程開明，范華艷

(浙江工商大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

“營改增”是我國稅收制度的一項重大改革措施。2011年11月16日，財政部和國家稅務(wù)總局聯(lián)合下發(fā)《營業(yè)稅改征增值稅試點方案》(財稅〔2011〕110號)，規(guī)定從2012年1月1日起，以上海市作為示范地區(qū)，開展交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)營業(yè)稅改征增值稅的試點改革。隨后，“營改增”改革在全國循序漸進地推進，截至2016年5月1日我國全面實施“營改增”，范圍擴大至金融業(yè)、建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等，并將新增的不動產(chǎn)進項增值稅納入抵扣范圍。至此，我國增值稅實現(xiàn)了對所有貨物及服務(wù)的生產(chǎn)、流通和消費領(lǐng)域的全覆蓋。

稅收政策改變必然會對企業(yè)盈利能力和社會經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，“營改增”政策效應(yīng)究竟如何？一些學(xué)者從宏觀和微觀角度進行了探析。宏觀視角的“營改增”政策效應(yīng)包括對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響[1-2]、對政府財政收入的影響[3-4]、對收入分配的影響[5-6]以及對我國財稅體制的影響[7-8]等。微觀視角的“營改增”政策效應(yīng)則包括企業(yè)稅負的變化[9]、對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用[10-11]以及對企業(yè)投資的影響[10]等。這些研究從多角度分析了“營改增”的政策效應(yīng)，但在評估政策因果效應(yīng)的研究方法上存在一定的改進余地。

一些文獻對“營改增”政策與企業(yè)盈利能力的關(guān)系進行了探討。Simmons[12]指出稅率變動影響到全球資源合理配置，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營績效發(fā)生變化。Carbonnier[13]認為增值稅具有中性特點，對于企業(yè)保持生產(chǎn)經(jīng)營的穩(wěn)定具有重要意義。Toder等[14]認為增值稅具有轉(zhuǎn)嫁功能，能夠避免稅收的重復(fù)征收，降低企業(yè)運營成本，提高企業(yè)盈利能力。劉建民等[15]基于湖南省上市公司的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)“營改增”全面實施顯著提高了試點企業(yè)的盈利能力，但不同行業(yè)差別較大。李啟平等[16]以“營改增”為自然實驗構(gòu)建雙重差分模型檢驗“營改增”對現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的影響，結(jié)果顯示“營改增”提高了企業(yè)的盈利能力。滕承秀[17]以房地產(chǎn)、建筑業(yè)、租賃與商品服務(wù)業(yè)為分析對象，研究結(jié)果表明“營改增”對于提高企業(yè)績效有積極作用，但不同行業(yè)的企業(yè)受到的影響差異較大。綜上可見，由于實證分析中研究對象與方法的不同，得到“營改增”對企業(yè)盈利能力的影響效應(yīng)存在差異。

高技術(shù)服務(wù)業(yè)是高技術(shù)與服務(wù)業(yè)的深度融合，是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)服務(wù)化和服務(wù)業(yè)高技術(shù)的表現(xiàn)形態(tài)，也是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)中最具創(chuàng)新活力的行業(yè)，對于推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、提升產(chǎn)業(yè)競爭力具有重要作用。我國大力推進經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級，社會對高技術(shù)服務(wù)的需求不斷增加，“營改增”政策實施對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響也是各界關(guān)注的一個重點。已有關(guān)于“營改增”政策效應(yīng)的研究較少從高技術(shù)服務(wù)業(yè)角度切入，對影響效應(yīng)的分析集中于總體平均效應(yīng)，較少追蹤動態(tài)效應(yīng)和開展政策效果的差異化分析。鑒于此，聚焦于高技術(shù)服務(wù)業(yè)，根據(jù)上市公司的微觀數(shù)據(jù)，基于雙重差分法考察“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的平均效應(yīng)、動態(tài)效應(yīng)和異質(zhì)性具有重要的現(xiàn)實意義。

二、理論分析和研究假設(shè)

(一)理論分析

稅收是國家宏觀調(diào)控的主要工具之一，稅負變動必然影響經(jīng)濟主體的行為選擇，對企業(yè)的生產(chǎn)、投資、研發(fā)和盈利等造成影響。營改增是中國逐步推行的一項重要稅收政策改革，通過計稅依據(jù)和稅率變化對相關(guān)行業(yè)產(chǎn)生廣泛而深遠的影響。理論上，“營改增”政策主要通過增值稅抵扣鏈條改變企業(yè)經(jīng)營的內(nèi)外部環(huán)境，對企業(yè)盈利能力產(chǎn)生影響。增值稅作為一種間接稅，使得企業(yè)繳納的間接稅和城市維護建設(shè)稅、教育費附加等有所減少，[16]所以“營改增”有利于降低服務(wù)業(yè)企業(yè)的稅收負擔，其中，高技術(shù)服務(wù)業(yè)、物流輔助服務(wù)業(yè)等行業(yè)稅負降低明顯。[18]

