曹玉珊 張 越
(江西財經(jīng)大學 會計學院,江西 南昌 330013)
為深化財稅體制改革,中國于2012年1月1日正式開展“營改增”試點。就外貿(mào)行業(yè)而言,進出口業(yè)務所涉及的稅率與退稅范圍較改革以前均有較大變化。鑒于外貿(mào)企業(yè)是中國“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”等重要政策的踐行者,研究“營改增”對外貿(mào)企業(yè)的影響,具有重要的政策價值和實踐意義。此次改革的目的,是通過降低稅負達到優(yōu)化資源配置、提升企業(yè)活力的效果(劉柏 等,2017)。然而,作為盈利能力與增長速度的重要體現(xiàn)(Myers,1976),企業(yè)價值這一反映企業(yè)活力的綜合特征尚未得到相關(guān)研究者的足夠關(guān)注。以往研究主要從微觀公司特征等層面(池國華 等,2013;杜興強 等,2011;董小紅 等,2017)來考察企業(yè)價值的影響因素,卻忽略了“營改增”這一政策改革的重要內(nèi)容。因此,考察“營改增”對企業(yè)價值的作用及其影響企業(yè)價值的路徑,或可更全面地評價此次改革的經(jīng)濟效應。此外,在試點過程中,“營改增”并未產(chǎn)生“穩(wěn)定”的減稅效應,而且在不同地域之間呈現(xiàn)出差異化的效果(曹越 等,2016)。考慮到不同地域的經(jīng)濟、法律與市場環(huán)境各不相同,將市場化進程這一環(huán)境變量納入稅改的影響因素分析或許能得出更加清晰的解釋。
鑒于此,本文擬以2010—2015年中國外貿(mào)上市企業(yè)為研究樣本,實證分析“營改增”對外貿(mào)上市企業(yè)的影響,具體涉及下列問題:(1)“營改增”是否顯著降低了外貿(mào)企業(yè)的稅負?(2)“營改增”是否顯著影響企業(yè)價值?如果是又以何種路徑影響了企業(yè)價值?(3)市場化進程如何影響上述關(guān)系?“營改增”于何時對企業(yè)產(chǎn)生了顯著影響?本文的主要貢獻在于:第一,延伸現(xiàn)有關(guān)于“營改增”之經(jīng)濟后果的研究(劉柏 等,2017;曹越 等,2016),重點關(guān)注“營改增”對企業(yè)價值的提升作用、改善路徑及其生效時間,所獲取的經(jīng)驗證據(jù)及其研究結(jié)論可以進一步為利益相關(guān)者評價“營改增”的效率效果提供有益參考;第二,拓展現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)價值之影響因素的研究(池國華 等,2013;杜興強 等 2011),補充分析了政策改革與市場環(huán)境的綜合作用,所獲取的經(jīng)驗證據(jù)有助于企業(yè)價值相關(guān)理論的發(fā)展,亦豐富了政策實施與市場化進程的相關(guān)研究。
1.“營改增”的效率效果及其評價
“營改增”在資本市場中產(chǎn)生的經(jīng)濟效應已得到了眾多學者的關(guān)注,尤其是“營改增”對企業(yè)稅負的影響。田志偉等(2013)利用投入產(chǎn)出法測算了“營改增”實施前后各行業(yè)的宏觀稅負變化,發(fā)現(xiàn)增值稅擴圍是企業(yè)稅負下降的重要原因。相比改革之前,許多原先無法取得增值稅發(fā)票的業(yè)務現(xiàn)均已劃分為可抵扣項目,擴大了稅額抵扣范圍,從長遠來看減少了企業(yè)稅負。亦有學者根據(jù)新政策的內(nèi)容,從理論上闡述各行業(yè)的稅負變化。比如,稅改以前,許多企業(yè)出口業(yè)務中的國內(nèi)環(huán)節(jié)需要繳納營業(yè)稅稅款,而這一部分稅款是無法退還的?!盃I改增”實施后,外貿(mào)服務性企業(yè)可以將國內(nèi)環(huán)節(jié)產(chǎn)生的稅款進行抵扣,解決了重復征稅的問題(殷明 等,2013)。然而,有些行業(yè)在稅改后稅負出現(xiàn)了不減反增的情況。如王玉蘭等(2014)發(fā)現(xiàn),“營改增”使所得稅與流轉(zhuǎn)稅呈反向變化趨勢,且流轉(zhuǎn)稅的增加超過了所得稅的減少,導致部分交通運輸業(yè)企業(yè)的稅負在改革初期有所增加。亦有學者按照“營改增”實施的時間、地點和行業(yè)進行區(qū)分,實證檢驗“營改增”對試點行業(yè)所得稅稅負和流轉(zhuǎn)稅稅負的影響。曹越等(2016)發(fā)現(xiàn)“營改增”推行至北京等八個省市時,企業(yè)的所得稅稅負略有上升,推行到全國時則有所下降。因此,“營改增”的減稅效應可能需要一定時間才能顯現(xiàn)。
