喬睿蕾，陳良華

（東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 211189）

“營(yíng)改增”對(duì)現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性的影響
——基于分層線性模型（HLM）的檢驗(yàn)

喬睿蕾，陳良華

（東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 211189）

“營(yíng)改增”是我國(guó)近年來(lái)財(cái)稅體制改革的重要組成部分，其對(duì)微觀企業(yè)的政策效應(yīng)具有重要意義。由于企業(yè)的行為特征與其所處地區(qū)的市場(chǎng)環(huán)境密切相關(guān)，文章運(yùn)用分層線性模型，將企業(yè)嵌入其所處地區(qū)的市場(chǎng)環(huán)境中，分析“營(yíng)改增”對(duì)不同地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的政策效應(yīng)，以此發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”對(duì)我國(guó)差異性市場(chǎng)化環(huán)境下企業(yè)現(xiàn)金持有政策的引導(dǎo)作用。研究表明，“營(yíng)改增”可以顯著降低企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，且處于不同市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)受到“營(yíng)改增”政策的影響程度不同，“營(yíng)改增”對(duì)處于市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低作用更顯著。此研究對(duì)于宏觀部門進(jìn)一步?jīng)Q策具有一定的指導(dǎo)意義。

營(yíng)改增；現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性；市場(chǎng)化程度；分層線性模型

一、引言

近年來(lái)，全球金融風(fēng)險(xiǎn)加大，我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失調(diào)，這意味著我國(guó)經(jīng)濟(jì)將經(jīng)歷一個(gè)較長(zhǎng)時(shí)間的下行過(guò)程，在此壓力下，越來(lái)越多的企業(yè)意識(shí)到現(xiàn)金管理的重要性?，F(xiàn)金是維持企業(yè)生存和發(fā)展的重要資產(chǎn)，現(xiàn)金持有決策作為企業(yè)重要的財(cái)務(wù)決策之一，也一直受到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的普遍關(guān)注。如何權(quán)衡確定留存來(lái)自經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流的最佳程度，以確保將來(lái)更有價(jià)值的投資項(xiàng)目的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性問題變得至關(guān)重要［1］。企業(yè)的現(xiàn)金決策不僅受到企業(yè)自身因素的影響，還會(huì)受到其所處的宏觀環(huán)境的制約，政府政策就是宏觀環(huán)境中對(duì)企業(yè)產(chǎn)生重要影響的一個(gè)因素［2］。

本文基于我國(guó)各地區(qū)間市場(chǎng)化程度的固有差異，運(yùn)用分層線性模型，考察“營(yíng)改增”對(duì)處于不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的不同影響程度，旨在分析“營(yíng)改增”對(duì)哪些地區(qū)的企業(yè)帶來(lái)的改革紅利最大，以此發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”對(duì)我國(guó)差異性市場(chǎng)化環(huán)境下企業(yè)現(xiàn)金持有政策的引導(dǎo)作用，為促進(jìn)企業(yè)健康發(fā)展、引導(dǎo)企業(yè)合理配置資源從而提高整個(gè)市場(chǎng)的資源利用效率、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)并為持續(xù)推進(jìn)供給側(cè)改革提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響

我國(guó)推行“營(yíng)改增”改革經(jīng)歷了三個(gè)階段：第一階段為部分地區(qū)、部分行業(yè)試點(diǎn)階段?！盃I(yíng)改增”于2012年1月1日在上海開始實(shí)施，所涉及的行業(yè)包括交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，即簡(jiǎn)稱“6+1”行業(yè)。2012年9月至12月，“營(yíng)改增”在北京、天津、江蘇、浙江、安徽、福建、湖北、廣東、廈門和深圳開始實(shí)施。第二階段為上述部分服務(wù)行業(yè)（簡(jiǎn)稱1+6）在全國(guó)推廣實(shí)施階段。2013年8月后交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)（簡(jiǎn)稱1+6）開始在全國(guó)推行；2014年1月1日增加了郵政和鐵路等行業(yè)試點(diǎn)工作；2014年6月1日起，又增加了電信業(yè)的試點(diǎn)工作。第三階段為全面實(shí)施“營(yíng)改增”實(shí)施工作階段。2016年5月1日起將最后實(shí)施營(yíng)業(yè)稅行業(yè)（建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)、生活服務(wù)業(yè)等）納入增值稅試點(diǎn)范圍，自此之后，營(yíng)業(yè)稅退出歷史舞臺(tái)，增值稅全面替代營(yíng)業(yè)稅。由于“營(yíng)改增”的實(shí)施關(guān)系到企業(yè)以及整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)方方面面，此次國(guó)務(wù)院（2016財(cái)字［46］文件，《國(guó)家稅務(wù)總局關(guān)于進(jìn)一步明確全面推開營(yíng)改增試點(diǎn)金融業(yè)有關(guān)政策的通知》）下文直接給各地區(qū)政府，要求其管理和推行，而不是通過(guò)稅務(wù)系統(tǒng)來(lái)執(zhí)行，可見全面實(shí)施“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)等影響的重要程度。

