李啟平

(常州大學 商學院，江蘇 常州 213164)

一、引言及文獻綜述

當前我國已經(jīng)步入經(jīng)濟發(fā)展“新常態(tài)”，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展成為第一要務(wù)。高質(zhì)量發(fā)展的核心是以創(chuàng)新為動力，通過“營改增”為代表的結(jié)構(gòu)性稅制改革，大力培育新動能，強化科技創(chuàng)新，培育創(chuàng)新型企業(yè)，為“中國制造2025”奠定堅實的基礎(chǔ)。高新技術(shù)企業(yè)兼有知識密集和技術(shù)密集的特點，在我國經(jīng)濟發(fā)展中的引領(lǐng)作用日益顯著。自20世紀90年代開始，國家通過對高新技術(shù)企業(yè)資格的認定，促進了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。為了推動中國產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，政府多次修訂高新技術(shù)企業(yè)認定標準。除此之外，政府也鼓勵社會資本進入高新技術(shù)領(lǐng)域，但由于高新技術(shù)行業(yè)存在風險高、投資見效慢等特征，再加上資本的逐利性，阻礙了社會資本向高新技術(shù)領(lǐng)域大量進入；與此同時，技術(shù)研發(fā)和應(yīng)用過程中的溢出效應(yīng)也在一定程度上抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投資活動。因此，單純依靠市場機制不足以激勵企業(yè)對創(chuàng)新的大量投資，需要國家政策予以配合。在眾多政策工具中，稅收優(yōu)惠由于具有較低的尋租風險，被經(jīng)濟學家普遍認為是補償溢出效應(yīng)的有效手段[1]。國內(nèi)學者提供了大量實證支持[2][3]。既然稅收優(yōu)惠能夠有效激勵高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投資行為，那么政府因稅收優(yōu)惠所減少的稅收收入是否被企業(yè)充分利用？高新技術(shù)企業(yè)的投資水平是否提高？盈利能力是否得到有效改善等等問題是學術(shù)界需要厘清的問題，而“營改增”為研究這些問題提供了很好的契機。

目前，國內(nèi)學者針對“營改增”所做的實證研究主要從宏觀和微觀兩個層面開展。從宏觀層面來看，現(xiàn)有文獻主要側(cè)重于宏觀經(jīng)濟及行業(yè)分工領(lǐng)域。有學者在傳統(tǒng)稅收CGE模型基礎(chǔ)上引入能源和環(huán)境因素，系統(tǒng)分析了“營改增”對我國宏觀經(jīng)濟、行業(yè)增加值、能源消費結(jié)構(gòu)等諸多方面的影響及其動態(tài)累積效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)“營改增”對我國國內(nèi)生產(chǎn)總值有顯著的正向作用，且有利于降低能源強度[4]。孫正和張志超用PVAR模型考察了“營改增”對國民收入分配格局的影響，得出了“營改增”有利于優(yōu)化國民收入分配格局的結(jié)論[5]。陳釗和王旸從行業(yè)分工及產(chǎn)業(yè)鏈的角度檢驗了“營改增”對全行業(yè)的影響，利用雙重差分模型，從經(jīng)營范圍和營業(yè)收入變化兩個層面解釋了“營改增”對于行業(yè)分工的兩種影響[6]；范子英等則從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的視角檢驗了稅改在減稅和分工兩方面的影響，研究結(jié)果表明，“營改增”在具備產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的企業(yè)中產(chǎn)生了明顯的節(jié)稅效應(yīng)和分工效應(yīng)[7]。