“營改增”的最終目的,是通過緩解稅負壓力來改善企業(yè)的經(jīng)營狀況,因此,不少學者也考察了“營改增”對企業(yè)盈利能力與投資水平的影響?!盃I改增”實施后,原征收營業(yè)稅的價內(nèi)稅改為征收增值稅的價外稅,企業(yè)購建固定資產(chǎn)或與研發(fā)相關(guān)的無形資產(chǎn)可以產(chǎn)生更多抵扣,從而促使企業(yè)的投資水平上升(袁從帥 等,2015)。李成等(2015)發(fā)現(xiàn),企業(yè)的購入成本因進項稅額的抵扣而明顯減少,投資力度也有所增加。劉柏等(2017)發(fā)現(xiàn)“營改增”顯著提升了服務業(yè)的資產(chǎn)收益率,這是因為研發(fā)促進了新技術(shù)與產(chǎn)品的產(chǎn)生,幫助企業(yè)吸引更多的消費者,從而獲得了額外利潤。由于社會分工和專業(yè)化程度的提高,企業(yè)的營業(yè)收入也有所增加(陳釗 等,2016)。亦有學者從出口的角度分析“營改增”的影響。郝曉薇等(2014)認為,出口退稅政策的出臺增加了稅收優(yōu)惠,有效促進了出口貿(mào)易的發(fā)展。彭飛等(2018)指出,稅收優(yōu)惠的擴大降低了出口成本,增加了企業(yè)參與對外貿(mào)易的意愿。因此,行業(yè)關(guān)聯(lián)度越高的企業(yè),出口效應越顯著。
上述文獻支持了“營改增”能夠降低稅負的觀點,但研究方法多為理論推導,實證研究也僅局限在部分行業(yè)內(nèi),尚未有足夠的證據(jù)能體現(xiàn)外貿(mào)企業(yè)稅負的變化幅度。另一方面,雖然現(xiàn)有研究已經(jīng)驗證了“營改增”對企業(yè)投資水平與盈利能力的正面影響,但較少關(guān)注企業(yè)價值。企業(yè)價值的增加是否真正源于“營改增”提供的稅收優(yōu)惠,亦未得到清晰明白的解釋。鑒于此,本文以外貿(mào)企業(yè)為分析對象,探究“營改增”對稅負與企業(yè)價值的具體影響。在此基礎(chǔ)上,進一步結(jié)合市場環(huán)境與時間因素的作用,客觀評價“營改增”對外貿(mào)企業(yè)的政策效果。
2.“營改增”對外貿(mào)上市企業(yè)稅負的影響
“營改增”對外貿(mào)企業(yè)稅負的影響,主要體現(xiàn)在退稅范圍與稅率變化兩個方面。從退稅范圍來看,進出口業(yè)務的退稅范圍在“營改增”實施后明顯擴大。若外貿(mào)企業(yè)自身不具備生產(chǎn)能力,其出口的貨物可以免征增值稅(1)《關(guān)于出口貨物勞務增值稅和消費稅政策的通知》(財稅〔2012〕39號)的第二條第二款。。在服務出口方面,外貿(mào)企業(yè)購買研發(fā)或設(shè)計服務進行出口可以實行免稅退稅辦法。從服務進口的角度來看,進口服務的咨詢、設(shè)計費用也可以抵扣部分稅額,這就使得原來無法退稅的業(yè)務現(xiàn)在可以辦理退稅,增加了稅收返還的比例。從稅率變化來看,“營改增”為企業(yè)的出口業(yè)務提供了優(yōu)惠稅率。在國務院規(guī)定的范圍內(nèi),外貿(mào)企業(yè)的出口業(yè)務可以享受增值稅零稅率和增值稅免稅兩種優(yōu)惠。從適用范圍上看,零稅率只適用于跨境應稅行為,而免稅適用于境內(nèi)和跨境應稅行為,為企業(yè)減少的稅負可能更多。但實際上免稅并沒有零稅率帶來的優(yōu)惠幅度大。免稅只涵蓋了本交易或流通環(huán)節(jié)涉及的增值額部分,且不允許進項稅額抵扣,而零稅率適用于整個交易和流通環(huán)節(jié),并可以通過進項稅額抵扣的方式實現(xiàn)。因此,在零稅率的條件下,外貿(mào)企業(yè)不僅可以從本環(huán)節(jié)中獲得退稅,還可以從之前的所有交易環(huán)節(jié)中實現(xiàn)增值稅抵扣。相較于增值稅免稅,零稅率實現(xiàn)了完全消除重復征稅的現(xiàn)象,為外貿(mào)企業(yè)帶來的減稅力度更大。相比改革之前,“營改增”一方面增加了稅收返還的比例,減少了重復征稅的環(huán)節(jié),另一方面對納稅籌劃的方式也產(chǎn)生了影響。唐明等(2016)指出,納稅人在兩種出口優(yōu)惠政策都適用的情況下,可以自行選擇免稅或者零稅率的納稅方式,這意味著外貿(mào)企業(yè)可以根據(jù)自身的經(jīng)營特征選擇最合適的稅收政策。因此,“營改增”不僅僅為外貿(mào)企業(yè)提供了稅收優(yōu)惠,也豐富了外貿(mào)企業(yè)進行納稅籌劃的方法。
