn)型之前，購買固定資產(chǎn)所產(chǎn)生的進(jìn)行稅額不能參與抵扣銷項稅額。，而營業(yè)稅只能計入產(chǎn)品成本。這雖然使得上游服務(wù)業(yè)與下游制造業(yè)形成了相互制衡的局面，有效地保證了國家稅收收入，但也導(dǎo)致了重復(fù)征稅現(xiàn)象，抑制了產(chǎn)業(yè)間的專業(yè)化分工及服務(wù)業(yè)的發(fā)展。2011～2013年我國GDP增速持續(xù)走低，經(jīng)濟(jì)發(fā)展由高速增長階段步入中高速增長的新常態(tài)階段。在新常態(tài)階段，經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動需要轉(zhuǎn)向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、調(diào)整、轉(zhuǎn)型及升級的新模式，在繼續(xù)擴(kuò)大內(nèi)需的同時，更要強(qiáng)化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高供給體系的效率與質(zhì)量，為經(jīng)濟(jì)增長持續(xù)輸送動力。營業(yè)稅與增值稅兩稅并存的局面已經(jīng)不再適應(yīng)新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，雖然我國在2009年實行的增值稅轉(zhuǎn)型改革[注]我國于2009年1月1日在全國范圍內(nèi)實行增值稅由生產(chǎn)型向消費(fèi)型的改革，改革后企業(yè)購買固定資產(chǎn)的進(jìn)行稅額亦可參與抵扣。在一定程度上擴(kuò)大了內(nèi)需，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但兩稅分立并行所凸顯的重復(fù)征稅、抵扣鏈條不完整等問題依然存在，干擾著經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，新一輪的流轉(zhuǎn)稅改革亟待提上日程。基于此，我國財政部、國家稅務(wù)總局于2011年11月16日印發(fā)了《關(guān)于印發(fā)<營業(yè)稅改征增值稅試點方案>的通知》和《關(guān)于在上海市開展交通運(yùn)輸業(yè)和部分服務(wù)業(yè)營業(yè)稅改征增值稅試點的通知》，這兩份文件的出臺標(biāo)志著中國“營改增”政策正式啟動。此后，我國分階段、分地區(qū)、分行業(yè)全面推開“營改增”試點，直至2016年5月1日，我國全面完成“營改增”改革，實現(xiàn)了增值稅在所有貨物、勞務(wù)及服務(wù)的全面覆蓋。

(二)理論分析與研究假設(shè)

稅負(fù)水平是影響企業(yè)價值的主要因素之一，一般情況下，稅負(fù)水平與企業(yè)價值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[10][11][12]。從“營改增”結(jié)構(gòu)性減稅的設(shè)計定位來看，服務(wù)業(yè)企業(yè)的稅負(fù)水平在政策之后應(yīng)該顯著地下降，但實際情況并非如此，部分企業(yè)稅負(fù)甚至出現(xiàn)不降反增的情況。因此，從稅負(fù)水平視角討論“營改增”對企業(yè)價值的影響似乎行不通。本文試圖從市場競爭視角討論“營改增”對企業(yè)價值的影響，因為“營改增”改變的不僅是企業(yè)的稅負(fù)水平，還有行業(yè)的市場環(huán)境。從整個產(chǎn)業(yè)鏈的角度看，雖然“營改增”主要針對以繳納營業(yè)稅為主的服務(wù)業(yè)，但受其影響的卻不僅僅是服務(wù)業(yè)。制造業(yè)不在改革范圍之內(nèi)，但處于產(chǎn)業(yè)鏈下游的制造業(yè)需要購買上游的服務(wù)業(yè)產(chǎn)品，由于營業(yè)稅不能參與抵扣，當(dāng)制造業(yè)企業(yè)購買服務(wù)業(yè)產(chǎn)品時既支付了產(chǎn)品的價格又承擔(dān)了與產(chǎn)品對應(yīng)的營業(yè)稅款項，從成本角度講，這變相地增加了服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的購買價格。為了規(guī)避這種現(xiàn)象，制造業(yè)企業(yè)寧愿放棄外購服務(wù)業(yè)產(chǎn)品，不考慮技術(shù)與服務(wù)外包，而選擇企業(yè)內(nèi)部承擔(dān)，即組建自營服務(wù)部門以滿足生產(chǎn)經(jīng)營需要，這便在一定程度上抑制了服務(wù)業(yè)的發(fā)展[8]?！盃I改增”之后，制造業(yè)企業(yè)外購服務(wù)業(yè)產(chǎn)品可以取得增值稅專用發(fā)票進(jìn)行抵扣，從而消除了重復(fù)征稅現(xiàn)象，降低了服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的購買成本。這種情況自然會導(dǎo)致一部分制造業(yè)企業(yè)放棄服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的自給自足，而更多地采用外包方式取得。從理論上講，這對服務(wù)業(yè)是一種政策“紅利”，可以使服務(wù)業(yè)市場“蛋糕”變大，激勵更多的企業(yè)參與分割“蛋糕”，進(jìn)而增加市場的競爭程度。

