童錦治 黃克瓏 陳軍璨

（廈門大學 經濟學院，福建廈門361005）

一、引言

2009年增值稅轉型改革完善了我國的增值稅抵扣鏈條，減少了重復征稅，在一定程度上消除了稅收對市場機制的扭曲，使得企業(yè)可以根據市場規(guī)律選擇最優(yōu)的要素配置進行生產經營，從而增強企業(yè)后勁，促進經濟增長方式的轉變，實現其自身價值的最大化①詳見財政部、國家稅務總局就增值稅轉型改革答記者問，http：//news.xinhuanet.com/newscenter/2008-11/11/content_10342509.htm。那么，實踐的結果是否如理論假設和政策預期所言？作為企業(yè)價值的直觀表現形式，企業(yè)市場價值是否會受到增值稅轉型的影響？此外，稅制改革的有效性與區(qū)域經濟發(fā)展、政府治理等經營環(huán)境因素密切相關（國家稅務總局課題組，2009）［1］，而我國幅員遼闊，各區(qū)域經營環(huán)境差異很大，這是否會影響增值稅轉型的政策效果？更具發(fā)展后勁的企業(yè)是否從增值稅的轉型中受益更多？回答這些問題無疑有助于檢驗增值稅轉型的政策有效性，為創(chuàng)造一個更加中性的增值稅制度提供更多借鑒。

然而，現有文獻對此研究還較少。在稅收對企業(yè)市場價值的影響方面，由于稅制差異，國外學者主要關注所得稅對企業(yè)價值的影響（Ayers等，2002；Dai等，2008；Sialm，2009）［2-4］。而國內研究增值稅對企業(yè)行為影響的文獻多關注增值稅轉型對投資規(guī)模（聶輝華等，2009；劉若鴻和史燕平，2013）［5-6］、財務狀況（羅宏和陳麗霖，2012）［7］、生產效率（陳麗霖和廖恒，2013）［8］及股東財富（劉玉龍等，2012；萬華林等，2012）［9-10］的影響，直接以企業(yè)市場價值為研究對象的文獻較少。在企業(yè)經營環(huán)境對企業(yè)市場價值影響方面，國內外學者已經開展了一定數量的研究，并已經證實企業(yè)的經營、發(fā)展、業(yè)績及價值與其所處環(huán)境相關（Scharfstein，1988；孫早和劉慶巖，2006；姜付秀等，2011）［11-13］。但這些研究多基于無政策沖擊的假設，討論環(huán)境如何影響企業(yè)經營活動及其價值。但現實中，政策必然會對企業(yè)行為及其價值產生影響。環(huán)境異質性可能會通過影響宏觀經濟政策與企業(yè)行為的互動關系進而影響企業(yè)市場價值，而相關文獻在這方面的討論還較少。

因此，本文主要就以下問題開展研究：首先，增值稅轉型改革對上市企業(yè)市場價值的影響；其次，引入了經營環(huán)境異質性，探討經營環(huán)境會如何影響增值稅轉型，提升企業(yè)市場價值的效果。最后，從企業(yè)成長性的視角分析了上述效果對不同企業(yè)的影響，以探討增值稅轉型是否實現了其增強企業(yè)發(fā)展后勁，促進經濟增長方式轉變的政策目的，而經營環(huán)境差異對該政策目的實現又有何影響。為提高實證結果的可靠性，采用基于傾向得分匹配（PSM）的雙重差分法（difference-indifferences）進行實證分析。

本文可能的貢獻在于：通過引入企業(yè)經營環(huán)境異質性，證明了經營環(huán)境會影響稅收的政策效果，并基于企業(yè)成長性異質性視角，發(fā)現了增值稅轉型提升企業(yè)市場價值的效果會更顯著地作用于高成長性企業(yè)，從而證明了增值稅轉型，通過消除重復征稅，增強了企業(yè)發(fā)展后勁。上述結論豐富了宏觀稅收政策與微觀企業(yè)的互動效應研究，并為現行的“營改增”改革及如何深化稅收制度改革，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用提供了參考。