基于以上分析,本文提出:
假設(shè)1:“營改增”促使外貿(mào)上市企業(yè)的稅負顯著降低。
3.“營改增”對外貿(mào)上市企業(yè)之企業(yè)價值的影響
Myers (1976)認為,企業(yè)價值由投資活動所產(chǎn)生的利潤和未來投資機會的期權(quán)價值(未來現(xiàn)金流) 共同構(gòu)成?!盃I改增”是否增加了企業(yè)價值,可以關(guān)注企業(yè)的盈利能力與投資水平是否得到了改善?!盃I改增”之前,中國的增值稅退稅政策雖然覆蓋了部分出口業(yè)務,但在國內(nèi)市場環(huán)節(jié),物流運輸、研發(fā)設(shè)計等方面的勞務成本并不在出口退稅的范圍內(nèi)。因此,企業(yè)必須提高銷售價格以彌補繳稅成本,這降低了產(chǎn)品在國際市場中的競爭力。稅改之后,出口退稅的范圍擴大至勞務貿(mào)易以及貨物貿(mào)易中附加的生產(chǎn)性勞務環(huán)節(jié),可以產(chǎn)生更多的抵扣稅額,降低了企業(yè)的出口成本。換言之,外貿(mào)企業(yè)可以利用不含稅價格參與國際市場競爭,這不僅提高了出口利潤,也提高了企業(yè)的盈利能力。同時,改革之后,企業(yè)購建固定資產(chǎn)可以獲得更多抵扣稅額,會計分錄中的借記金額會低于實際支付價款,即資產(chǎn)入賬金額會更低,在固定資產(chǎn)總額減少的情況下,非流動資產(chǎn)數(shù)量也會隨之下降。由于購置固定資產(chǎn)的成本減少,企業(yè)自然會提高投資的積極性,參與更多的投資活動,以保持健康的資產(chǎn)持有水平。此外,企業(yè)的雇傭情況和員工薪酬水平在“營改增”后亦有所改善(袁從帥 等,2015)。葉康濤等(2013)認為,增加員工工資可以提高勞動效率,進而改善企業(yè)未來的現(xiàn)金流狀況。因此,員工待遇的改善有助于忠誠度與工作積極性的提高,減少企業(yè)未來的業(yè)績波動,從而降低資本成本,提高企業(yè)價值。
基于以上分析,本文提出:
假設(shè)2:“營改增”促使外貿(mào)上市企業(yè)的企業(yè)價值顯著提高。
4.稅收優(yōu)惠與企業(yè)價值之間的聯(lián)系
“營改增”實施后,外貿(mào)企業(yè)的經(jīng)營活動可以產(chǎn)生大量的可抵扣稅額,而這一部分抵扣最終會以稅收返還的形式退還給企業(yè),這是企業(yè)稅負下降的根本原因?!盃I改增”的減稅力度越大,外貿(mào)企業(yè)在經(jīng)營與投資活動中可獲得的稅收返還就越多。從長期來看,稅收返還將為企業(yè)節(jié)省更多的成本,有助于企業(yè)價值的提升。一方面,經(jīng)營成本的下降能增加企業(yè)的利潤,提高盈利能力;另一方面,購建資產(chǎn)的成本下降能增加企業(yè)的投資意愿,提高投資水平。因此,“營改增”提供的稅收優(yōu)惠越多,其對企業(yè)價值的提升作用也應當更加明顯。
基于以上分析,本文提出:
假設(shè)3:“營改增”通過增加外貿(mào)上市企業(yè)的稅收返還來促使企業(yè)價值得到提升。
由于不同地區(qū)的市場環(huán)境存在著差異,受環(huán)境因素的影響,不同地區(qū)企業(yè)的稅負也呈現(xiàn)出了不同的特征。從稅負的角度來看,市場化程度越高的地區(qū),企業(yè)的納稅籌劃方法往往更加先進,稅盾效應發(fā)揮得更加充分(樊勇 等,2014),企業(yè)稅負越低,即市場化進程與企業(yè)稅負之間存在著負相關(guān)關(guān)系。換言之,“營改增”的減稅效益很可能被市場化進程的效果所覆蓋。喬睿蕾等(2016)對這一作用提供了補充證據(jù),發(fā)現(xiàn)“營改增”能夠緩解企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性,但這一效果會隨著市場化水平的提高而逐漸減弱。這是由于在市場化程度高的地區(qū),企業(yè)面臨的融資環(huán)境更寬松,無法凸顯“營改增”的效益。相對的,市場化程度較低地區(qū)的融資環(huán)境更加嚴峻,在稅改的引導下,當?shù)氐慕?jīng)濟活力得到了大幅度提升,因此“營改增”的效益會更加明顯。另外,“營改增”的實施效果也取決于企業(yè)的執(zhí)行力度。