亞當(dāng)·斯密在《國富論》中提到：“壟斷是優(yōu)質(zhì)管理最大的敵人，所以經(jīng)濟(jì)學(xué)家們認(rèn)為競爭是提升企業(yè)價值的有效途徑?！敝T多研究也表明，市場競爭與企業(yè)價值呈顯著的正相關(guān)關(guān)系[13][14][15][16]。這是因為，激烈的競爭環(huán)境一方面可以淘汰業(yè)績差、效率低的公司，提升行業(yè)活力；另一方面可以使企業(yè)不斷提高自身的管理及營銷能力，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率。

因此，基于以上分析，本文提出研究假設(shè)H1：

H1：“營改增”顯著地提升了試點行業(yè)的企業(yè)價值。

三、模型與估計方法

(一)雙重差分模型

雙重差分模型(DID)是一種十分流行的政策效果估計方法，其基本原理在于：通過對受政策影響群體(實驗組)與未受政策影響群體(對照組)的對比來判斷政策的作用后果。有選擇地實施“營改增”可視為一項政策實驗，其中試點企業(yè)為實驗組(treatment group)，未受政策影響的非試點企業(yè)為對照組(comparison group)。在本文中，我們以2009～2015年為時間區(qū)間；以2012年度納入試點范圍的部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為實驗組，具體包括先后在上海、北京等9省市實施“營改增”的研發(fā)與技術(shù)服務(wù)、信息技術(shù)服務(wù)、文化創(chuàng)意服務(wù)、物流輔助服務(wù)、有形動產(chǎn)租賃服務(wù)、鑒證咨詢服務(wù)及廣播影視服務(wù)6類服務(wù)子行業(yè)[注]我們并沒有將交通運(yùn)輸業(yè)考慮在內(nèi)，因為“營改增”之前運(yùn)輸服務(wù)即可按照運(yùn)費(fèi)的7%予以抵扣，這在一定程度上緩解了重復(fù)征稅現(xiàn)象，因此“營改增”對交通運(yùn)輸業(yè)的影響可能會不顯著。；以2016年5月1日納入試點范圍的服務(wù)業(yè)子行業(yè)為對照組(截止2015年年底并未受到政策影響，考慮到行業(yè)特殊性，我們剔除了銀行、證券等金融服務(wù)業(yè))；利用Treat和Policy兩個虛擬變量對樣本進(jìn)行分組，其中，Treat=1和Treat=0分別表示實驗組和對照組，Policy=0和Policy=1分別表示“營改增”政策實施前與實施后?？紤]到政策效應(yīng)可能存在一定的滯后性，我們在回歸分析時將改革時間定為2013年。

根據(jù)DID的設(shè)計方法，本文設(shè)計如下基準(zhǔn)回歸模型：

Yit=α+β1Treatit+β2Poltcyit+β3Treatit·Poltcyit+β4Conirolit+εit

(1)

其中，下標(biāo)i與t分別表示企業(yè)和年份；Control表示控制變量組；ε為隨機(jī)擾動項；被解釋變量Y代表企業(yè)價值變量。

由DID模型(1)可以得出，對于“營改增”試點企業(yè)(實驗組，Treat=1)在政策前后的企業(yè)價值分別是α+β1和α+β1+β2+β3，二者相減可以得到實驗組企業(yè)價值的變化幅度，即β2+β3，這里面包含了“營改增”政策及其他干擾因素的作用；同理，對于“營改增”非試點企業(yè)(對照組，Treat=0)在政策前后的變化幅度為β2，這里面只包含了干擾因素的作用。因此實驗組的變化幅度β2+β3減去對照組的變化幅度β2即可以得到“營改增”對實驗組企業(yè)的凈效應(yīng)β3。所以，在DID模型中我們重點關(guān)注交互項Treat·Policy的系數(shù)β3，根據(jù)假設(shè)H1，β3應(yīng)該顯著為正。