二、理論分析與研究假設

（一）增值稅轉型影響企業(yè)市場價值的機制

綜合現有研究成果，增值稅轉型影響企業(yè)市場價值主要有直接和間接兩種實現途徑：一方面，增值稅轉型后由于購進固定資產的進項稅額可以抵扣，企業(yè)當期投資的現金流出將會減少，企業(yè)當期的經營凈現金流量將會增加。雖然這是以降低企業(yè)折舊計提的基數為代價的，但從現金持有的角度來看，其對整體凈現金流的影響仍是正向的（蓋地和李玉萍，2005）［14］，這將直接提升企業(yè)的市場價值；另一方面，增值稅轉型還可以通過影響企業(yè)的投資效率、融資成本等方式，增加企業(yè)未來的經營現金流，從而間接提升企業(yè)的市場價值。具體而言，根據現金流量假說，在不存在增值稅重復征稅的情況下，企業(yè)i的價值等于企業(yè)在未來經營期間內創(chuàng)造出的現金流的總和，如式（1）。

式（1）中，V代表企業(yè)價值，I代表企業(yè)當期投資，w代表折現率，期數t大于等于0。OCF代表項目存續(xù)期間企業(yè)的現金凈流量，可以表現為式（2）。其中，PQ代表企業(yè)當期經營收入，PC代表企業(yè)除融資成本和折舊外的現金流出，FC代表融資成本，τc是企業(yè)所得稅稅率，n為項目的折舊期限①為簡化分析故采用直線法計提折舊。。在增值稅重復征稅下，式（1）、式（2）可以改寫為如下形式

其中，τo是城建稅、教育費等增值稅附加稅。此時設某企業(yè)存在兩種狀態(tài)，狀態(tài)1為存在增值稅重復征稅狀態(tài)（適用生產型增值稅），狀態(tài)2為不存在增值稅重復征稅狀態(tài)（適用消費型增值稅①現行消費型增值稅減少了但并未完全解決重復征稅問題，出于分析便利考慮故假定其不存在重復征稅。）。當他們均進行投資I時，有式（6）和式（7）。

1.增值稅轉型影響企業(yè)價值的直接機制

首先，假定增值稅轉型不會對企業(yè)的PQ、PC和FC造成影響。用V2減去V1有式（8）。結合現行稅法所規(guī)定的名義稅率，同時考慮折現率的影響，V2-V1一般大于零，可見增值稅轉型可以提升企業(yè)的市場價值。進一步地，對式（8）兩側同時求關于I的一階導數得式（9），即當企業(yè)投資規(guī)模越大，增值稅轉型帶來的企業(yè)市場價值提升越大。

2.增值稅轉型對企業(yè)市場價值的間接影響

為簡化分析，在上文中假定的PQ、PC和FC不會造成因轉型而發(fā)生改變。然而，現有關注增值稅轉型的文獻已經指出，轉型可能改變企業(yè)的投資行為，影響企業(yè)的PQ、PC和FC，從而影響未來企業(yè)的經驗現金流入：第一，增值稅轉型可以通過優(yōu)化企業(yè)投資行為，提升企業(yè)生產效率，提高企業(yè)產出效率，從而提升企業(yè)的市場價值。一方面，增值稅轉型將通過讓企業(yè)選擇更優(yōu)的資本存量，改變企業(yè)的資本——勞動要素投入比例，提升企業(yè)的生產效率（聶輝華等，2009）［5］；另一方面，轉型有助于縮小企業(yè)投資行為間的增值稅有效稅率差異，降低投資成本，使得企業(yè)可以購買技術水平更高的新設備替代舊設備，從而獲取技術進步優(yōu)勢和規(guī)模經濟優(yōu)勢，提升企業(yè)生產率，企業(yè)生產率的提升意味著企業(yè)的效益增加，這也將提升企業(yè)的市場價值（Cutler，1988；陳曉光，2013；陳麗霖和廖恒，2013）［15，16，8］。第二，增值稅轉型還可能減少企業(yè)融資成本，提升企業(yè)的市場價值；羅宏和陳麗霖（2012）［7］指出增值稅轉型意味著當期經營現金流出的減少，這將放松企業(yè)的內外融資約束，降低其融資成本，這會增加企業(yè)的凈現金流，提升企業(yè)市場價值。基于這些文獻，本文在式（6）、式（7）、式（9）的基礎上，引入利潤函數△π（I）代表轉型后企業(yè)未來凈現金流的增加，并設△π（I）關于I滿足稻田條件，可以得到式（10）。其中，∑wt△π（I）就是增值稅轉型對企業(yè)市場價值的間接影響。進一步地，將式（10）兩邊對I求一階導，可以得到式（11）。