由于增值稅可抵扣進項稅額，在銷售量與價格不變的情況下，政策改革后抵扣的稅額使得企業(yè)營業(yè)成本下降。根據(jù)自由現(xiàn)金流假說，自由現(xiàn)金流與企業(yè)的投資行為密切相關(guān)，總投入成本下降有利于增加企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流，使得企業(yè)有更高的積極性購買資產(chǎn)。[19]從營業(yè)稅改征增值稅，一方面，進項稅額的抵扣增強了企業(yè)對于廠房、設(shè)備、技術(shù)、商譽等方面的投資意愿；另一方面，外包的生產(chǎn)和服務(wù)不需要再交納高額的營業(yè)稅，企業(yè)更愿意外包非主營業(yè)務(wù)，集中精力做好優(yōu)勢項目，有利于提高生產(chǎn)效率和整體盈利能力。此外，高技術(shù)服務(wù)企業(yè)因“營改增”而減少稅務(wù)支出，將更多資金用于技術(shù)研發(fā)有利于提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力和盈利能力。

“營改增”政策的實施打通了制造業(yè)和服務(wù)業(yè)之間的增值稅抵扣鏈條，制造業(yè)企業(yè)外購服務(wù)性產(chǎn)品時能夠獲得增值稅專用發(fā)票進行抵扣，從而消除重復(fù)征稅現(xiàn)象，降低服務(wù)性產(chǎn)品的購買成本，促使制造企業(yè)將研發(fā)、軟件和信息技術(shù)等業(yè)務(wù)外包給專門的高技術(shù)服務(wù)公司，促進產(chǎn)業(yè)間的縱向?qū)I(yè)化分工，增加高技術(shù)服務(wù)業(yè)的市場需求，有利于提升高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力。[20]

(二)研究假設(shè)

本文依據(jù)“營改增”政策對企業(yè)盈利能力影響機制的理論分析，形成了以下研究假設(shè)：

假設(shè)H1：在其他條件不變的情況下，“營改增”政策能夠提升高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力。

“營改增”政策既可通過直接效應(yīng)即避免重復(fù)征稅、降低企業(yè)稅收負擔來提升高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力，又可通過間接效應(yīng)提升高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力。一方面促使高技術(shù)服務(wù)企業(yè)加大投資和研發(fā)投入，加快設(shè)備更新和技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)的生產(chǎn)效率；另一方面有利于打通制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的行業(yè)壁壘，使得制造業(yè)將部分研發(fā)外包給高技術(shù)服務(wù)企業(yè)，擴大高技術(shù)服務(wù)業(yè)的市場需求。

假設(shè)H2：在其他條件不變的情況下，“營改增”政策對不同地區(qū)高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響存在差異。

由于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不均衡和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異，“營改增”政策影響高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的傳導(dǎo)機制與路徑有所不同，再加上地區(qū)之間的稅負差異，使得“營改增”對不同地區(qū)高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響存在差異。譬如，深圳市和上海市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相差較大，上海市的金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和交通運輸業(yè)占比較高，而深圳市的郵政業(yè)、酒店餐飲業(yè)和金融業(yè)占比較高，“營改增”政策對兩個城市相關(guān)企業(yè)的影響效應(yīng)必然存在較大差異。

假設(shè)H3：在其他條件不變的情況下，“營改增”政策對中間投入不同的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響存在差異。

“營改增”政策通過增值稅抵扣的途徑實現(xiàn)高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的成本降低和盈利能力提升，中間投入水平較低的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)往往無法獲得足夠的增值稅進項稅抵扣額，不利于企業(yè)享受政策帶來的減稅紅利。因此，營改增政策對不同中間投入水平的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響效應(yīng)存在差異。

假設(shè)H4：在其他條件不變的情況下，“營改增”政策對人力資本投入不同的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響存在差異。

對于高技術(shù)服務(wù)企業(yè)而言，人才是發(fā)展的重要動力，人力資本是核心競爭力，對人力資本投入的差異一方面影響到企業(yè)的核心競爭力和持續(xù)發(fā)展能力，另一方面也影響到企業(yè)對其他固定資產(chǎn)的投資，進而影響企業(yè)的盈利能力。因此，具有不同人力資本投入水平的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)受到“營改增”政策的影響效應(yīng)存在差異。