對于稅負較低的企業(yè)而言,他們可能更愿意“保持現(xiàn)狀”以避免會計處理難度增加、影響經(jīng)營效率,配合政策實施的意愿就更弱。一旦企業(yè)缺少主動性,“營改增”的減稅作用就受到了限制,對企業(yè)價值的正面影響也就無從談起。因此,“營改增”對市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)而言,作用可能并不明顯。相對地,市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)稅負更高,為了緩解稅負壓力,企業(yè)會努力進行納稅籌劃、調(diào)整經(jīng)營方式以配合政策實施,“營改增”的減稅效果可能更加出色。同時,在市場化程度較低的地區(qū),政府對經(jīng)濟活動的干預更頻繁,當企業(yè)難以維持經(jīng)營狀況時,政府會出于政績的考慮給予更多援助(李增泉 等,2005)。在一個企業(yè)稅負普遍較高的環(huán)境下,政府會具有較高的積極性幫助企業(yè)減少稅負,推進稅改實施,“營改增”的效果應當更顯著。
基于以上分析,本文提出:
假設(shè)4:在市場化程度越低的地區(qū),“營改增”對外貿(mào)上市企業(yè)產(chǎn)生的效益越明顯。
1.樣本選取過程
本文選取2010—2015年的中國A股外貿(mào)類上市企業(yè)作為研究樣本,變量信息來自于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR),并且參考以往文獻對樣本進行了以下處理:(1)剔除金融、保險行業(yè)企業(yè);(2)剔除ST類的企業(yè);(3)剔除了資不抵債,即資產(chǎn)負債率大于1的企業(yè);(4)剔除財務數(shù)據(jù)缺失的企業(yè);(5)剔除樣本期少于4年的數(shù)據(jù),以保持觀測的完整性與連續(xù)性;(6)進行傾向得分匹配(PSM)以減輕樣本自選擇問題。最終獲得了1208個觀測值。為了緩和極端值對分析結(jié)果造成的偏誤,本文在1%和99%分位上對連續(xù)變量進行了縮尾處理。
2.傾向得分匹配
在此次改革中,企業(yè)是否為試點企業(yè)可能并非隨機決定,因此存在著自選擇問題。本文使用傾向得分匹配(PSM)來減輕自選擇問題的影響。借鑒現(xiàn)有文獻(曹越 等,2016;劉駿 等,2014)選取以下變量模型進行傾向得分匹配:(1)企業(yè)規(guī)模(SIZE),即當年年末的企業(yè)資產(chǎn)總額取自然對數(shù),一般認為企業(yè)規(guī)模越大,政治游說的能力會越強,進而會增加稅務籌劃的動機;(2)資產(chǎn)負債率(LEV),即當年年末的企業(yè)負債總額除以資產(chǎn)總額,企業(yè)財務杠桿越高,可以扣除的負債利息越多,整體稅負就越??;(3)無形資產(chǎn)密集度(INTANG),年末無形資產(chǎn)凈額除以資產(chǎn)總額,無形資產(chǎn)的折舊攤銷扣除越多,稅負就越低;(4)營業(yè)收入毛利率(GROSSMAR),計算方式為當年企業(yè)營業(yè)收入和營業(yè)成本的差額除以營業(yè)收入,用來反映企業(yè)的成長性,控制毛利率對稅負的影響;(5)資產(chǎn)報酬率(ROA),等于年末凈利潤除以總資產(chǎn)平均額,企業(yè)盈利越多,需要納稅的額度就越高,稅負就越重。
在傾向得分匹配中,將進行“營改增”的企業(yè)定義為處理組,共83家;未進行“營改增”的企業(yè)定義為對照組,共1110家。對試點行業(yè)企業(yè)進行最近鄰1對1匹配,未報告的結(jié)果顯示匹配后處理組與對照組的變量無顯著差異,得到了較為平衡的匹配結(jié)果。
1.被解釋變量
(1)借鑒現(xiàn)有文獻(劉駿 等,2014),通過以下方式度量稅負:TAX = TAX_NCF/SALES。其中TAX_NCF為外貿(mào)企業(yè)支付各項稅費產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流出,其計算公式為:TAX_NCF=支付的各項稅費-收到的稅收返還。根據(jù)中國現(xiàn)行的外貿(mào)企業(yè)會計準則,“支付的各項稅費”(TAX)包含了外貿(mào)企業(yè)應當繳納的各種稅費,“收到的稅收返還”(SFFH)則包含了外貿(mào)企業(yè)收到的全部稅收返還,以兩者的差額作為企業(yè)稅負的衡量標準。SALES為企業(yè)當年的營業(yè)收入。一般認為,稅負是指繳納稅費占計稅經(jīng)濟來源的比例,因此,本文以稅費凈支出與營業(yè)收入的比值作為企業(yè)稅負的衡量標準。
