曹玉珊 張 越

(江西財經(jīng)大學 會計學院，江西 南昌 330013)

一、引言

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。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)“營改增”對外貿(mào)企業(yè)的影響

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。

(二)不同市場化程度下的“營改增”經(jīng)濟效益

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。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

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。

(二)變量定義

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

(三)研究模型

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)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

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

(二)相關(guān)性分析

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)

(三)多元回歸分析

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

五、 穩(wěn)健性測試與進一步分析

(一)穩(wěn)健性測試

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

(二)進一步分析

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。

六、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

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。

(二)政策建議

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。