國(guó)內(nèi)關(guān)于“營(yíng)改增”的研究始于1994年，并以2012年“營(yíng)改增”試點(diǎn)實(shí)施為界，大致分為兩個(gè)階段。2012年試點(diǎn)以前，關(guān)于“營(yíng)改增”的研究主要集中于營(yíng)業(yè)稅是否改革增值稅、“營(yíng)改增”之后對(duì)行業(yè)稅負(fù)的影響兩個(gè)方面，2012年以后，針對(duì)“營(yíng)改增”的研究大多轉(zhuǎn)變?yōu)槠鋵?shí)際實(shí)施效果，主要集中在宏觀影響方面。潘文軒（2013）、田志偉（2014）等學(xué)者研究了“營(yíng)改增”對(duì)行業(yè)稅負(fù)的影響。潘文軒（2013）指出“營(yíng)改增”使得部分試點(diǎn)行業(yè)的整體稅負(fù)不減反增，并分析了“營(yíng)改增”政策對(duì)服務(wù)業(yè)稅負(fù)產(chǎn)生的雙重效應(yīng)［3］。田志偉（2013）運(yùn)用CGE模型，測(cè)算了“營(yíng)改增”行業(yè)和原增值稅納稅行業(yè)的營(yíng)業(yè)稅、增值稅兩稅稅負(fù)變化，發(fā)現(xiàn)對(duì)于改革行業(yè)，稅負(fù)變化很大且行業(yè)差異顯著，其中“交通運(yùn)輸業(yè)”是唯一兩稅稅負(fù)上升的行業(yè)；對(duì)于原征營(yíng)業(yè)稅且未改革的行業(yè)，稅負(fù)沒有明顯變化［4］。高培勇（2014）、孫正（2015）等學(xué)者研究了“營(yíng)改增”對(duì)經(jīng)濟(jì)效率和國(guó)民收入分配的影響。高培勇（2014）探討了“營(yíng)改增”政策對(duì)國(guó)民收入分配的影響［5］。孫正（2015）構(gòu)建了關(guān)于國(guó)民收入分配格局的雙重差分模型研究“營(yíng)改增”對(duì)國(guó)民收入分配的影響，檢驗(yàn)了2012年“營(yíng)改增”的政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)改革降低了政府在國(guó)民收入分配中的所得份額，提高了居民、企業(yè)在收入分配中的所得份額。安體富（2013）、周克清（2014）等學(xué)者研究了“營(yíng)改增”對(duì)中央地方財(cái)政收入的影響。其中，安體富（2013）認(rèn)為，“營(yíng)改增”短期內(nèi)會(huì)減少政府的財(cái)政收入，但該項(xiàng)改革在長(zhǎng)期內(nèi)可以擴(kuò)大稅基，豐富稅源，緩解財(cái)政收入的減少。周克清（2014）分析了“營(yíng)改增”對(duì)國(guó)民收入分配產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)［6］。除此之外，也有部分學(xué)者運(yùn)用上市公司的微觀數(shù)據(jù)探討了“營(yíng)改增”對(duì)微觀企業(yè)的影響，如袁從帥（2015）、趙連偉（2015）研究了“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)投資、研發(fā)投入、勞動(dòng)雇傭及企業(yè)成長(zhǎng)效應(yīng)的影響［7-8］，李成等（2015）研究了“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)固定資產(chǎn)投資、人均銷售額、全要素生產(chǎn)率的影響［9］。

“營(yíng)改增”的實(shí)施會(huì)影響到企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、對(duì)外投資和利潤(rùn)分配等各個(gè)方面，也會(huì)對(duì)企業(yè)的現(xiàn)金政策產(chǎn)生影響，通過(guò)改善企業(yè)的現(xiàn)金持有狀況影響企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。一方面，“營(yíng)改增”通過(guò)完善增值稅抵扣鏈條，減少了企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，降低了企業(yè)成本，使企業(yè)的自有資金變得相對(duì)充裕，綜合來(lái)看會(huì)增加企業(yè)的當(dāng)期經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量，這會(huì)在一定程度上豐富企業(yè)的融資渠道，降低企業(yè)的融資成本，緩解企業(yè)的融資約束狀況，進(jìn)而促使企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的現(xiàn)金持有行為，最終降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。另一方面，已有學(xué)者通過(guò)分析證明，“營(yíng)改增”后由于購(gòu)買固定資產(chǎn)可以抵扣進(jìn)項(xiàng)稅額，且外購(gòu)專利技術(shù)、商標(biāo)權(quán)等無(wú)形資產(chǎn)時(shí)也可以抵扣進(jìn)項(xiàng)稅額，抵扣優(yōu)惠相當(dāng)于給企業(yè)帶來(lái)了資本價(jià)格方面的優(yōu)惠，從而可以有效促進(jìn)企業(yè)固定資產(chǎn)等方面的投資，而企業(yè)資金有限，投資除了需要從外部資本市場(chǎng)獲得一部分融資之外，還需要從企業(yè)內(nèi)部持有的現(xiàn)金中抽調(diào)一大部分，因而會(huì)導(dǎo)致企業(yè)積極減少現(xiàn)金持有量以供投資之需，從而使現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低。由此，本文提出假設(shè)1。