(2)本文以TOBINQ作為企業(yè)價值的衡量指標,其計算方式如下:以流通股股數(shù)與每股股價的乘積加上非流通股股數(shù)與每股凈資產(chǎn)的乘積,最后除以總資產(chǎn)作為企業(yè)價值的衡量標準。
2.解釋變量
解釋變量TREAT為虛擬變量,若樣本企業(yè)為試點地區(qū)的試點行業(yè),則視為處理組,賦值為1,否則視為控制組,賦值為0。本文將樣本期內(nèi)符合試點時間與試點行業(yè)的外貿(mào)企業(yè)定義為處理組,最終由行業(yè)分類為交通運輸業(yè)與現(xiàn)代服務業(yè)的外貿(mào)企業(yè)構(gòu)成,其他外貿(mào)企業(yè)定義為實驗組。解釋變量YEAR為虛擬變量,表示當年是否屬于試點企業(yè)進行“營改增”的年份,若受到影響則賦值為1,否則為0。交乘項TREAT×YEAR作為重點關(guān)注變量(DID),即“營改增”對試點企業(yè)的影響。
3.控制變量
本文參考曹越等(2016)、劉駿等(2014)的做法,使用企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)報酬率、資產(chǎn)負債率、企業(yè)年齡、營業(yè)收入毛利率、資本密集度以及無形資產(chǎn)密集度作為控制變量。
表1 變量定義
參考曹越等(2016)、劉柏等(2017)的研究,本文利用雙重差分法(DID)來檢驗“營改增”對外貿(mào)企業(yè)稅負與企業(yè)價值的影響??紤]到“營改增”在2012—2013年還屬于逐步實施的階段,剔除2012年與2013年的數(shù)據(jù)以保證檢驗的準確性,選擇“營改增”啟動前兩年(2010—2011年)和“營改增”實施后兩年(2014—2015年)作為研究期間,并建立以下模型:
TAX=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α4SIZEi,t+α5LEVi,t+
α6AGEi,t+α7INTANGi,t+α8ROAi,t+α9PPEi,t+α10GROSSMARi,t+ε
(1)
TOBINQ=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α4SIZEi,t+α5LEVi,t+
α6AGEi,t+α7INTANGi,t+α8ROAi,t+α9PPEi,t+α10GROSSMARi,t+ε
(2)
SFFH=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α4SIZEi,t+α5LEVi,t+
α6AGEi,t+α7INTANGi,t+α8ROAi,t+α9PPEi,t+α10GROSSMARi,t+ε
(3)
TOBINQ=α0+α1SFFH+α2TREATi,t+α3YEARi,t+α4TREATi,t×YEARi,t+α5SIZEi,t+
α6LEVi,t+α7AGEi,t+α8INTANGi,t+α9ROAi,t+α10PPEi,t+α11GROSSMARi,t+ε
(4)
TAX(TOBINQ)=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α5INDEXi,t+
α6TREATi,t×YEARi,t×INDEX+α7SIZEi,t+α8LEVi,t+α9AGEi,t+
α10INTANGi,t+α11ROAi,t+α12PPEi,t+α13GROSSMARi,t+ε
(5)
模型(1)用于檢驗假設(shè)1。在模型(1)中,被解釋變量為企業(yè)稅負(TAX),解釋變量為TREAT×YEAR,檢驗時主要關(guān)注系數(shù)α3的符號及其顯著性,若為顯著負相關(guān),則表明“營改增”顯著降低了企業(yè)稅負,與假設(shè)1的預期一致。模型(2)用于檢驗假設(shè)2。在模型(2)中,被解釋變量為企業(yè)價值(TOBINQ),檢驗時主要關(guān)注系數(shù)α3的符號及其顯著性,若為顯著正相關(guān),則表明“營改增”顯著增加了企業(yè)價值,與假設(shè)2的預期一致。為檢驗“營改增”是否通過增加企業(yè)的稅收返還來提升企業(yè)價值,本文參考溫忠麟等(2004)的研究,利用模型(1)、模型(3)與模型(4)來檢驗假設(shè)3。