從微觀層面來看，多數(shù)學者側(cè)重于“營改增”對企業(yè)稅負的影響，進而考察稅改后企業(yè)的投資水平是否發(fā)生變化。田志偉和胡怡建通過構(gòu)建稅收CGE模型，分析了“營改增”前后我國各行業(yè)的兩稅負擔動態(tài)變化，研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”短期內(nèi)可使各行業(yè)稅負平衡，而長期來看略有上升[8]；類似地，王玉蘭等通過對交通運輸業(yè)的分析發(fā)現(xiàn)“營改增”后交通運輸業(yè)稅負出現(xiàn)不降反增的現(xiàn)象[9]。也有學者研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”后企業(yè)稅負在短期內(nèi)略有上升，但長期內(nèi)呈下降趨勢[10]。另一部分學者檢驗了“營改增”對投資水平的影響。李成和張玉霞利用2011～2013年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，通過雙重差分模型檢驗發(fā)現(xiàn)“營改增”后試點地區(qū)試點行業(yè)固定資產(chǎn)投資水平提高[11]。類似地，袁從帥等利用239家上市公司面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)“營改增”顯著促進了公司總投資，對研發(fā)投入也有正向促進作用[12]。理論上講，企業(yè)投資水平的提高，可以提高企業(yè)的生產(chǎn)能力，尤其是優(yōu)化分工后，企業(yè)將非主營業(yè)務(wù)外包出去，大大提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率，企業(yè)的盈利能力也將得到改善[6][7]。袁從帥和包文馨的研究支持了這一觀點，他們發(fā)現(xiàn)“營改增”后企業(yè)銷售額、主營業(yè)務(wù)利潤顯著提高[13][14]。

綜上所述，“營改增”在宏觀層面改善了國民收入分配格局和行業(yè)分工等，在微觀層面提高了企業(yè)投資水平和獲利能力。但目前文獻大多著眼于全面“營改增”之前，且局限于行業(yè)內(nèi)部研究，缺乏對全行業(yè)的考察。本文嘗試從微觀企業(yè)著手，聚焦于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，按“營改增”逐步推進時間分三個階段考察其對高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新行為及財務(wù)績效的影響?？赡艿呢暙I主要表現(xiàn)在以下兩個方面：第一，科技創(chuàng)新是新時代經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力?！盃I改增”首先以交通業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為試點推行，以往文獻主要圍繞這兩類企業(yè)進行實證研究，少有文獻檢驗“營改增”對高新技術(shù)企業(yè)的影響。本文嘗試考察“營改增”對試點高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)，以期豐富相關(guān)文獻。第二，以往文獻大多單一地將2012年設(shè)定為事件年度，僅探討了稅改的第一階段。本文按“營改增”兩次“擴圍”和實施時間分為三個階段，先后檢驗“營改增”對上海市、“8省市”和全國范圍內(nèi)試點高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)，從而全面剖析“營改增”政策的經(jīng)濟后果，為現(xiàn)行稅制改革提供經(jīng)驗支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

服務(wù)業(yè)和制造業(yè)稅負不均的原因之一是計稅依據(jù)不同。營業(yè)稅的計稅依據(jù)是銷售總額(營業(yè)額)，而增值稅的計稅依據(jù)是銷售差額(增值額)，在兩稅并存下，較低的營業(yè)稅稅率給社會帶來一種錯覺，即繳納營業(yè)稅的服務(wù)業(yè)所承擔的稅負比繳納增值稅的制造業(yè)所承擔的稅負輕。其實不然，因為增值稅采用進項稅額抵扣的方法征稅，稅負可以轉(zhuǎn)嫁，而營業(yè)稅是以總額征稅，稅負不能轉(zhuǎn)嫁，從而造成服務(wù)業(yè)的稅負比制造業(yè)的稅負更重?！盃I改增”將服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的計稅依據(jù)統(tǒng)一起來，打通了整個生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)節(jié)的抵扣鏈條，起到了結(jié)構(gòu)性減稅作用。受“營改增”減稅效應(yīng)的影響，一方面，會導致企業(yè)現(xiàn)金持有水平相對上升，在生產(chǎn)規(guī)模既定情況下，無利率自有資金的利用可能降低企業(yè)信貸融資的意愿；另一方面，根據(jù)金融加速器理論，資產(chǎn)負債率越低的企業(yè)越有可能獲得較低成本的外源融資，那么通過償還負債使得資產(chǎn)負債率下降將更有利于企業(yè)未來發(fā)展?；诖?，本文提出假設(shè)H1：