進(jìn)一步地，為了捕捉“營改增”之后每個年度的政策效應(yīng)及動態(tài)變化趨勢，我們參考范子英等(2016)[17]、王桂軍和曹平(2018)[8]的做法，將模型(2)中的平均效應(yīng)分解到政策實施后的每個年度，于是得到如下模型：

(2)

其中，yeart為年度虛擬變量，分別取值為2013、2014與2015；同模型(1)的原理類似，系數(shù)β3能夠測度剔除其他干擾因素之后“營改增”政策每一個年度給實驗組帶來的凈效應(yīng)；其他變量與模型(1)定義相同。

(二)雙重差分傾向得分匹配模型

利用雙重差分模型估計政策效應(yīng)有一個重要的前提，即實驗組與對照組在政策前要保持相同的變化趨勢。雖然我們選擇的樣本均為服務(wù)業(yè)企業(yè)，但由于子行業(yè)的不同，可能會導(dǎo)致上述條件無法滿足，因此，為了使研究結(jié)論更加嚴(yán)謹(jǐn)，我們采用Heckman et al.(1997)[18]提出的雙重差分傾向得分匹配模型(PSM-DID)進(jìn)一步地進(jìn)行了穩(wěn)健性測試。

PSM-DID模型的基本思路為：首先在未受政策影響的對照組中找到某個企業(yè)j，使得企業(yè)j的觀測變量與實驗組中企業(yè)i的盡可能地相匹配，如此重復(fù)操作以得到共同取值范圍的集合Sp(commonsupport)，在Sp中實驗組與對照組能夠更好地保持相同的變化趨勢，然后利用如下模型進(jìn)行處理效應(yīng)估計。

(3)

其中，T表示實驗組，C表示對照組，t0表示政策前，t1表示政策后，i表示實驗組中第i個企業(yè)，j表示對照組中第j個企業(yè)，w(i,j)表示傾向得分匹配得到的權(quán)重，I1為原實驗組樣本，I0為原控制組樣本，N*為集合I1∩Sp所包含的實驗組個體數(shù)。

四、數(shù)據(jù)、變量及描述性統(tǒng)計特征

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2009～2015年為樣本區(qū)間，選取滬深兩市A股市場上海、北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、湖北和浙江9個省市的部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)上市公司為實驗組樣本，選取2015年之前未納入“營改增”試點范圍的服務(wù)業(yè)子行業(yè)上市公司為對照組。主要變量數(shù)據(jù)通過國泰安及瑞思數(shù)據(jù)庫獲得，并剔除了ST、*ST、金融保險行業(yè)及主變量有缺失的公司樣本。最終，本文得到了410家上市公司的2164條觀測值。由于部分公司于2009～2015年期間上市，導(dǎo)致此類公司上市前的數(shù)據(jù)不可得，因此，本文數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為非平衡面板數(shù)據(jù)。為了消除異常值的影響，我們對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%的Winsorize縮尾處理。

(二)變量定義

1.企業(yè)價值。國外文獻(xiàn)多以托賓Q值作為企業(yè)價值的代理變量，在國內(nèi)企業(yè)價值的代理變量可分為兩類：盈利性財務(wù)指標(biāo)與企業(yè)市場價值。張立民和李琰(2017)[19]指出，盈利性財務(wù)指標(biāo)可能會受到股票市場欠成熟、財務(wù)粉飾、盈余管理等因素的影響而導(dǎo)致數(shù)據(jù)失真，因此，以其作為代理變量衡量企業(yè)價值時需慎重；與盈利性財務(wù)指標(biāo)相比，托賓Q值不易受到企業(yè)層面的操控，不僅可以預(yù)測企業(yè)的未來現(xiàn)金流量，而且可以從市場價值和盈利能力兩個維度體現(xiàn)企業(yè)的價值。因此，本文借鑒大部分學(xué)者的做法，采用托賓Q值(TobinQ)作為企業(yè)價值的代理變量。