其中,模型(3)中被解釋變量(中介變量)為企業(yè)收到的稅費返還(SFFH)。若模型(1)中系數(shù)α3著為負,模型(3)中系數(shù)α3顯著為正,且模型(4)中的系數(shù)α4顯著為正,則表明“營改增”可以通過增加企業(yè)的稅收返還來增加企業(yè)價值。如果模型(3)中的α3與模型(4)中的α1至少有一個不顯著,則利用Sobel檢驗來判斷是否存在中介效應。模型5用于檢驗假設(shè)4。其中,被解釋變量為企業(yè)稅負(TAX)與企業(yè)價值(TOBINQ),檢驗時主要關(guān)注系數(shù)α5的符號及其顯著性。INDEX代表市場化指數(shù),參考樊綱等(2016),使用《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》來衡量各個地區(qū)的市場化水平,并根據(jù)各省每年市場化指數(shù)產(chǎn)生年度中位數(shù)并將樣本分成兩組,若企業(yè)所處地區(qū)市場化指數(shù)大于年度中位數(shù)則取值為1,否則為0,最終的回歸結(jié)果也以市場化指數(shù)分組的方式進行呈現(xiàn)。借鑒現(xiàn)有文獻(楊興全 等,2012),以2011—2014年的市場化指數(shù)平均增長率來計算2015年的市場化指數(shù)。
變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。從表2可以看出:稅負(TAX)均值為0.08,中位數(shù)為0.06,最小值與最大值差異較大,可能的原因是“營改增”后試點企業(yè)稅負下降,而非試點企業(yè)稅負壓力未能得到緩解,導致了明顯差距。企業(yè)價值(TOBINQ)均值2.080大于中位數(shù)1.530,表明樣本數(shù)據(jù)右偏,標準差高達1.870,表明樣本間企業(yè)價值差別較大,可能是“營改增”后試點企業(yè)價值顯著增加,與非試點企業(yè)產(chǎn)生了顯著差異。稅收返還(SFFH)均值為0.01,標準差為0.02,分布較為合理。企業(yè)規(guī)模(SIZE)均值為22.28,標準差為1.360;企業(yè)年齡(AGE)均值為2.24,標準差為0.74,說明樣本企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模與上市年齡存在一定的差異性。資產(chǎn)報酬率(ROA)均值為0.05,標準差為0.06,說明樣本企業(yè)經(jīng)營業(yè)績在“營改增” 前后較為正常,但無顯著改善。資本密集度(PPE)均值為0.22,標準差為0.17,總體偏低,說明樣本企業(yè)并未大幅度利用固定資產(chǎn)投資來增加可抵扣稅額,可能的原因是企業(yè)業(yè)績并未達到理想狀態(tài),影響了可支配投資量。資產(chǎn)負債率(LEV)均值為0.42,中位數(shù)為0.41;營業(yè)收入毛利率(GROSSMAR)均值為0.31,中位數(shù)為0.27;無形資產(chǎn)密集度(INTANG)均值為0.05,中位數(shù)為0.03,整體上較為合理。
表2 描述性統(tǒng)計
表3為Pearson相關(guān)系數(shù)表。由表3可知,“營改增”(TREAT×YEAR)與企業(yè)稅負(TAX)在1%的水平上顯著負相關(guān),初步驗證了假設(shè)1。(TREAT×YEAR)與企業(yè)價值(TOBINQ)在1%的水平上顯著正相關(guān),初步驗證了假設(shè)2。大部分控制變量與被解釋變量都保持了顯著性,說明控制變量的選取較為合理。絕大多數(shù)控制變量之間的相關(guān)系數(shù)小于0.5,說明實證模型不存在嚴重的多重共線性問題。
表3 Pearson相關(guān)系數(shù)
假設(shè)1的回歸結(jié)果見表4第(1)列。表4第(1)列顯示,解釋變量(TREAT×YEAR)與被解釋變量(TAX)在5%的水平上顯著負相關(guān),表明“營改增”顯著降低了外貿(mào)上市企業(yè)的稅負,與本文假設(shè)1的預期一致。假設(shè)2的回歸結(jié)果見表4第4列。解釋變量(TREAT×YEAR)與被解釋變量(TOBINQ)在1%的水平上顯著正相關(guān),表明“營改增”顯著提高了外貿(mào)企業(yè)的企業(yè)價值。假設(shè)3的回歸結(jié)果見表4第(4)、(7)、(8)列。表4第4列的結(jié)果表明,“營改增”顯著提高了外貿(mào)企業(yè)的企業(yè)價值。表4第(7)列顯示,解釋變量(TREAT×YEAR)在1%的水平上與稅收返還(SFFH)顯著正相關(guān),表明“營改增”顯著增加了外貿(mào)企業(yè)的稅收返還。表4第(8)列顯示,稅收返還(SFFH)在10%的水平上與企業(yè)價值(TOBINQ)顯著正相關(guān),表明“營改增”通過增加外貿(mào)企業(yè)的稅收返還來提高企業(yè)價值。