H1：“營(yíng)改增”會(huì)顯著降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。

（二）市場(chǎng)化程度約束下“營(yíng)改增”政策效應(yīng)的異質(zhì)性

市場(chǎng)化程度反映了我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的程度，是一系列經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、法律乃至政治體制的綜合量度，由于資源稟賦、地理位置、國(guó)家政策等方面的差異，我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程雖然已經(jīng)取得明顯的成就，但是各地區(qū)之間的市場(chǎng)化程度仍存在明顯差異，這直接導(dǎo)致處于不同地區(qū)的企業(yè)所處環(huán)境的差異，并表現(xiàn)出不同的特征。眾多學(xué)者曾基于我國(guó)地區(qū)間市場(chǎng)化程度的差異考察其對(duì)企業(yè)行為特征的影響。楊興全（2014）認(rèn)為，市場(chǎng)化程度的提高與管理層權(quán)利對(duì)現(xiàn)金持有水平的影響呈反向關(guān)系，并可以弱化管理層權(quán)利導(dǎo)致的持有現(xiàn)金對(duì)企業(yè)價(jià)值的負(fù)面效應(yīng)，同時(shí)可以抑制過(guò)度投資。伴隨政府質(zhì)量的提升，市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)受惠于制度環(huán)境的優(yōu)化，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性明顯降低，而市場(chǎng)化程度高的地區(qū)企業(yè)這一變化并不明顯［10］。陳志斌（2015）等學(xué)者認(rèn)為，市場(chǎng)化程度會(huì)影響不同地區(qū)政府質(zhì)量提升對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的緩解作用，即伴隨著政府質(zhì)量的提升，市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)受惠于制度環(huán)境的優(yōu)化，其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性顯著降低，而市場(chǎng)化程度較高地區(qū)的這一變化并不明顯。

經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果表明，在規(guī)避企業(yè)融資風(fēng)險(xiǎn)、緩解企業(yè)融資約束等方面，市場(chǎng)化程度對(duì)企業(yè)融資活動(dòng)具有積極的推進(jìn)作用［11］。市場(chǎng)化程度越高，中介機(jī)構(gòu)發(fā)育和法律執(zhí)行效果越好，政府及社會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)理監(jiān)督機(jī)制越健全，媒體的治理作用更加有效，完善的制度環(huán)境為企業(yè)的經(jīng)營(yíng)、投資與籌資創(chuàng)造了良好的條件。市場(chǎng)化程度低的地區(qū)市場(chǎng)交易成本高，投資者監(jiān)管不到位，會(huì)導(dǎo)致處于這些地區(qū)的企業(yè)面臨較嚴(yán)重的融資約束，伴隨“營(yíng)改增”等一系列改革政策的推行，政府希望通過(guò)財(cái)稅體制改革推進(jìn)我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提升市場(chǎng)化程度低的地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活力，使得該地區(qū)的外部融資環(huán)境等發(fā)生明顯好轉(zhuǎn)，從而使這些企業(yè)從經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量中留存現(xiàn)金的動(dòng)機(jī)降低，即“營(yíng)改增”可以更顯著地降低市場(chǎng)化程度低的地區(qū)企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。高市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)本身處于較為良好市場(chǎng)環(huán)境中，面臨的融資環(huán)境較寬松，“營(yíng)改增”對(duì)其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的降低作用可能并不明顯。由此，本文提出假設(shè)2-3。

H2：企業(yè)所處地區(qū)的市場(chǎng)化程度會(huì)顯著影響“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的作用。

H3：處于市場(chǎng)化程度低的地區(qū)的企業(yè)，“營(yíng)改增”對(duì)其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的降低作用更顯著；處于市場(chǎng)化程度高的地區(qū)的企業(yè)，“營(yíng)改增”對(duì)其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的降低作用不明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

“營(yíng)改增”于2012年1月1日在上海交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)開始實(shí)施，2012年9月至12月在北京、天津、江蘇、浙江、安徽、福建、湖北、廣東、廈門和深圳開始實(shí)施，2013年8月后開始在全國(guó)推行，這種政策實(shí)施具有分批分階段的特征，為了避免政策效應(yīng)估計(jì)的偏差，本文將2012年實(shí)施改革的試點(diǎn)地區(qū)上市公司剔除（包括上海及北京、天津、江蘇、浙江、安徽、福建、湖北、廣東、廈門和深圳），將2013年8月以后實(shí)施改革的上市公司作為研究對(duì)象，這樣可以保證研究樣本在改革時(shí)間上的一致性，僅需要考慮該年度改革與否的變量（post）即可。本文選取2011-2015年間“營(yíng)改增”試點(diǎn)行業(yè)上市公司作為研究對(duì)象，為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，將樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理：①剔除披露數(shù)據(jù)信息不全的企業(yè)；②剔除5年中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)有重大疏漏和暗中問題的企業(yè)；③剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1即資不抵債的企業(yè)。最終，獲得113個(gè)企業(yè)5年間共565個(gè)研究樣本，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