2.控制變量。參考賀小剛等(2013)[20]、陳玉罡和石芳(2014)[21]的做法，本文從公司治理層、財務(wù)狀況、財務(wù)成果等方面選取了一系列控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模、員工人數(shù)、企業(yè)年齡、資本結(jié)構(gòu)、盈利能力、成長能力、董事會規(guī)模、監(jiān)事會規(guī)模以及管理層激勵程度，另外我們還控制了年度、省份及行業(yè)固定效應(yīng)，其中，行業(yè)分類依據(jù)證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，取一位行業(yè)代碼。主要變量及定義見表1所示。

表1 主要代理變量及定義

(三)描述性統(tǒng)計特征

描述性的統(tǒng)計結(jié)果顯示[注]限于篇幅，描述性統(tǒng)計結(jié)果不再列示，作者備索。，企業(yè)價值代理變量托賓Q值(TobinQ)均值為2.520，標(biāo)準(zhǔn)差為2.646，最小值為0.169，最大值為14.68，這說明樣本中企業(yè)價值的差異較大；凈資產(chǎn)增長率(Netassgrrt)、董事會持股比例(BOD_S)、監(jiān)事會持股比例(BOV_S)的標(biāo)準(zhǔn)差均高于均值，說明樣本企業(yè)中這些指標(biāo)差距也較大，而其他指標(biāo)整體差距不大。

五、實證檢驗及結(jié)果分析

(一)企業(yè)價值時間趨勢分析

圖1描述了實驗組與對照組托賓Q值的時間變化趨勢，其中，縱軸表示組內(nèi)托賓Q值的均值，實線為實驗組曲線，虛線為對照組曲線。需要進(jìn)一步解釋的是，橫軸年份表示每年年末時間點，比如2011年表示的是2011年12月31日，2011～2012年區(qū)間表示2012年整年的變化趨勢，如前文所述，我們選擇2013年為政策實施時間，所以時間節(jié)點應(yīng)該在2012年年末，即圖中垂線所示。從圖中可以看出，實驗組和對照組托賓Q值的變化趨勢在2009～2012年期間基本保持平行，符合雙重差分平行趨勢的要求。2012年之后，實驗組出現(xiàn)明顯的上升趨勢，但對照組增長依然比較緩慢，這說明在2012年之后兩組企業(yè)的托賓Q值出現(xiàn)明顯的差異，但是不是因為“營改增”政策的影響還需進(jìn)一步檢驗。

(二)“營改增”與企業(yè)價值的DID檢驗

圖1 實驗組與對照組托賓Q值時間變化趨勢

1.平均效應(yīng)。在該部分我們基于模型(1)利用最小二乘法(OLS)對“營改增”是否影響試點行業(yè)的企業(yè)價值進(jìn)行了雙重差分檢驗，結(jié)果如表2第(1)～(2)列所示。其中，第(1)列沒有加入企業(yè)層面的特征變量，我們所關(guān)心的交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為正；第(2)列加入了可能影響企業(yè)價值的特征變量，結(jié)果依然為正，且在1%的水平上顯著。這說明，我們不能從統(tǒng)計意義上拒絕假設(shè)H1，因此，“營改增”政策的確顯著地提高了試點行業(yè)的企業(yè)價值。具體而言，相對于對照組，“營改增”政策提高了實驗組1.64單位的托賓Q值。

表2 “營改增”對企業(yè)價值的影響：雙重差分檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為t值，*、** 與*** 分別表示10%、5%與1%的顯著性水平，回歸結(jié)果均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計，并在公司層面進(jìn)行聚類。

2.動態(tài)效應(yīng)及變化趨勢。進(jìn)一步地，我們根據(jù)模型(2)考察了“營改增”政策影響企業(yè)價值的動態(tài)效應(yīng)及變化趨勢，結(jié)果如表2第(3)～(4)列所示。可以看出，不管企業(yè)層面的特征變量加入與否，各年的動態(tài)效應(yīng)至少在5%的水平上顯著為正，具體而言，“營改增”對企業(yè)價值的提高幅度在第一年最小，之后逐年增加，且邊際效應(yīng)呈遞增趨勢。出現(xiàn)這種情況可能的原因在于：一方面，由于政策的變化，導(dǎo)致了試點企業(yè)在購買、銷售、會計核算及納稅申報等環(huán)節(jié)出現(xiàn)了較大的變動，企業(yè)需要一定的適應(yīng)期；另一方面，專業(yè)化分工不能一蹴而成，服務(wù)部門從制造業(yè)企業(yè)內(nèi)部的剝離需要一定的時間。鑒于以上兩方面，“營改增”的政策效應(yīng)在時間上出現(xiàn)了滯后。