表4第(2)、(3)、(5)、(6)列為假設(shè)4的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示,解釋變量(TREAT×YEAR)在第(3)、(6)列即市場化程度較低的樣本中與企業(yè)稅負(TAX)顯著負相關(guān),與企業(yè)價值(TOBINQ)顯著正相關(guān),在第(2)、(5)列即市場化程度較高的樣本中并無顯著影響,假設(shè)4得到驗證,即市場化程度較高的區(qū)域稅負水平本身不高,企業(yè)執(zhí)行政策的力度不夠,導致“營改增”的效益無法凸顯。
表4 多元回歸結(jié)果
(續(xù)表4)
為了進一步驗證假設(shè)4,本文將不同市場化程度地區(qū)的稅負均值進行逐年對比,結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5可知,在市場化程度較低的地區(qū),企業(yè)稅負在“營改增”前后都高于市場化程度較高的地區(qū),因而驗證了假設(shè)4,即市場化程度較高的地區(qū)稅負水平本身就低,因此“營改增”的減稅效果并不明顯;而市場化程度較低的區(qū)域稅負水平較高,迫切需要緩解稅負壓力,在“營改增”的促進作用下,稅負產(chǎn)生了顯著下降,由于政策執(zhí)行力度更大,企業(yè)價值也產(chǎn)生了顯著增加。“營改增”在市場化程度較低的地區(qū)效果更加明顯,進一步證明此次改革并未受限于不成熟的市場環(huán)境,這也是政策執(zhí)行到位,政府與企業(yè)通力合作的成果。
表5 稅負均值差異檢驗
為增強本文結(jié)論的穩(wěn)定性,利用以下兩個方式進行穩(wěn)健性測試:
(1)在傾向得分匹配(PSM)過程中,不同的匹配方式可能會產(chǎn)生與本文結(jié)果不一致的情況。為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)定性,本文將1對1匹配改為半徑匹配和1對2匹配。表6與表7分別為半徑匹配與1對2匹配的回歸結(jié)果。由表可知,解釋變量(TREAT×YEAR)的回歸系數(shù)依然保持了顯著性,與前文的研究結(jié)果保持了一致。
表7 1對2匹配
(續(xù)表7)
(2)安慰劑檢驗。為了排除時間趨勢對本文結(jié)果造成的可能偏誤。本文將樣本期設(shè)置為“營改增”啟動前兩年(2010與2011年),變量YEAR重新設(shè)定為:若當年等于2011年,賦值為1,若等于2010年,賦值為0,以2011年的樣本構(gòu)建虛擬實驗組。若解釋變量(TREAT×YEAR)依然保持顯著,則表明本文所觀測到的結(jié)果并非“營改增產(chǎn)生的影響。表8為安慰劑測試的回歸結(jié)果。由表8可知,所有解釋變量(TREAT×YEAR)均不顯著,表明本文結(jié)果并不受時間趨勢影響,而是“營改增”政策實施的結(jié)果。
表8 安慰劑檢驗
主測試結(jié)果表明“營改增”后外貿(mào)上市企業(yè)稅負有所下降,企業(yè)價值有所提高,但并未表現(xiàn)出該效益出現(xiàn)的“速度”,即“營改增”的效益可能是實施一段時間后才能顯現(xiàn),或是每年都有顯著變化??紤]到利用雙重差分模型的條件較為復雜,本文選擇一種更加簡單的方式,將試點企業(yè)2010—2015年每年的稅負均值與TOBINQ均值進行對比,從而判斷“營改增”的實施效率。
1.稅負變化趨勢
圖1為企業(yè)稅負與企業(yè)價值的變化趨勢圖,具體數(shù)值呈現(xiàn)在表9中。結(jié)合圖1與表9發(fā)現(xiàn),“營改增”前期,即2010—2012年,稅負先增后減,但總體呈上升趨勢。2012年“營改增”實施后,企業(yè)稅負開始呈現(xiàn)穩(wěn)定的下降趨勢。表10顯示2011年與2014年、2011年與2015年、2012年與2015年的稅負均值存在顯著性差異,其他相鄰年份的稅負均值均無顯著差異,說明“營改增”降低稅負并非立竿見影,而是一個循序漸進的過程。