OLS分析背后存在一個(gè)重要的假定，即個(gè)案之間都是完全獨(dú)立的，而這種假定與現(xiàn)實(shí)之間有很大的出入。因?yàn)閭€(gè)案通常隸屬于不同的組群，每個(gè)組群內(nèi)部的個(gè)案之間往往存在很多相似之處，即組內(nèi)同質(zhì)性，而各個(gè)組群之間往往又存在明顯的差異，即組間異質(zhì)性。由于這兩點(diǎn)原因，當(dāng)常規(guī)回歸分析應(yīng)用于以上這種類型的數(shù)據(jù)時(shí)，很可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏差［12］。本文認(rèn)為應(yīng)基于我國(guó)各省份市場(chǎng)化程度的不同，將樣本企業(yè)嵌入其所隸屬的地區(qū)，地區(qū)市場(chǎng)化程度的不同會(huì)導(dǎo)致不同地區(qū)的企業(yè)“營(yíng)改增”對(duì)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性政策效應(yīng)有顯著差異，而同屬一個(gè)地區(qū)的企業(yè)之間“營(yíng)改增”政策效應(yīng)可能存在一定的同質(zhì)性。因此，本文選擇使用多層模型（HLM）進(jìn)行分析，把企業(yè)包含在其所屬地區(qū)層面中，可以使數(shù)據(jù)的分析結(jié)果更加精確。

HLM軟件是專門用于研究具有分層嵌套數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的因果關(guān)系的軟件。相對(duì)于傳統(tǒng)回歸分析方法，HLM可以考慮不同層次變量的信息和隨機(jī)誤差，使參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果更有效，并且可以通過(guò)計(jì)算不同水平的變異在總變異中的比率來(lái)確定各個(gè)水平對(duì)因變量的解釋比例。

（二）變量設(shè)置

（1）被解釋變量。本文將現(xiàn)金持有量的變動(dòng)（△Cash）作為被解釋變量進(jìn)行研究，計(jì)算方法參考Opler等學(xué)者的做法，使用現(xiàn)金與總資產(chǎn)的比值衡量。

（2）解釋變量。包括現(xiàn)金流量（CF）和“營(yíng)改增”政策變量（post）?，F(xiàn)金流量變量（CF）采用Almeida基準(zhǔn)模型中關(guān)于現(xiàn)金流量的計(jì)算方式，即公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~?！盃I(yíng)改增”政策變量（post）為啞變量，由于已經(jīng)將2012年改革的地區(qū)企業(yè)剔除，因此樣本不存在改革時(shí)間上的差異，將改革前變量取值為0，改革后取值為1。

（3）控制變量。參考以往相關(guān)研究，本文將企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)成長(zhǎng)性（Q）、固定資產(chǎn)投資（Inv）、現(xiàn)金股利（Div）、負(fù)債的變化額（△D）、權(quán)益的變化額（△E）等作為研究的控制變量，并對(duì)所有樣本進(jìn)行了行業(yè)控制。

（4）分層變量。市場(chǎng)化程度指數(shù)（Mar）。根據(jù)研究需要，本文將進(jìn)行分層數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。本文認(rèn)為應(yīng)基于我國(guó)各省份市場(chǎng)化程度的不同，將樣本企業(yè)嵌入其所隸屬的地區(qū)，地區(qū)市場(chǎng)化程度的不同會(huì)導(dǎo)致不同地區(qū)的企業(yè)“營(yíng)改增”對(duì)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性政策效應(yīng)有顯著差異，而同屬一個(gè)地區(qū)的企業(yè)之間“營(yíng)改增”政策效應(yīng)可能存在一定的相似性。因此選擇市場(chǎng)化程度作為分層變量進(jìn)行分析，把企業(yè)包含在其所屬地區(qū)層面中，可以使數(shù)據(jù)的分析結(jié)果更加精確。

市場(chǎng)化程度變量（Mar）參考樊綱等編制的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)》獲得，市場(chǎng)化綜合指數(shù)包括政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育、要素市場(chǎng)發(fā)育以及中介組織發(fā)育和法律五個(gè)部分構(gòu)成，因數(shù)據(jù)截止到2009年，本文參照楊興全（2014）的做法，2010年的市場(chǎng)化指數(shù)等于2009年的市場(chǎng)化指數(shù)加上2007年、2008年、2009年這三年的市場(chǎng)化指數(shù)相對(duì)于前一年市場(chǎng)化指數(shù)增加值的平均數(shù)。同時(shí)，通過(guò)做直方圖的方式將市場(chǎng)化指數(shù)分為較低、適中、較高三部分，具體分類結(jié)果見表1所列。