H1：受“營改增”減稅效應(yīng)的影響，“營改增”后高新技術(shù)企業(yè)的負債水平將會下降。

“營改增”的減稅效應(yīng)在一定程度上緩解融資約束，受影響的企業(yè)可能調(diào)整經(jīng)營策略，以便充分享受這一政策紅利，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的路徑選擇上，原來技術(shù)水平較低的企業(yè)，可以加大研發(fā)投入，也可以通過外購專項技術(shù)等手段[15]，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展。高新技術(shù)企業(yè)本身具有較強的研發(fā)能力，持有大量的現(xiàn)金流是其持續(xù)研發(fā)投入的保證，“營改增”在這方面可以助一臂之力。這是因為增值稅采取的是進項稅額抵扣制度，企業(yè)從事研發(fā)購買的設(shè)備類固定資產(chǎn)或無形資產(chǎn)所取得的進項稅額，可以抵扣銷項稅額從而減少應(yīng)納稅額。因此，“營改增”有利于提高企業(yè)對廠房、設(shè)備類固定資產(chǎn)或無形資產(chǎn)投資的意愿。加之固定資產(chǎn)折舊的抵稅作用，企業(yè)可以保持較多的現(xiàn)金流，足以激勵企業(yè)加大研發(fā)投入[16]?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H2：

H2：由于“營改增”對財務(wù)約束的緩解作用，試點后高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入將會增加。

從會計核算方式看，盡管增值稅為價外稅，不進入利潤表，看似不影響企業(yè)利潤，但按照我國現(xiàn)行稅制，城建稅和教育費附加是根據(jù)增值稅和消費稅實際繳納的金額作為計稅依據(jù)，按一定稅率計征，計入“稅金及附加”賬戶，從而影響企業(yè)利潤。從產(chǎn)業(yè)鏈角度看，由于增值稅為價外稅，上游企業(yè)可以將稅負轉(zhuǎn)嫁給下游企業(yè)，因此，“營改增”可能影響上游企業(yè)的定價機制，企業(yè)利潤受“營改增”影響的程度取決于其對上游企業(yè)的議價能力。從成本角度看，在購買成本相同情況下，原營業(yè)稅納稅企業(yè)在改革前計算利潤時需將繳納的營業(yè)稅額全額扣除，改革后，購買成本部分可以抵扣，導致計入營業(yè)成本的下降，加上固定資產(chǎn)折舊的抵稅作用，成本下降可能引起利潤上升。目前學術(shù)界對于“營改增”后企業(yè)稅負究竟是增加還是降低缺乏一致的結(jié)論[17]。綜合以上3個方面的分析，稅負的變動在一定程度上影響了企業(yè)可支配收入，即稅負的降低會引起收入的增加，“營改增”后企業(yè)的利潤將會上升?；诖?，本文提出假設(shè)H3：

H3：在其他條件不變的情況下，“營改增”試點后高新技術(shù)企業(yè)的盈利能力將會提高。

三、研究設(shè)計

(一)實證模型

基于“自然實驗”的雙重差分模型，近年來被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟政策的因果動態(tài)檢驗。雙重差分模型能夠有效避免政策作為解釋變量可能導致的內(nèi)生性問題，確切地說是控制了因變量和解釋變量之間的相互影響效應(yīng)。稅改首次在上海試點，其后推廣到北京、天津和江蘇等地，最后推廣至全國。其分時段試點過程可以被看作是一次“準自然實驗”，符合雙重差分檢驗的基本設(shè)定。隨著“營改增”在全國范圍內(nèi)的推廣，不斷有學者利用雙重差分模型檢驗“營改增”政策的經(jīng)濟后果。周黎安和陳燁引入雙重差分模型檢驗我國農(nóng)村稅制改革[18]。我們借鑒既有研究方法，采用DID模型檢驗“營改增”對高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng).根據(jù)DID模型的基本設(shè)定，本文構(gòu)建如下分析模型：

Dependentsi,t=β0+β1Timei,t+β2Treati,t+β3Timei,t×Treati,t+β4Controlsi,t+ηt+δi+εi,t

(1)

式(1)中，Dependents表示因變量，Time表示是否屬于“營改增”年度，是則取1，否則取0；Treat表示是否屬于實驗組，Treat=1時為實驗組，Treat=0時，為對照組；Controls表示控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡及現(xiàn)金持有水平等；ηt和δi分別表示行業(yè)的時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)。