(三)穩(wěn)健性檢驗：雙重差分傾向得分匹配法

在“營改增”之前，雖然實驗組與對照組托賓Q值的變化在時間上基本平行，但這不能排除兩組企業(yè)可能存在系統(tǒng)性差異。因此，為了降低DID估計的誤差，我們在該部分進(jìn)一步地采用PSM-DID模型對研究結(jié)論進(jìn)行了穩(wěn)健性測試。具體操作步驟如下：

1.匹配變量的篩選。在傾向得分匹配之前首先需要確定合適的匹配變量，具體來講，我們通過啞變量Treat對控制變量組Control進(jìn)行逐步的Logit回歸來確定顯著的控制變量并以其作為最終的匹配變量(限于篇幅，Logit回歸分析的結(jié)果不再列示)，最終確定的變量包括：企業(yè)規(guī)模(LnAsset)、員工人數(shù)(LnStaff)、企業(yè)年齡(LnAge)、資本結(jié)構(gòu)(Lev)、盈利能力(LnInc)、監(jiān)事會規(guī)模(LnBOV)、董事會持股比例(BOD_S)以及高管工資前三名總數(shù)(LnTM_W)。

2.樣本匹配及效果檢驗。我們根據(jù)上一步得到的匹配變量對實驗組和對照組進(jìn)行核匹配(kernel Matching)得到了共同取值范圍的集合Sp，并利用pstest檢驗了集合Sp中實驗組與對照組數(shù)據(jù)是否得到了較好地平衡，檢驗結(jié)果如表3所示。從表3中的標(biāo)準(zhǔn)化偏差可以看出，在匹配前實驗組與對照組的各變量偏差較大，匹配后除了企業(yè)年齡其他變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差基本在0附近(小于10%)。另外，從t-test的角度看，匹配前兩組數(shù)據(jù)的各變量均存在著顯著差異，匹配后，除企業(yè)年齡仍在5%的水平上存在顯著差異外，其他變量的差異均不顯著。綜上，在匹配后的集合Sp中，實驗組和對照組的數(shù)據(jù)得到了均衡，適合采用PSM-DID模型進(jìn)行進(jìn)一步的估計。

表3 匹配效果檢驗

注：*、** 與*** 分別表示10%、5%與1%的顯著性水平，U表示匹配前，M表示匹配后。

3.PSM-DID檢驗。在該部分，我們利用集合Sp中實驗組和對照組的數(shù)據(jù)，基于模型(3)進(jìn)行了雙重差分檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。其中，Diff-in-Diff的系數(shù)是我們重點關(guān)心的，它代表了去除其他干擾因素之后“營改增”對實驗組的凈效應(yīng)，從表中可以看出，“營改增”對實驗組企業(yè)價值的凈效應(yīng)平均提高1.576個托賓Q，且在1%的水平上顯著，這和表2中的結(jié)果保持了良好的一致性，本文結(jié)論保持不變。