表1 地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)分類

隸屬于不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額之間具有顯著的差異。根據(jù)表1中對(duì)企業(yè)隸屬地區(qū)市場(chǎng)化程度的劃分，計(jì)算出隸屬于地區(qū)市場(chǎng)化程度指數(shù)較低、適中、較高的三類企業(yè)的平均市場(chǎng)化指數(shù)值以及三類地區(qū)的企業(yè)所對(duì)應(yīng)的平均現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額。從表2中可以看出，企業(yè)隸屬的各地區(qū)市場(chǎng)化程度指數(shù)值之間差異較大，每類地區(qū)企業(yè)所對(duì)應(yīng)的現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額之間也存在很大的差異，且隨著企業(yè)所隸屬地區(qū)的市場(chǎng)化程度指數(shù)增加，現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢(shì)。表中的F值代表根據(jù)地區(qū)市場(chǎng)化程度指數(shù)值的分類對(duì)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額進(jìn)行方差分析的估計(jì)結(jié)果，F(xiàn)值很大且達(dá)到了5%的顯著性水平，說(shuō)明隸屬于不同市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額之間差異很大，同時(shí)證明了根據(jù)企業(yè)隸屬地區(qū)的市場(chǎng)化程度指數(shù)分層是可行的。

表2 隸屬于不同效益市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額比較

（三）分層模型列示

1.構(gòu)建空模型

根據(jù)本文數(shù)據(jù)特點(diǎn)和研究目的，采用兩層線性模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，層1反映涉及“營(yíng)改增”企業(yè)的特征，層2反映各企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度特征。進(jìn)行HLM分析的第一個(gè)步驟是構(gòu)建空模型?？漳Ｐ褪侵父鲗臃匠讨卸疾辉O(shè)自變量的模型，其結(jié)果可以說(shuō)明總結(jié)果測(cè)量變異中由組內(nèi)變異和組間變異分別引起多大程度的改變，并以此確定樣本數(shù)據(jù)是否適合采用分層分析的方法［13］。本文構(gòu)建的空模型如下：

層2（反映地區(qū)層面的市場(chǎng)化程度特征）：

式（1）中，i表示第i個(gè)企業(yè)，j表示地區(qū)市場(chǎng)化程度類型，△Cashij表示從屬于第j個(gè)地區(qū)市場(chǎng)化程度類型中的第i個(gè)企業(yè)的現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額；β0j表示第j個(gè)地區(qū)市場(chǎng)化程度類型企業(yè)的平均現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額；γ00表示全部企業(yè)平均現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額；rij表示企業(yè)層面的隨機(jī)誤差項(xiàng)，并且滿足rij～N（0,σ2）；u0j表示地區(qū)市場(chǎng)化程度層面的隨機(jī)誤差項(xiàng)，并且滿足u0j～N（0,σμ02），Cov（rij，u0j）=0。

當(dāng)空模型的運(yùn)行結(jié)果顯示u0j的方差統(tǒng)計(jì)量顯著時(shí)，說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)適合應(yīng)用分層模型進(jìn)行分析，若不顯著，則只需運(yùn)用傳統(tǒng)的OLS模型。根據(jù)計(jì)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（Intra-class Correlation）的經(jīng)典定義（Shrout& Fleiss，1979）：ICC=σμ02/（σμ02+σ2），可以得出地區(qū)市場(chǎng)化程度層面的變異占企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額總變異的比例，該值越大，說(shuō)明地區(qū)市場(chǎng)化程度層面的變異對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額的作用越大。

2.將兩層變量納入空模型

如果模型1顯示u0j的方差統(tǒng)計(jì)量顯著，即隸屬于不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額存在顯著差異，則可將企業(yè)層面和地區(qū)市場(chǎng)化程度層面的變量納入空模型中，研究?jī)蓚€(gè)層面對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額的影響。第一層的方程中設(shè)置了企業(yè)層面上“營(yíng)改增”政策變量post、現(xiàn)金流量CF以及其他控制變量對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額的影響，為了使輸出結(jié)果更便于理解，本文將“營(yíng)改增”政策變量、現(xiàn)金流量CF和其他控制變量均按照組內(nèi)平均值進(jìn)行了中心化處理。由于樣本規(guī)模有限，將第二層中的所有斜率模型都設(shè)定為固定效應(yīng)模型，目的是盡量保持必要的統(tǒng)計(jì)顯著性水平［14］。本文構(gòu)建的納入兩層變量的完全模型如下：

層1（反映企業(yè)特征）：

層2（反映效益特征）：

混合模型：

模型2中，post表示“營(yíng)改增”政策變量，改革前取值為0，改革后取值為1，CF表示企業(yè)的現(xiàn)金流量，Controls表示其余的控制變量。β1j、β2j和β3j表示解釋變量和控制變量對(duì)被解釋變量的效應(yīng)，體現(xiàn)了由于解釋變量和控制變量特征不同而導(dǎo)致的每個(gè)個(gè)體企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額對(duì)所有企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額平均水平的系統(tǒng)性偏離。Mar為反映地區(qū)市場(chǎng)化程度特征的變量，各式中的γ系數(shù)反映各地區(qū)層級(jí)變量的效應(yīng)。