(二)變量定義

1.因變量。模型(1)中的Dependents表示因變量，分別代表企業(yè)負債水平、研發(fā)投入和盈利能力。企業(yè)負債水平(Lev)用于衡量企業(yè)的實際負債。本文認為，“營改增”降低稅負的同時可能導致企業(yè)現(xiàn)金流的相對增加，這會降低企業(yè)通過外源融資獲取資金的意愿。因此，本文選擇負債水平作為第一個被解釋變量，具體為企業(yè)的資產(chǎn)負債率。企業(yè)研發(fā)投入(R&D)用于衡量高新技術(shù)企業(yè)研究與開發(fā)過程中花費的成本。參考袁從帥等的方法，本文將R&D定義為研發(fā)投入金額占營業(yè)收入的比例[13]。在企業(yè)盈利能力指標選取上，本文選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)。根據(jù)前文分析，“營改增”優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)分工[6][7]，企業(yè)將薄弱項目外包，從而提高主營業(yè)務(wù)的投資水平，有利于提升企業(yè)的競爭優(yōu)勢，帶動盈利能力上升。

2.自變量。根據(jù)DID模型設(shè)定原則，本文主要自變量為Time、Treat及其交互項Time*Treat。Time表示觀測年度是否為“營改增”試點及以后年度的虛擬變量，是則取1，否則取0；Treat代表企業(yè)是否屬于試點地區(qū)試點行業(yè)的虛擬變量，是則取1，否則取0；交互項Time*Treat為本文的主要解釋變量，其系數(shù)β3代表所要研究的“營改增”政策本身對被解釋變量影響[19]，即政策效應(yīng)。

3.控制變量。筆者借鑒李成和張玉霞、曹越和李晶以及劉柏和王馨竹的文獻[11][10][14]，同時引入了可能影響模型(1)的控制變量，具體定義如表1。

表1 控制變量定義

此外，本文還通過在回歸方程中控制行業(yè)效應(yīng)，以此剔除因行業(yè)差異導致的因變量變化的不同。根據(jù)證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引(2012年修訂)》，將所有樣本企業(yè)所屬行業(yè)按經(jīng)營內(nèi)容和性質(zhì)細分為6大類，并分別賦值為1,2...6，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了行業(yè)啞變量(industry)參與回歸(表2)。

表2 樣本企業(yè)所屬行業(yè)分類

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文按“營改增”推行時間分三個階段對比試點地區(qū)試點企業(yè)與非試點地區(qū)同類企業(yè)在經(jīng)濟指標上的差異，探究“營改增”對高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)。因此，本文選取了2011～2014 A股上市公司及部分新三板企業(yè)為初始樣本，選取試點地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)為實驗組，非試點地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)為對照組。本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和Resset數(shù)據(jù)庫，部分新三板企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)根據(jù)巨潮網(wǎng)公布的企業(yè)年報手工搜集整理。參照以往文獻，刪除金融類上市公司、ST、PT類型公司和所有者權(quán)益為0或負的公司，并對所有數(shù)據(jù)進行Winsor處理以剔除異常值干擾。最終獲得1259家企業(yè)，共5013個觀測值。由于部分財務(wù)數(shù)據(jù)缺失，本文最終基于2011～2014年上市公司非平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建回歸模型。

(四)描述性統(tǒng)計

表3列示了各控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。不難看出，除資產(chǎn)規(guī)模、固定資產(chǎn)份額和投資水平具有較大差異外，其他變量均不存在顯著差異，與現(xiàn)有文獻基本一致，說明所選取的樣本在一定程度上具有無偏性。

表3 描述性統(tǒng)計

(五)平衡趨勢假設(shè)的檢驗

雙重差分估計穩(wěn)健性的前提是實驗組與對照組之間滿足平衡趨勢假定，即在改革之前，兩組樣本應(yīng)存在相同的變化趨勢，否則雙重差分的估計可能是有偏的。如果滿足平衡趨勢假定，那么可以說明被解釋變量在改革之前并不存在顯著差異，即被解釋變量的變動完全由政策效應(yīng)解釋。同時，平衡趨勢假定的檢驗?zāi)軌蛟谝欢ǔ潭壬峡朔盃I改增”政策的自選擇問題。為此，本文在2011～2014年原有樣本基礎(chǔ)上補充了2009年、2010年以及2015年、2016年的數(shù)據(jù)，以繪制稅改3個階段的平衡趨勢圖(圖1)。