三、模型設(shè)定與變量說明

(一)模型設(shè)定

雙重差分模型(簡稱DID)是一種有效的政策效應(yīng)評估方法。非隨機分配實驗組和對照組的試驗稱為自然試驗，此類試驗不同組間樣本在政策實施前可能存在事前差異，僅通過單一前后對比或橫向比較容易忽略這種差異，導(dǎo)致政策實施效果的有偏估計。雙重差分模型基于自然試驗得到的數(shù)據(jù)，通過模型構(gòu)建來有效控制研究對象的事前差異，將政策效應(yīng)有效分離出來。DID模型還能夠避免政策作為解釋變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，控制因變量與解釋變量之間的相互影響。

“營改增”政策最早在上海試點后，逐步擴大到北京、江蘇、浙江等地，最后推廣至全國，分時段的試點過程可看作是一次“準自然實驗”，符合雙重差分檢驗的基本設(shè)定，故能夠采用DID模型來評估“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響效應(yīng)。

根據(jù)DID模型的基本設(shè)定，構(gòu)建模型為：

Yit=α+βDit+δXit+As+Bt+Ck+εit

(1)

(2)

(二)變量說明

1.結(jié)果變量。反映企業(yè)盈利能力的財務(wù)指標較多，“凈資產(chǎn)收益率”很大程度上能夠全面反映高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利狀況，故選取上市公司的“凈資產(chǎn)收益率”來刻畫高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力。

2.自變量。根據(jù)雙重差分模型的設(shè)定，主要自變量為Dit，若企業(yè)i處于試點省份且在時間上處于政策實施后則為1，否則為0，其系數(shù)代表“營改增”政策對結(jié)果變量的平均影響效應(yīng)，即政策的平均效應(yīng)。

3.控制變量。參考已有文獻，本文選擇企業(yè)層面的變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)增長率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、現(xiàn)金持有水平、固定資產(chǎn)占比和無形資產(chǎn)占比等作為控制變量。

(三)數(shù)據(jù)來源及處理

2011年11月16日，財政部和國家稅務(wù)總局發(fā)布《營業(yè)稅改征增值稅試點方案》，決定自2012年1月1日起率先在上海啟動“營改增”試點，試點行業(yè)僅限于交通運輸業(yè)(鐵路運輸業(yè)除外)、研發(fā)和技術(shù)、信息技術(shù)、文化創(chuàng)意、物流輔助、有形動產(chǎn)租賃、鑒證咨詢等部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。此后，我國分階段、分地區(qū)、分行業(yè)全面推開“營改增”試點，直至2016年5月1日，全面完成了“營改增”改革，實現(xiàn)增值稅在所有貨物、勞務(wù)及服務(wù)行業(yè)的全覆蓋。

為適配模型，將第一批上海市的“營改增”政策實施時間定為2012年，第二批北京、浙江、江蘇、天津、廣州、福建、安徽和湖北等在2012年8月之后實施“營改增”政策省份的政策實施時間定為2013年，第三批其他省份“營改增”政策的實施時間定為2014年。以2009～2015年為樣本期，選取深滬兩市處于“營改增”政策試點省份內(nèi)的高技術(shù)服務(wù)業(yè)A股上市公司為最初樣本，詳細數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。經(jīng)數(shù)據(jù)整理，共獲得涉及信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)及商業(yè)服務(wù)業(yè)的上市公司422家，對其進行適當篩選：(1)剔除主營業(yè)務(wù)非相關(guān)行業(yè)或主營業(yè)務(wù)發(fā)生重大變動的上市公司87家；(2)剔除在樣本期間內(nèi)被評估為ST或是*ST的上市公司47家；(3)剔除2012年及之后上市的上市公司165家；(4)剔除增值稅率和營業(yè)稅率在實施“營改增”政策后未發(fā)生變動的上市公司15家。處理后，得到符合條件的108家上市公司作為最終的研究樣本。主要變量的描述性統(tǒng)計見表2，其中樣本企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率(Roe)均值為0.0948，最小值為-0.2775，最大值為0.5529，企業(yè)盈利能力的差異并不顯著。