四、實(shí)證研究結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3所列。從表中可以看出，大多數(shù)企業(yè)會(huì)持有一定數(shù)量的現(xiàn)金，現(xiàn)金持有的變化量有正有負(fù)，說(shuō)明樣本企業(yè)中有些企業(yè)當(dāng)年持有的現(xiàn)金比上年減少，有些比上年增加，均值為0.013，中位數(shù)為0.006，說(shuō)明有一部分企業(yè)持有了較多數(shù)量的現(xiàn)金導(dǎo)致均值明顯偏高。各企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的產(chǎn)生能力較強(qiáng)，投資額較大。股利支付率普遍偏小，各企業(yè)股利支付率之間差異不大但極端化嚴(yán)重。大多數(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿維持在一個(gè)比較適中的水平上。企業(yè)規(guī)模之間的差異較大。市場(chǎng)化程度指數(shù)均值為9.805，中位數(shù)為10.056，說(shuō)明有一些地區(qū)的市場(chǎng)化程度嚴(yán)重偏低，但大多數(shù)地區(qū)市場(chǎng)化程度指數(shù)適中，標(biāo)準(zhǔn)差較大，說(shuō)明地區(qū)之間市場(chǎng)化程度差異較大。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的估計(jì)結(jié)果

表5第（1）列為“營(yíng)改增”對(duì)全樣本企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的分析結(jié)果。對(duì)于全樣本企業(yè)，在不考慮地區(qū)市場(chǎng)化程度指數(shù)差異的情況下，“營(yíng)改增”之前，企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.302（3.453），且在1%的水平上達(dá)到顯著，說(shuō)明在改革之前，企業(yè)普遍持有較多數(shù)量的現(xiàn)金，現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額隨經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量的增加而顯著增加，表現(xiàn)出顯著的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。“營(yíng)改增”之后，企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.124（-0.577），但并沒有達(dá)到顯著水平，說(shuō)明“營(yíng)改增”可以在一定程度上降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，減少企業(yè)的現(xiàn)金持有量，但這種降低作用不明顯，假設(shè)1得到證明。此外，投資與現(xiàn)金持有量之間存在非常顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明投資會(huì)消耗大量現(xiàn)金，當(dāng)企業(yè)面臨投資機(jī)會(huì)時(shí)會(huì)顯著減少現(xiàn)金持有量，將更多的資金用于投資，這也與“營(yíng)改增”促進(jìn)投資的研究結(jié)論相符，“營(yíng)改增”通過(guò)促進(jìn)投資使企業(yè)積極調(diào)整現(xiàn)金持有策略，減少現(xiàn)金持有量，降低現(xiàn)金的持有成本，為獲得更多的投資收益做貢獻(xiàn)。企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿與現(xiàn)金持有量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明較高財(cái)務(wù)杠桿的企業(yè)由于存在一定的債務(wù)壓力和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，傾向于持有更多現(xiàn)金。

（三）市場(chǎng)化程度對(duì)“營(yíng)改增”政策效應(yīng)影響的分層模型估計(jì)結(jié)果

由于以上對(duì)“營(yíng)改增”政策效應(yīng)的分析表明，“營(yíng)改增”可以在一定程度上降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，但這種降低作用比較并不明顯，原因可能是其對(duì)某些不敏感企業(yè)的政策效應(yīng)掩蓋了其對(duì)整體企業(yè)的政策效應(yīng)，導(dǎo)致對(duì)全樣本企業(yè)的估計(jì)結(jié)果不顯著，或是由于存在其他重要影響因素會(huì)改變“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的政策效應(yīng)。本文認(rèn)為，企業(yè)所屬地區(qū)的市場(chǎng)化程度對(duì)“營(yíng)改增”政策效應(yīng)和企業(yè)本身現(xiàn)金持有量可能存在顯著的影響，因此，將市場(chǎng)化程度考慮進(jìn)來(lái)，以此作為分層依據(jù)，把企業(yè)嵌入到其所隸屬的地區(qū)中，更加詳細(xì)地分析“營(yíng)改增”的政策效應(yīng)。以下為市場(chǎng)化程度對(duì)“營(yíng)改增”政策效應(yīng)影響的分層模型估計(jì)。

表4為僅包含被解釋變量的空模型估計(jì)結(jié)果。從表中顯示的結(jié)果可以計(jì)算出，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)=層2方差分量/（層1方差分量+層2方差分量）=12.83%，說(shuō)明企業(yè)的現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額有12.83%的變異來(lái)自地區(qū)市場(chǎng)化程度層面，即企業(yè)隸屬于市場(chǎng)化程度不同的地區(qū)會(huì)導(dǎo)致其現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額有較大差異，因此，在分析“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的時(shí)候，應(yīng)該將地區(qū)市場(chǎng)化程度差異作為一個(gè)重要的影響因素。另外，模型估計(jì)結(jié)果顯示u0j的p值達(dá)到了0.05的顯著性水平，說(shuō)明隸屬于不同市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額有顯著差異，也說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)適合采用分層分析方法。