綜上所述，增值稅轉型可以通過優(yōu)化企業(yè)的投資行為，從直接與間接兩個途徑提升企業(yè)的市場價值。由此，本文提出

假設1增值稅轉型可以通過優(yōu)化企業(yè)投資行為提升企業(yè)的市場價值。

（二）經營環(huán)境影響增值稅轉型對企業(yè)市場價值提升的效果

經營環(huán)境①目前，學界對企業(yè)經營環(huán)境的內涵并無統(tǒng)一的認識。本文借鑒羅黨論和唐清泉（2007）、王小魯等（2013）的研究成果，將企業(yè)經營環(huán)境定義為：市場經濟條件下對企業(yè)生產經營活動產生直接或間接影響的各類客觀條件和影響因素，主要包括了政府治理、法制環(huán)境、金融服務、人力資源供應、基礎設施、中介服務以及社會環(huán)境等因素。對企業(yè)的影響，本質上反應的是制度環(huán)境對企業(yè)行為的影響。制度經濟學指出，各類正式（如法律法規(guī)、產權制度、契約制度）或非正式（如信用、文化、規(guī)范）的制度安排均會對交易成本產生影響，從而導致企業(yè)微觀決策以及資源配置效率產生差異（馬連福和曹春方，2011；夏立軍等，2012）［17-18］，因此增值稅轉型雖然從整體上有利于提升企業(yè)的市場價值，但其影響的大小卻與企業(yè)所處的經營環(huán)境密切相關。具體分析如下。

1.經營環(huán)境會影響企業(yè)的投資意愿及水平

基于上文的理論模型推導，由式（9）和式（11）可以看出，投資水平是影響增值稅轉型提升企業(yè)價值效果的關鍵。而企業(yè)的投資意愿及投資水平與其所處的環(huán)境密切相關。在經營環(huán)境良好的區(qū)域，規(guī)范的政府治理，完善的法律監(jiān)管體系，發(fā)達的金融和中介服務體系可以有效地降低因道德風險、信息不對稱等因素導致的交易成本，這無疑會對決策者的行為產生影響，有利于發(fā)揮增值稅轉型對優(yōu)化企業(yè)投資、提升企業(yè)市場價值。相反，在經營環(huán)境較差的區(qū)域，政府干預市場不當、拖沓的政府辦事效率、缺乏有效的產權保護，導致較高的交易成本（夏立軍和方軼強，2005；方軍雄，2007）［19-20］，這必然影響企業(yè)的投資積極性，降低其投資水平。而投資水平越低，增值稅轉型效果越小。

2.經營環(huán)境影響增值稅轉型對企業(yè)市場價值提升的間接途徑

由式（10）可以看出，由增值稅轉型帶來的生產效率和融資成本改善，即轉型對企業(yè)市場價值的間接影響∑wt△π（I）也是影響增值稅轉型效果的重要因素，而經營環(huán)境的差異也將對此產生影響。以融資成本改善為例，良好的經營環(huán)境意味著更高的金融服務水平和更完備的金融市場，這可以在很大程度上緩解信息不對稱問題，降低傳遞企業(yè)經營可能改善這一信號的“傳遞成本”，從而有利于“放大”增值稅轉型對降低融資成本的效果。

可見，增值稅轉型對企業(yè)市場價值的提升作用與企業(yè)所處的經營環(huán)境密切相關，當企業(yè)處于一個優(yōu)良的經營環(huán)境中，增值稅轉型對提升企業(yè)市場價值的作用會被“放大”，反之則會被“縮小”。由此，本文提出假設2。

假設2經營環(huán)境狀況對增值稅轉型提升企業(yè)市場價值的作用存在正向影響。企業(yè)所處經營環(huán)境越好，增值稅轉型通過優(yōu)化企業(yè)投資行為提升企業(yè)的市場價值的作用越大。