表4 PSM-DID檢驗結(jié)果

注：*、** 與*** 分別表示10%、5%與1%的顯著性水平。

(四)“營改增”影響企業(yè)價值的機(jī)制檢驗

從DID檢驗及穩(wěn)健性測試的結(jié)果來看，我們并不能從統(tǒng)計意義上拒絕“營改增”顯著提高試點行業(yè)企業(yè)價值的研究假設(shè)。那么，是怎樣的作用機(jī)制誘發(fā)了“營改增”對企業(yè)價值的促進(jìn)效應(yīng)？本文主要從市場競爭視角考察這一問題。參考已有研究的做法(黎文靖和李耀淘，2014；孟慶璽等，2016)[22][23]，我們將市場競爭作為中介變量，先考察解釋變量對市場競爭的影響，然后再將解釋變量與市場競爭的交互項代入模型(1)，考察其對被解釋變量的影響。現(xiàn)有研究多以行業(yè)集中度(赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)，HHI)測度市場競爭程度(孔東民等，2013；簡澤等，2017)[24][25]，為了便于理解，本文采用HHI的倒數(shù)(HHI_D)作為市場競爭的代理變量[注]采用HHI或HHI的倒數(shù)作為市場競爭的代理變量只會使含有市場競爭項的系數(shù)符號產(chǎn)生不同，并不影響顯著性水平。，HHI_D=1/HHI=1/∑(Xi/X)2，其中，X=∑Xi，Xi為行業(yè)內(nèi)企業(yè)i的營業(yè)收入。HHI_D越大，市場競爭程度越高，HHI_D越小，市場競爭程度越低。具體模型設(shè)計如下：

HHI_Dit=α+β1Treatit+β2Policyit+β3Treatit·Policyit+β4Controlit+εit

(4)

TobinQit=α+β1Treatit+β2Policyit+β3Treatit·Policyit+β4HHI_Dit

+β5Treatit·Policyit·HHI_Dit+β6Controlit+εit

(5)

其中，下標(biāo)i與t分別表示公司和年份；HHI_Dit表示第i個企業(yè)第t年所在行業(yè)的市場競爭程度；TobinQit為第i個企業(yè)第t年的托賓Q值；其他各項與模型(1)定義相同。在模型(4)中，交互項系數(shù)β3代表剔除其他干擾因素之后“營改增”對試點行業(yè)市場競爭程度的影響；在模型(5)中，我們引入了政策分組、政策時間與市場競爭的交互項Treat·Policy·HHI_D，其系數(shù)β5是我們重點關(guān)注的，其顯著性可以幫助我們判斷“營改增”是否可以通過市場競爭影響試點行業(yè)的企業(yè)價值。

進(jìn)一步地，我們利用如下模型捕捉“營改增”通過市場競爭影響企業(yè)價值的動態(tài)效應(yīng)及變化趨勢：

(6)

其中，yeart為年度虛擬變量，分別取值為2013、2014與2015；其余各項同模型(5)定義相同。β5是政策分組、政策實施年份與市場競爭交互項的系數(shù)，其大小及顯著性可以反映“營改增”通過市場競爭影響企業(yè)價值的動態(tài)效應(yīng)及變化趨勢。

表5列示了“營改增”對企業(yè)價值作用機(jī)制的檢驗結(jié)果。其中，第(1)～(2)列為模型(4)的回歸結(jié)果，第(1)列沒有加入企業(yè)層面的特征變量，我們所關(guān)心的交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為正；第(2)列加入了企業(yè)層面的特征變量，交互項系數(shù)依然為正，且在1%的水平上顯著。這說明，“營改增”顯著地提高了試點行業(yè)的市場競爭程度，與我們的理論分析一致。

第(3)～(4)列為模型(5)的檢驗結(jié)果，不管有沒有加入控制變量，交互項Treat·Policy·HHI_D的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這說明“營改增”可以通過提高市場競爭程度來提高試點行業(yè)的企業(yè)價值，這與我們的理論分析吻合，至此，本文所討論的作用機(jī)制成立。

進(jìn)一步地，第(5)～(6)列匯報了模型(6)的檢驗結(jié)果，我們重點關(guān)心交互項yeart·Policy·HHI_D的系數(shù)。從沒有加入控制變量的回歸結(jié)果看，“營改增”通過市場競爭影響企業(yè)價值的作用幅度第一年最低，以后各年呈上升趨勢；當(dāng)加入控制變量之后，雖然系數(shù)有所變化，但逐年遞增的上升趨勢不變。這與表2的結(jié)果保持一致。

綜上，“營改增”確實可以通過市場競爭來提高試點行業(yè)的企業(yè)價值，且作用幅度呈逐年上升的動態(tài)趨勢。

表5 “營改增”影響企業(yè)價值的作用機(jī)制檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)值為t值，*、** 與*** 分別表示10%、5%與1%的顯著性水平，回歸結(jié)果均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計，并在公司層面進(jìn)行聚類。