表4 模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)以上關(guān)于空模型的分析結(jié)果，接下來(lái)在完全模型中納入層1、層2變量，研究所有變量在分層模型中對(duì)企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額的影響，得到的隨機(jī)截距模型部分的估計(jì)結(jié)果見表4，固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果見表5。根據(jù)公式：R2各層的方差解釋比例=［（原模型方差分量-現(xiàn)模型方差分量）/原模型方差分量］，可以計(jì)算出，第二層（即地區(qū)市場(chǎng)化程度層面）解釋企業(yè)現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額在第二層的變異程度為RB=（0.034 0-0.010 2）/0.034 0=70%，相應(yīng)地，第一層（即個(gè)體企業(yè)層面）解釋現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額在企業(yè)層面的變異程度為SB=（0.098 4-0.090 8）/0.098 4= 7.72%。這也說(shuō)明，地區(qū)市場(chǎng)化程度差異因素可以比個(gè)體企業(yè)因素更好地解釋企業(yè)間現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額的差異，再一次證明在考察“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的時(shí)候應(yīng)該充分考慮企業(yè)所隸屬的地區(qū)市場(chǎng)化程度對(duì)“營(yíng)改增”政策效應(yīng)的影響。同時(shí)，完全模型中第二層的變異值σμ02已經(jīng)不再顯著，這表明本模型沒有遺漏重要的層2因素。

表5第（2）列為以市場(chǎng)化程度指數(shù)分層之后，“營(yíng)改增”對(duì)全樣本企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的分層分析結(jié)果。對(duì)于全樣本企業(yè)，在將其嵌入所屬地區(qū)的情況下，“營(yíng)改增”之前，企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.304（3.443），且在1%的水平上達(dá)到顯著，說(shuō)明在改革之前，企業(yè)普遍持有較多數(shù)量的現(xiàn)金，現(xiàn)金持有量?jī)糇儎?dòng)額隨經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量的增加而顯著增加，表現(xiàn)出顯著的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性?！盃I(yíng)改增”之后，企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.271（-1.765），且在5%的水平上達(dá)到顯著，這個(gè)結(jié)果比不考慮市場(chǎng)化指數(shù)的情況絕對(duì)值大且結(jié)果更顯著，這說(shuō)明在根據(jù)市場(chǎng)化程度分層的情況下，“營(yíng)改增”能夠顯著降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，減少企業(yè)的現(xiàn)金持有量，即市場(chǎng)化程度不同的地區(qū)，“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響是有差異的，假設(shè)2得到證明。此外，其他變量的估計(jì)結(jié)果與第（1）列差別不大。投資與現(xiàn)金持有量之間存在非常顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，債務(wù)增量、權(quán)益增量、財(cái)務(wù)杠桿與企業(yè)現(xiàn)金持有量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表5 “營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響估計(jì)結(jié)果

（四）市場(chǎng)化程度的分類估計(jì)結(jié)果

表5的（3）、（4）、（5）列是根據(jù)市場(chǎng)化程度高低分類之后，“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的估計(jì)結(jié)果，（3）表示市場(chǎng)化程度指數(shù)最大的一組，（4）表示市場(chǎng)化程度指數(shù)處于中間位置的一組，（5）表示市場(chǎng)化程度指數(shù)最小的一組。在“營(yíng)改增”之前，市場(chǎng)化程度高的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金持有量普遍比較低，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.256（1.774），且在10%的水平上達(dá)到顯著。市場(chǎng)化程度處于中間位置的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金持有量比較適中，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.344（1.887），且在10%的水平上達(dá)到顯著。市場(chǎng)化程度低的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金持有量普遍比較高，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.572（2.488），且在5%的水平上達(dá)到顯著?！盃I(yíng)改增”之后，市場(chǎng)化程度低的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低最為顯著，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.336（1.546），且在5%的水平上達(dá)到顯著。市場(chǎng)化程度高的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低最不顯著，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.008（-0.521）。這個(gè)估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，市場(chǎng)化程度高的地區(qū)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性受到“營(yíng)改增”政策的影響較小，“營(yíng)改增”政策并不能有效降低市場(chǎng)化程度高的地區(qū)企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，而市場(chǎng)化程度低的地區(qū)對(duì)“營(yíng)改增”政策的反應(yīng)程度很強(qiáng)，“營(yíng)改增”可以大幅度降低市場(chǎng)化程度低的地區(qū)企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。假設(shè)3得證。

此外，投資與現(xiàn)金持有量的負(fù)相關(guān)關(guān)系也在市場(chǎng)化程度低的地區(qū)表現(xiàn)最顯著，這可能是由于市場(chǎng)化程度低的地區(qū)金融市場(chǎng)發(fā)育狀況欠佳，企業(yè)獲得外部融資較難，因此投資資金很大程度上依賴企業(yè)自有現(xiàn)金，因此，投資一個(gè)單位減少的現(xiàn)金持有量比市場(chǎng)化程度高的地區(qū)更多。權(quán)益增量、財(cái)務(wù)杠桿與現(xiàn)金持有量的正相關(guān)關(guān)系也在市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)表現(xiàn)最顯著，同樣也是由于市場(chǎng)化程度低的地區(qū)外部融資較困難，獲得的權(quán)益資金更傾向于以現(xiàn)金持有的形式儲(chǔ)存起來(lái)。