需要指出的是，企業(yè)的投資需求是與企業(yè)成長性密切相關的。成長性越強時，企業(yè)的投資水平一般也越高，由式（9）與式（11）可知，企業(yè)投資水平越高，增值稅轉型對高成長性企業(yè)市場價值的正向影響越大。同時，由于高成長性企業(yè)一般具有更高的生產效率改善空間和更大的融資需求，良好的經營環(huán)境可以通過“放大”轉型對企業(yè)市場價值的間接影響∑wt△π（I），放大增值稅轉型對提升企業(yè)市場價值的作用。由此，本文提出如下假設。

假設3a較之成長性弱的企業(yè)，增值稅轉型能給高成長性企業(yè)帶來更大的企業(yè)市場價值提升。

假設3b較之成長性弱的企業(yè)，經營環(huán)境對增值稅轉型效果的影響會更為顯著的作用于高成長性企業(yè)。

三、實證設計

（一）數據來源

考慮到我國于2008年實施新企業(yè)所得稅法和新會計準則可能對不同企業(yè)影響不同，進而影響對增值稅轉型政策效果的評估，本文選擇2008至2012年我國A股上市公司為研究對象。為保證研究結果可靠，本文對數據做了以下處理，根據《財稅〔2004〕156 號》、《財稅〔2007〕75號》文件和上市公司行業(yè)代碼篩選出受轉型改革影響較大的行業(yè)①這些行業(yè)是裝備制造業(yè)、冶金業(yè)、汽車制造業(yè)、石油化工業(yè)、船舶制造業(yè)、采掘業(yè)和電力、煤氣及水的生產及供應業(yè)。的上市公司；剔除ST公司；剔除數據嚴重缺失或任何一年所有者權益小于或等于零的公司。最終得到樣本容量為2 395的平衡面板數據，其中對照組樣本495個，實驗組樣本1 900個。數據主要來源于CSMAR數據庫。

（二）方法設計

本文的模型是基于Ashenfelte和Card（1985）提出的雙重差分法進行設計的［21］。選用雙重差分法需要滿足的一個基本前提是：實驗組與對照組的劃定必須是隨機的，否則會造成“選擇性偏誤”問題（Bertrand 等，2004）［22］。那么，增值稅轉型事件是否滿足這個前提呢？目前還沒有一個很好的方法對此進行檢驗。事實上，增值稅轉型試點區(qū)域多屬于我國傳統(tǒng)工業(yè)基地，具有較為獨特的宏觀經濟環(huán)境和產業(yè)發(fā)展情況，這會對該區(qū)域內樣本企業(yè)的經營狀況造成影響。同時，這些區(qū)域內的上市企業(yè)有很多是傳統(tǒng)工業(yè)領域的老牌大型國企，這可能造成實驗組與對照組企業(yè)有較為不同的財務特征。上述影響都可能導致實驗組和對照組劃分具有非隨機性。因此，為提高結果的可靠性，采用基于傾向得分匹配的雙重差分法進行實證分析。傾向得分匹配的基本思想是為每一個處理對象選擇最相近的控制組對象，從而盡可能消除基于可觀測變量的選擇偏差（胡吉祥等，2011）［23］，在一定程度上克服“選擇性偏誤”帶來的內生性問題（Heckman等，1998；Badertscher等，2013）［24-25］。而由于雙重差分法可以減少基于未觀測變量的選擇偏差，將其與匹配方法結合可以得到更為穩(wěn)健的結果（Blundell和 Dias，2009）［26］。

（三）變量定義

1.因變量

本文采用企業(yè)市場價值年度增長率（MR）作為模型的因變量，計算方法為：企業(yè)市場價值年度增長率＝（企業(yè)期末市場價值-企業(yè)上一期期末市場價值）/企業(yè)上一期期末市場價值?？紤]到增值稅轉型可能對企業(yè)的資產結構造成影響（張霞和畢毅，2013）［27］，本文在計算企業(yè)市場價值時考慮了債務的因素。其中，企業(yè)市場價值②本文全部企業(yè)市場價值數據均由CSMAR數據庫直接導出。＝股權市值＋凈債務市值。若企業(yè)存在非流通股，非流通股權市值用流通股股價代替計算。

2.自變量

本文主要有如下解釋變量。

稅制改革變量（REF和TIME），借鑒聶輝華等（2009）、羅宏和陳麗霖（2012）的做法［5，7］，將轉型改革的時間虛擬變量（TIME）設定為2009年及以后取1，否則取0。地區(qū)虛擬變量（REF）設定為非試點地區(qū)取1，試點地區(qū)①包括東北地區(qū)的遼寧、吉林和黑龍江三省以及中部地區(qū)的河南、湖南、江西、湖北、山西和安徽六省的26個老工業(yè)基地城市。取0。