圖1 均值變化趨勢
表9 被解釋變量年度均值
表10 被解釋變量逐年均值差異檢驗
2.企業(yè)價值變化趨勢
由圖1與表9可知,外貿(mào)企業(yè)的企業(yè)價值在政策實施前兩年不斷減少,在“營改增”開始后產(chǎn)生了明顯上升趨勢。表10顯示相鄰年份的企業(yè)價值均值存在顯著性差異,結(jié)合稅負的變化趨勢,發(fā)現(xiàn)雖然稅負每年的下降程度不大,但帶來的經(jīng)濟效益是十分顯著的。樣本企業(yè)的企業(yè)價值與改革之前相比產(chǎn)生了質(zhì)的飛躍,表明“營改增”政策執(zhí)行到位,對企業(yè)產(chǎn)生了積極影響。
1.主要結(jié)論
降低企業(yè)稅負、改善企業(yè)活力是促進資本市場穩(wěn)定發(fā)展的重要前提。本文以“營改增”為契機,實證檢驗了稅改對外貿(mào)上市企業(yè)稅負與企業(yè)價值的影響。研究結(jié)論表明,“營改增”顯著降低了外貿(mào)上市企業(yè)的稅負,并顯著提高了其企業(yè)價值;特別地,企業(yè)所處地區(qū)的市場化程度越低,“營改增”對企業(yè)稅負與企業(yè)價值的有益影響越顯著;路徑分析表明,“營改增”通過增加外貿(mào)上市企業(yè)的稅收返還來提升企業(yè)價值。進一步研究發(fā)現(xiàn),“營改增”降低外貿(mào)上市企業(yè)稅負的速度較為緩慢,但對企業(yè)價值的正面影響更為迅速、有效。簡言之,“營改增”的實施為企業(yè)帶來了充分的政策紅利,達到了預期效果。
2.更多的發(fā)現(xiàn)
(1)營業(yè)收入增長率與資產(chǎn)報酬率越高的企業(yè),稅負也往往越高。因此,在衡量企業(yè)的經(jīng)營狀況是否“健康”時,可以將稅負視為一項重要的考核標準。企業(yè)的經(jīng)營活動幾乎都會產(chǎn)生稅費,因此企業(yè)的績效越好,往往也伴隨著一定水平的稅負。倘若財務報表呈現(xiàn)出的結(jié)果與預期大相徑庭,則暗示企業(yè)存在避稅漏稅的可能性。因此,關(guān)注企業(yè)績效與稅負之間的關(guān)系及其變動趨勢,將有助于相關(guān)者深入評價企業(yè)的運營情況,幫助其實施有效監(jiān)管。
(2)資本密集度與無形資產(chǎn)密集度越高,企業(yè)價值越低。這一結(jié)果可能意味著過度投資會對企業(yè)價值產(chǎn)生負面影響。因此,管理層在進行投資決策時,不僅僅要考慮投資對稅負壓力的緩解作用,更要考慮投資對長期經(jīng)營產(chǎn)生的影響,進行合理投資,以防資本錯配,損害企業(yè)價值。
其一,“營改增”的最終成效不僅僅取決于制度本身,企業(yè)執(zhí)行政策的積極性也同樣重要。因此,外貿(mào)企業(yè)一方面要對涉稅和財務人員進行專項培訓,確保新舊政策能夠順利過渡,另一方面要加強對稅務處理的監(jiān)督,構(gòu)建完善的稅務管理機制,才能幫助企業(yè)進行合理稅務籌劃,緩解稅負壓力。雖然改革初期稅負下降幅度不大,但企業(yè)價值的提升是顯著的,因此不能光以稅負作為“營改增”效益的衡量標準,外貿(mào)企業(yè)也需要具備足夠的耐心和動力去配合政策的實施,才能實現(xiàn)政策效益的最大化。
其二,綜合本文及前期相關(guān)文獻所發(fā)現(xiàn)的證據(jù)可知,“營改增”的納稅流程還存在尚未打通的環(huán)節(jié)。繁瑣的稅收管理增加了繳稅與退稅的難度,這與外貿(mào)企業(yè)稅負的緩慢減少也不無關(guān)系。因此,政府特別是稅務機關(guān)應當進一步規(guī)范納稅流程,加快稅務管理的信息化、數(shù)據(jù)化,降低納稅工作的復雜性,讓外貿(mào)企業(yè)享受到更多的政策優(yōu)惠。
其三,“營改增”在降低外貿(mào)企業(yè)稅負的同時,給予了外貿(mào)企業(yè)更多的成長機會與投資空間,對經(jīng)營結(jié)構(gòu)和資源配置也起到了一定的優(yōu)化作用,這與市場化進程的作用不謀而合。換言之,“營改增”也是促進市場不斷發(fā)育、完善的一股力量。因此,加快推進市場化改革,將有助于增加各地市場發(fā)展的平衡性,改善企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境,最終形成促進經(jīng)濟增長的重要力量。