如圖1所示，我們設(shè)定第一階段以2012年度為事件年份，第二階段以2013年度為事件年份，第三階段以2014年度為事件年份。橫坐標中“0”表示樣本處于事件年份，“-1”表示處于事件年份前1年，“1”表示事件年份后1年，依此類推；縱坐標表示相應(yīng)的被解釋變量?？梢钥闯?，在改革之前，被解釋變量在事件年份之前沒有顯著的變化趨勢，并且自變量系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著異于0(10%置信區(qū)間包括0)。說明平衡趨勢假設(shè)成立，即在改革之前，被解釋變量之間不存在顯著差異。改革之后，被解釋變量的變化呈現(xiàn)出一定規(guī)律，且系數(shù)在統(tǒng)計上顯著異于0(置信區(qū)間不包括0)，即被解釋變量間存在顯著差異。

圖1 平衡趨勢圖

四、實證結(jié)果與分析

(一)對上海市高新技術(shù)企業(yè)的回歸

為檢驗上文假設(shè)，本文將樣本分為兩組：以上海市試點行業(yè)中的高新技術(shù)企業(yè)為實驗組，此時Treat=1；否則，Treat=0(對照組)。以2012年為事件年，當年度為2012之前時，Time=0，表示未開始實施“營改增”；當年度為2012及之后時，Time=1，表示開始實施“營改增”；因此，當Time*Treat=1，表示已經(jīng)受“營改增”政策影響的上海市高新技術(shù)企業(yè)。

表4的回歸結(jié)果顯示，“營改增”對上海市高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)是顯著的。減稅效應(yīng)在1%水平上顯著，說明“營改增”實實在在降低了上海市高新技術(shù)企業(yè)的稅負。企業(yè)的研發(fā)投入和凈資產(chǎn)收益率在5%水平上顯著，說明“營改增”發(fā)揮降稅作用的同時，增加了上海市高新技術(shù)企業(yè)的現(xiàn)金流，使得企業(yè)有實力從事創(chuàng)新活動。此外，企業(yè)可以利用增值稅進項稅額可以抵扣的特性，進行專業(yè)化分工，對非核心業(yè)務(wù)予以外包，自己從事核心業(yè)務(wù)，從而提高企業(yè)的整體收益率。

表4 “營改增”對上海市高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*分別為1%、5%和10%的水平上顯著；(2)括號內(nèi)的數(shù)值為t值，此處省略了控制變量的回歸結(jié)果，下同。

(二)對“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的回歸

為檢驗“營改增”對“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)，本文將樣本分為兩組，以“8省市”試點行業(yè)中的高新技術(shù)企業(yè)為實驗組，此時Treat=1；以非試點地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)為對照組，此時Treat=0。“營改增”于2012年下半年逐步推廣至8個省市，但考慮到政策效應(yīng)的時滯性，故本文以2013年度為事件年。當年度為2013之前時，Time=0，表示未實施“營改增”；當年度為2013及之后時，Time=1，表示開始實施“營改增”；因此，當Time*Treat=1，表示已受“營改增”政策影響的“8省市”高新技術(shù)企業(yè)。

表5的回歸結(jié)果顯示，在年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)同時控制或只控制其中之一的情況下，“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的負債水平都在1%水平上顯著，且系數(shù)前面的符號為負，這說明“營改增”對“8省市”的高新技術(shù)企業(yè)存在減稅效應(yīng)。“8省市”高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入在同時控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)后在5%的水平上顯著，其余情況都在1%的水平上顯著。這說明“營改增”的減稅效應(yīng)在“8省市”范圍內(nèi)產(chǎn)生了規(guī)模效應(yīng)，使得該區(qū)域內(nèi)的高新技術(shù)企業(yè)可以保持更多的現(xiàn)金流，增加研發(fā)方面的投入，開發(fā)新技術(shù)、新工藝和新產(chǎn)品，從而提高企業(yè)收入，增加利潤，實現(xiàn)凈資產(chǎn)收益率的提高。