五、研究結(jié)論與建議

本文以2011-2015年A股上市公司中涉及“營(yíng)改增”的企業(yè)為研究對(duì)象，分析了“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響，并運(yùn)用分層線性模型，進(jìn)一步考察了“營(yíng)改增”政策對(duì)隸屬于市場(chǎng)化程度不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的差異。通過(guò)以上研究，可以發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”政策在微觀企業(yè)中的效果，以及地區(qū)市場(chǎng)化程度的差異如何影響一項(xiàng)政策的實(shí)施效果，分析出“營(yíng)改增”對(duì)哪些地區(qū)的企業(yè)具有更顯著的積極作用，以此為政府后續(xù)宏觀政策及時(shí)調(diào)整和補(bǔ)充提供有效實(shí)證數(shù)據(jù)和結(jié)論。研究發(fā)現(xiàn)：①“營(yíng)改增”可以通過(guò)抵扣優(yōu)惠促進(jìn)企業(yè)投資，顯著增加企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流，從而降低企業(yè)的現(xiàn)金持有量，最終降低企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。②“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的政策效應(yīng)受到企業(yè)所屬地區(qū)市場(chǎng)化程度的影響。通過(guò)將地區(qū)市場(chǎng)化程度指數(shù)作為分層依據(jù)，運(yùn)用分層線性模型，發(fā)現(xiàn)處于不同市場(chǎng)化程度的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性受到“營(yíng)改增”政策影響的效應(yīng)有顯著差異，即地區(qū)市場(chǎng)化程度可以顯著改變“營(yíng)改增”的政策效應(yīng)。③市場(chǎng)化程度顯著改變“營(yíng)改增”政策效應(yīng)的具體結(jié)論為：“營(yíng)改增”對(duì)市場(chǎng)化程度低的地區(qū)的企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性緩解作用更強(qiáng)，市場(chǎng)化程度低的地區(qū)企業(yè)對(duì)“營(yíng)改增”政策反應(yīng)更強(qiáng)烈。

本文的研究結(jié)果對(duì)政府和企業(yè)都有廣泛的借鑒意義。在大力推進(jìn)供給側(cè)改革的過(guò)程中，我國(guó)政府不斷推出新的改革政策，“營(yíng)改增”作為其中最重要的財(cái)稅改革之一，極大地促進(jìn)了企業(yè)發(fā)展和國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。但是，在市場(chǎng)化程度不同的地區(qū)，政府的這項(xiàng)改革政策卻呈現(xiàn)出顯著的效力差異。在市場(chǎng)化程度低的地區(qū)，“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性緩解作用更有力，這將極大地促進(jìn)這類企業(yè)積極進(jìn)行現(xiàn)金政策的內(nèi)部調(diào)控，提高現(xiàn)金使用效率，因此“營(yíng)改增”會(huì)為其帶來(lái)更強(qiáng)的政策紅利，極大地推動(dòng)這些相對(duì)落后地區(qū)的企業(yè)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，引導(dǎo)企業(yè)合理配置資源，從而提高整個(gè)市場(chǎng)的資源利用效率，逐步縮小其與發(fā)達(dá)地區(qū)的差距，使市場(chǎng)化程度低的地區(qū)得到更好更快的發(fā)展，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)并為持續(xù)推進(jìn)供給側(cè)改革助力。

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［責(zé)任編輯：程靖］

Impact of“Replacement of Business Tax by VAT”on Cash-cash Flow Sensitivities—The Test Based on Hierarchical Linear Model

QIAO Rui-lei，CHEN Liang-hua
（School of Economics and Management，Southeast University，Nanjing 211189，China）

“Replacement of business tax by VAT”is an important component of Chinese fiscal and taxation reform in recent years and is significant to micro enterprises.Because the behavior characteristics of enterprises are related to their market circumstances，the paper applies HLM to embed enterprises into the market circumstances in which they locate，and analyzes the policy role of“replacement of business tax by VAT”in cash-cash flow sensitivity of enterprises in different regions，in order to find the guiding effect of“replacement of business tax by VAT”on corporate cash holding strategy in the context of China’s differential market.The results show that“replacement of business tax by VAT”can reduce cash-cash flow sensitivities significantly and the policy role differs in different market circumstances.The reducing effect is more obvious in regions with lower degree of marketization.This study has a certain guiding significance for the macro departments to make further decisions.

replacement of business tax by VAT；cash-cash flow sensitivities；degree of marketization；hierarchical linear model

F812.42；F275

A

1007-5097（2016）12-0163-07

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.12.025

2016-07-22

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71272111）；國(guó)家高校博士點(diǎn)專項(xiàng)基金項(xiàng)目（20120092110060）

喬睿蕾（1991-），女，山西晉中人，博士研究生，研究方向：稅務(wù)會(huì)計(jì)，財(cái)務(wù)管理；

陳良華（1963-），男，浙江紹興人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：財(cái)務(wù)管理。