六、結(jié)論與政策建議

“營改增”政策實施以來，實務(wù)界的反饋褒貶不一，特別是一些企業(yè)的稅負(fù)出現(xiàn)“不減反增”的現(xiàn)象，讓一些學(xué)者也對“營改增”政策產(chǎn)生了質(zhì)疑。鑒于“營改增”政策的主要目的在于促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，本文以2009～2015年中國上市公司為樣本，視分地區(qū)、分階段、分行業(yè)實施的“營改增”政策為一項外生的政策實驗，利用雙重差分法從企業(yè)價值視角經(jīng)驗研究了“營改增”的政策效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)：(1)“營改增”政策可以顯著地提高試點行業(yè)的企業(yè)價值；(2)“營改增”對試點行業(yè)企業(yè)價值的影響幅度呈逐年上升趨勢；(3)“營改增”對試點行業(yè)企業(yè)價值的影響可以通過提高市場競爭程度實現(xiàn)。

本研究為全面推行流轉(zhuǎn)稅改革，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與轉(zhuǎn)型，推動服務(wù)業(yè)專業(yè)化升級及供給側(cè)改革提供了重要的經(jīng)驗證據(jù)及理論支持，同時給予了政府和企業(yè)明晰的政策含義：

(1)以“營改增”為契機(jī)，出臺相應(yīng)產(chǎn)業(yè)政策，加速服務(wù)業(yè)發(fā)展。“營改增”顯著地提高了試點服務(wù)業(yè)的企業(yè)價值，這說明“營改增”有利于制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的分工，能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化發(fā)展。與發(fā)達(dá)國家相比，我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平仍處于滯后狀態(tài)，大部分生產(chǎn)型服務(wù)業(yè)融合在制造業(yè)當(dāng)中，這雖然出現(xiàn)了企業(yè)多元化發(fā)展的局面，但由于專業(yè)化分工不明確，企業(yè)不能專注于核心業(yè)務(wù)的發(fā)展，導(dǎo)致制造業(yè)生產(chǎn)效率低下，服務(wù)業(yè)發(fā)展速度緩慢?！盃I改增”政策的實施有利于生產(chǎn)型服務(wù)業(yè)從制造業(yè)中分離出來，促使企業(yè)放下包袱，向細(xì)分化和專業(yè)化發(fā)展，從而提高了企業(yè)的盈利能力。因此，國家政府應(yīng)該抓住“營改增”改革契機(jī)，出臺與之匹配的產(chǎn)業(yè)政策，進(jìn)一步地提高服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平。

(2)營造良好的市場競爭環(huán)境，放大“營改增”政策紅利。本文研究結(jié)論顯示，“營改增”政策可以通過提高市場競爭程度來提高試點行業(yè)的企業(yè)價值。目前我國市場機(jī)制仍處于不完善狀態(tài)，市場經(jīng)濟(jì)并不是不需要政府的干預(yù)，而是既要有“有效的市場”，又要有“有為的政府”。因此，政府應(yīng)當(dāng)一方面阻止行業(yè)壟斷，營造更加公平的市場競爭環(huán)境，一方面降低行業(yè)準(zhǔn)入門檻，放大“營改增”政策紅利。

(3)快速適應(yīng)變革，跟上政策步伐。本文研究結(jié)論表明，“營改增”對企業(yè)價值的影響存在時間上的滯后，這其中的一個原因便是“營改增”對企業(yè)的經(jīng)營管理模式，特別是財務(wù)管理、稅務(wù)管理以及會計核算等提出了新的挑戰(zhàn)，企業(yè)不能迅速地適應(yīng)變革，更快地享受政策紅利。因此，企業(yè)必須對組織結(jié)構(gòu)及運(yùn)營模式進(jìn)行必要的調(diào)整，以順應(yīng)“營改增”的政策要求，比如，“營改增”之后服務(wù)業(yè)企業(yè)進(jìn)入“以票扣稅”的納稅模式，在這種背景下，企業(yè)采購應(yīng)該盡可能的取得增值稅專用發(fā)票以參與抵扣降低稅負(fù)。另外，“營改增”政策之后，企業(yè)納稅由地稅申報改為國稅申報，在這種情況下，一方面，企業(yè)應(yīng)及時組織相關(guān)人員進(jìn)行新模式的學(xué)習(xí)，另一方面，政府稅務(wù)部門也應(yīng)積極做好稅收征管的銜接工作，為企業(yè)納稅申報提供綠色通道，提高納稅人的辦稅效率。