表5 “營改增”對“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)的回歸結(jié)果

(三)對全國高新技術(shù)企業(yè)的回歸

類似地，本文以全國性試點行業(yè)中的高新技術(shù)企業(yè)為實驗組，此時Treat=1；以非試點行業(yè)的高新技術(shù)企業(yè)為對照組，此時Treat=0。本文以2014年度為事件年，即當年度為2014之前時，Time=0，表示未實施“營改增”；當年度為2014時，Time=1，表示開始實施“營改增”；因此，當Time*Treat=1，表示已受“營改增”政策影響的高新技術(shù)企業(yè)。

表6的回歸結(jié)果顯示，在全國范圍來看，在同時控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)或只控制年度效應(yīng)的情形下，“營改增”對高新技術(shù)企業(yè)的減稅效應(yīng)在5%的水平上顯著，但在只控制行業(yè)效應(yīng)后，依然在1%的水平上顯著，這說明與其他行業(yè)相比，對高新技術(shù)企業(yè)的減稅效應(yīng)更加突出。全國范圍內(nèi)高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入在控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)或只控制年度效應(yīng)的情形下在1%的水平上顯著，在只控制行業(yè)效應(yīng)的情形下的顯著性水平為5%，且“營改增”政策效應(yīng)的回歸系數(shù)大于上海市和“8省市”的回歸系數(shù)。這說明范圍越大，競爭越激烈，企業(yè)越有動力增加研發(fā)投入，從事創(chuàng)新活動。從凈資產(chǎn)收益率回歸結(jié)果看，都在1%水平上顯著，說明“營改增”政策在全國范圍內(nèi)產(chǎn)生了更大的規(guī)模效應(yīng)，利用增值稅進項稅額可以抵扣的特性，進行專業(yè)化生產(chǎn)，獲取更高收益。

表6 “營改增”對全國高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文采用雙重差分模型以政策作為解釋變量，在一定程度上能夠避免內(nèi)生性問題，但仍然不能完全消除內(nèi)生性對參數(shù)估計的影響。其原因在于：第一，本文采用資產(chǎn)負債率指標來衡量“營改增”對企業(yè)負債水平的影響，可能存在一定測量誤差，導致估計偏誤；第二，雖然我們控制了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡和成長能力等對被解釋變量可能產(chǎn)生的影響，但仍然可能存在遺漏變量。第三，當企業(yè)投資水平處于低位，政府可以通過降低稅負來激勵企業(yè)投資，導致投資與稅負負相關(guān)，即反向因果。

為解決測量誤差問題，本文將被解釋變量總負債對數(shù)值替換為流動負債對數(shù)值；在盈利能力指標選取上，采用凈利潤的對數(shù)值替代凈資產(chǎn)收益率ROE?；貧w結(jié)果如表7所示，其中(1)、(2)和(3)分別代表“營改增”兩次“擴圍”的3個階段的回歸模型(下同)，自變量系數(shù)和顯著水平?jīng)]有發(fā)生明顯變化，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 基于測量誤差的穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

為緩解內(nèi)生性問題，本文采用反事實檢驗，即將改革時間提前一年進行回歸以檢驗被解釋變量是否顯著。以第一階段為例，假設(shè)事件年份為2011年，那么2009、2010年樣本構(gòu)成虛擬對照組，2011年及其之后的樣本構(gòu)成虛擬實驗組，其他變量相同，在此基礎(chǔ)上進行回歸。第二、三階段依此類推?；貧w結(jié)果如表8所示，對于所有因變量，政策效應(yīng)的系數(shù)均不顯著，由此說明被解釋變量的變化是稅改帶來的影響，而非時間趨勢變動。

表8 基于內(nèi)生性穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

此外，由于政策具有一定時滯性，盈利能力可能需要企業(yè)長期積累，尤其是高新技術(shù)企業(yè)，研發(fā)投資帶來的技術(shù)進步在當期生產(chǎn)活動中并不能充分體現(xiàn)。故本文將所有自變量滯后一期處理，以考察“營改增”對企業(yè)盈利能力的影響，并同時控制個體固定效應(yīng)和行業(yè)時間效應(yīng)，結(jié)果顯示，自變量顯著水平?jīng)]有發(fā)生明顯變化，但系數(shù)值均顯著增加(表9)，同樣說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 基于時滯性穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