投資變量（INV），使用企業(yè)財務報表的現金流量表中“購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金”，并以“期初流通市值”為分母進行標準化處理，作為研究中企業(yè)新增固定資產投資支出（下文簡稱為投資）的度量。同時，由于2009年以前對照組的企業(yè)已經存在增值稅轉型試點，企業(yè)投資的指標中并沒有包含增值稅的部分，借鑒萬華林等（2012）的做法［10］，將對照組企業(yè)2008年的INV值乘以1.17進行修正。

企業(yè)經營環(huán)境（MANA），企業(yè)環(huán)境指數來源于《中國分省企業(yè)經營環(huán)境指數報告（2013）》②由于該報告只提供了2008年、2010年和2012年的數據，通過前后年份指數平均化得到2009年和2011年的經營環(huán)境指數。［32］。上述主要變量描述性統(tǒng)計情況如表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

同時，借鑒屈文洲等（2011），羅宏、陳麗霖（2012），萬華林等（2012）［7，10，28］的研究成果，還選擇了一些控制變量。

企業(yè)規(guī)模（LNSIZE），當年公司總資產的對數。

企業(yè)財務杠桿比率（LEV），企業(yè)期初資產負債率。

上市公司流通股比例（CSP），當年企業(yè)流通市值與企業(yè)總市值相除。

企業(yè)股權集中度（TOP），上市公司當年前十大股東持股比例。

企業(yè)收入增長率（GROWTH）。

此外，本文還控制了企業(yè)的個體效應。

（四）模型設計

為驗證假設1和假設3a，本文設計了實證模型1。同時，為驗證假設2和假設3b，設計了實證模型2。其中，主要關注REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t的系數和REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t＊MANAi，t的系數是否顯著為正。

（五）數據匹配

借鑒胡吉祥等（2011）、李靜和彭飛（2012）、鄭文平和張杰（2013）［23，29，30］的研究成果，本文采用Probit模型所估計預測的概率作為傾向性得分的概率①模型估計結果及其檢驗限于篇幅省略。，選取了資產規(guī)模、銷售利潤率、市銷率、市盈率、資產負債率、年股票流通市值作為匹配變量，控制了行業(yè)與時間影響，進行傾向得分匹配。經過匹配，本文得到企業(yè)樣本850個，其中實驗組428個，對照組422個。由于匹配的有效性取決于其對數據平衡性的改善，因此本文對其進行了平衡性檢驗，結果如表2所示。匹配后，多數變量的標準化偏差絕對值均遠小于Rosenbaum 和 Rubin（1985）［31］提出的20%的標準，不存在匹配失效的問題。同時，從平衡性檢驗的T檢驗概率值可以看出，各匹配變量均不能在10%的顯著性水平下拒絕匹配后處理組與控制組企業(yè)無顯著差異的原假設。由此可以認為匹配是適當的。

表2 匹配變量平衡檢驗結果

四、實證結論與分析

（一）實證分析

表3列示了對模型1和模型2的整體回歸結果以用于驗證研究假設1與研究假設2。出于穩(wěn)健性的考慮，我們同時報告了PSM-DID的估計結果與DID的估計結果。結果顯示除REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t和REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t＊MANAi，t兩項系數的 PSM-DID 的估計結果明顯大于DID估計結果外，選用何種方法不會對主要解釋變量的系數正負、顯著性乃至大小造成大的改變。這說明通過傾向得分匹配，我們更合理地選擇了實驗組與對照組，從而更好地反映了增值稅轉型、經營環(huán)境對企業(yè)市場價值的影響。

根據表3第1列回歸結果，REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t的系數在1%的顯著性水平上為正，說明增值稅轉型可以優(yōu)化企業(yè)投資，提升企業(yè)市場價值。同時，將其與新增投資項的系數對比，可以發(fā)現相對于企業(yè)新增投資的單一作用來說，改革可以將這個作用進一步提升約1.3倍。以上證明了研究假設1。