最后，為進一步消除內(nèi)生性的影響，我們還應(yīng)考慮到造成被解釋變量變化的原因是否完全來自“營改增”，也即如果在“營改增”之前，樣本企業(yè)負債水平、研發(fā)投入及盈利能力等方面就存在顯著差別，那么模型估計的結(jié)果并非完全由“營改增”解釋。為此，本文針對不同樣本組在改革之前的特征進行均值差異雙側(cè)T檢驗。

根據(jù)前文研究，第一階段事件年為2012年，故我們需要檢驗在2012年之前，兩組樣本之間是否存在顯著差異。為此，我們將改革覆蓋的上海市企業(yè)在2011年的觀測值作為研究樣本，其余企業(yè)作為對照樣本。T檢驗結(jié)果顯示，2011年兩組樣本的被解釋變量沒有顯著差異；類似地，第二階段，我們以2012年“8省市”改革樣本為處理組，其他樣本為對照組，T檢驗結(jié)果顯示，處理組樣本在研發(fā)投入R&D及凈資產(chǎn)收益率ROE指標上與對照組差異顯著。不難理解，“8省市”經(jīng)濟發(fā)展水平相對優(yōu)于其他省份，在不同的經(jīng)濟環(huán)境下，企業(yè)創(chuàng)新行為和財務(wù)績效均會受到一定影響，當我們僅對GDP增速進行均值差異檢驗時，發(fā)現(xiàn)“8省市”GDP增速與其他省份差異顯著。為此，我們刪除對照組中非“8省市”樣本，再進行均值差異檢驗，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入和凈資產(chǎn)收益率指標不再顯著。同樣，我們檢驗第三階段兩組樣本在2013年是否存在差異顯著，結(jié)果顯示均不顯著(表10)。由此可知，均值差異雙側(cè)T檢驗在一定程度上驗證了“營改增”對高新技術(shù)企業(yè)存在政策效應(yīng)。

表10 處理組與對照組樣本均值差異檢驗

五、結(jié)論及政策建議

盡管“營改增”在全國普遍實施，但對這一改革歷程進行總結(jié)和分析，可以對現(xiàn)行的稅收制度進行結(jié)構(gòu)性改革提供借鑒。為此，本文考察了“營改增”對上海市、“8省市”和全國范圍試點高新技術(shù)企業(yè)的財務(wù)效應(yīng)。以“營改增”兩次“擴圍”為契機，利用2011～2014年我國A股上市及部分新三板掛牌企業(yè)的數(shù)據(jù)，建立雙重差分模型進行實證分析，可以得出如下結(jié)論：首先，“營改增”后企業(yè)可抵扣進項稅額增加，企業(yè)所持有的自有資金相對增加，在一定程度上緩解了企業(yè)融資約束，最終導致企業(yè)負債水平下降；其次，企業(yè)自有資金的增加有效激勵了企業(yè)創(chuàng)新投資行為，企業(yè)的研發(fā)投入顯著提高；最后，實證結(jié)果還顯示，“營改增”后，相對于非試點行業(yè)企業(yè)，試點企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率顯著提高。

根據(jù)以上結(jié)論，為完善增值稅制，進一步激發(fā)企業(yè)研發(fā)積極性，提高企業(yè)經(jīng)營活力和效益，本文提出以下三方面具體建議：第一，應(yīng)結(jié)合當前國內(nèi)外環(huán)境，進一步降低以增值稅為代表的間接稅比重，激勵企業(yè)特別是高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新行為，爭取增值稅進一步下調(diào)3～4個百分點的減稅空間；第二，減并增值稅稅率，發(fā)揮增值稅的中性作用，健全增值稅抵扣鏈條，促進上下游產(chǎn)業(yè)發(fā)展；第三，針對中小企業(yè)創(chuàng)新在經(jīng)濟發(fā)展過程中的積極作用，在融資約束明顯的環(huán)境下，有必要設(shè)置針對中小企業(yè)的綜合減稅機制，為中小企業(yè)創(chuàng)新提供資金支持。