在假說1成立的前提下，本文進一步檢驗了經營環(huán)境對增值稅政策效果的影響。如表3第3列回歸結果，REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t＊MANAi，t系數在1%的顯著性水平上為正，說明經營環(huán)境對增值稅轉型提升企業(yè)市場價值的作用具有正向影響，企業(yè)所處經營環(huán)境越好，增值稅轉型提升企業(yè)市場價值的作用越強。以上驗證了研究假設2。

為了驗證假設3a與假設3b，本文將企業(yè)劃分為了高成長性組與低成長性組。出于穩(wěn)健性考慮，本文選用了可持續(xù)增長率、凈利潤增長率和收入增長率三類企業(yè)成長性指標作為分組依據，根據這些指標全部樣本的五年均值，將企業(yè)分為高成長性組和低成長性組，回歸結果如表4與表5?；貧w結果顯示，不論采用何種分組方法，高成長性組的REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t均顯著為正，而低成長性組上述兩項的回歸系數不顯著或明顯小于高成長組對應系數。由此可見，增值稅轉型對企業(yè)市場價值的提升作用主要作用于那些成長性比較好的企業(yè)。這也從一個側面，證明了增值稅轉型實現了增強企業(yè)發(fā)展后勁，促進我國經濟增長方式轉變的政策目標。以上證明了假設3a。

表3 對假設1與假設2的檢驗

類似的，高成長組REFi，t＊TIMEi，t＊INVi，t＊MANAi，t的系數也顯著高于低成長組，說明在同樣進行增值稅轉型改革的背景下，高成長企業(yè)的市場價值，較之低成長企業(yè)的市場價值對經營環(huán)境的變化更為敏感。這也進一步證明了只有將經營環(huán)境建設同稅制改革結合起來，才能更好地實現稅收改革的政策目標，真正釋放改革紅利。以上驗證了研究假設3b。

表4 對假設3a的檢驗

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：計算企業(yè)市場價值增長率時，企業(yè)市場價值中非流通股計價依據由流通股股價更換為每股凈資產；替換或加入公司期初總資產、前五大股東持股比例之和、企業(yè)當年總資產增長率、企業(yè)產權屬性、企業(yè)所得稅有效稅率作為控制變量。上述檢驗的結果與本文主要結論基本一致。

五、結論與啟示

本文探析了存在經營環(huán)境異質性情況下，增值稅轉型對企業(yè)市場價值的影響，并通過引入企業(yè)成長性、異質性，討論了上述影響是否對不同類型企業(yè)有不同影響。研究發(fā)現，增值稅轉型通過優(yōu)化企業(yè)投資，總體上提升了企業(yè)的市場價值；但是，受經營環(huán)境差異的影響，不同的企業(yè)所面臨的市場價值提升效果也不同。經營環(huán)境越好，增值稅轉型提升企業(yè)市場價值作用越強。通過引入企業(yè)成長性和異質性，研究進一步發(fā)現增值稅轉型與經營環(huán)境改善帶來的市場價值提升作用，對更具發(fā)展后勁的高成長性企業(yè)影響更為顯著。可見增值稅轉型與經營環(huán)境改善對企業(yè)市場價值的提升作用不僅是一種“量”的放大更是一種“質”的改善。

表5 對假設3b的檢驗

本文的研究結論為我國稅收政策制定者進行制度安排提供了一些參考：首先，加快消除稅制中重復征稅的因素，降低稅收的扭曲作用，不僅是發(fā)揮市場對資源配置決定性作用，優(yōu)化資源配置的題中之義，也是應對經濟下行，增強企業(yè)發(fā)展后勁，提升經濟質量，振興實體經濟的有效之舉。因此，應合理地加快“營改增”步伐，將無形資產投資也納入增值稅抵扣鏈條中，進一步消除對投資的重復征稅，增強企業(yè)的活力與發(fā)展后勁。其次，稅制改革無法孤立的發(fā)揮作用，稅制改革能否更好地實現優(yōu)化資源配置、釋放改革紅利的效果與經營環(huán)境是否良好密切相關。因此，必須將稅制改革這一局部優(yōu)化措施，同加強市場經營環(huán)境建設這一全面優(yōu)化措施結合起來，建設公平、有效的企業(yè)經營環(huán)境，以最大地發(fā)揮稅制改革帶來的政策紅利。

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