表1 主要變量定義

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

(一)DID模型的適用性檢驗

采用雙重差分模型目的是為了排除“營改增”政策以外其他宏觀政策、環(huán)境變化等因素的干擾，首先需保證政策的外生性原則，即確認“營改增”政策實施與否與企業(yè)盈利能力之間沒有直接聯(lián)系?！盃I改增”政策是宏觀層面的政策，且以省級行政區(qū)為實施范圍，以某個行業(yè)為實施對象，而企業(yè)是微觀層面的接受者，對政策實施與否無法產(chǎn)生作用，因此企業(yè)盈利能力如何對“營改增”政策實施與否不會產(chǎn)生影響。本文分三個批次來考察各個省份企業(yè)的平均盈利能力，發(fā)現(xiàn)“營改增”政策實施的批次與各省企業(yè)平均盈利能力雙重差分模型的另一適用前提是實驗組與對照組之間須保持相同的變化趨勢，如此才能認為未實施“營改增”政策地區(qū)的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)是已實施“營改增”政策地區(qū)高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的合適對照組。按照“營改增”政策的實施時間，分別將政策實施較晚地區(qū)的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)作為政策實施較早地區(qū)高技術(shù)服務(wù)業(yè)的對照組，考察實驗組和對照組2009～2013年的凈資產(chǎn)收益率變化趨勢。首先，比較第一批實施“營改增”政策地區(qū)的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)與其他地區(qū)高技術(shù)服務(wù)企業(yè)2009～2012年凈資產(chǎn)收益率的差異；然后，比較第一批和第二批“營改增”政策實施地區(qū)的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)與其他地區(qū)高技術(shù)服務(wù)企業(yè)2013年凈資產(chǎn)收益率的差異。由于所涉及的樣本在2014年后全部進入“營改增”政策實施范圍，即所有樣本在2014年均進入實驗組，因此對實驗組和對照組的凈資產(chǎn)收率差異的對比截止到2013年。

考察實驗組和對照組2009～2013年平均凈資產(chǎn)收益率的變化趨勢可知，在“營改增”政策實施前的2009～2011年，實驗組與對照組的平均凈資產(chǎn)收益率變化趨勢基本一致，通過平行趨勢檢驗，適合采用雙重差分模型來開展分析。

(二)“營改增”政策平均效應(yīng)估計

本文通過對時間效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和省份效應(yīng)進行控制，利用Stata14.0軟件分別采用混合最小二乘法(OLS)和固定效應(yīng)模型(FE)進行雙重差分檢驗，考察“營改增”政策影響高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的平均效應(yīng)，結(jié)果如表3所示，其中模型(1)和模型(3)為OLS估計結(jié)果，模型(2)和模型(4)為FE估計結(jié)果。

表3 “營改增”政策平均效應(yīng)的估計結(jié)果

“營改增”政策平均效應(yīng)OLS回歸結(jié)果顯示，政策效應(yīng)變量(Dst)的系數(shù)為正且通過5%的顯著性水平檢驗；FE估計結(jié)果顯示，“營改增”政策效應(yīng)變量(Dst)的系數(shù)同樣為正，且通過10%的顯著性水平檢驗?？傮w來看，“營改增”政策的實施確實有助于提升高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力，政策效應(yīng)的大小為0.017～0.020，假設(shè)H1得到驗證。控制變量中的“企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)增長率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和現(xiàn)金持有水平”對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力產(chǎn)生正向影響，而“資產(chǎn)負債率”的影響為負，其中“資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)增長率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率”的影響效應(yīng)較為顯著。

(三)“營改增”政策動態(tài)效應(yīng)估計

“營改增”政策動態(tài)效應(yīng)的OLS和FE估計結(jié)果見表4，在未納入控制變量的情況下，政策實施當期的虛擬變量(Event0)、政策實施后一期(Event1)和政策實施后兩期(Event2)的系數(shù)均為正且逐步變大，通過10%的顯著性水平檢驗。將控制變量納入模型后，政策實施當期的虛擬變量(Event0)、政策實施后一期(Event1)和政策實施后兩期(Event2)的系數(shù)同樣均為正且隨時間變大，通過了5%的顯著性水平檢驗。另外，回歸結(jié)果顯示“營改增”政策對凈資產(chǎn)收益率的促進效應(yīng)存在一定滯后性，短時間內(nèi)“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的政策效應(yīng)隨時間變動有所增強。

表4 “營改增”政策動態(tài)效應(yīng)的估計結(jié)果

為了更直觀地反映“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的動態(tài)影響，本文給出“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)凈資產(chǎn)收益率影響的點估計及95%的置信區(qū)間。研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”政策的系數(shù)估計值在0上下波動，不能拒絕“營改增”政策實施前實驗組與對照組凈資產(chǎn)收益率差異為零的原假設(shè)，驗證了前文的平行趨勢假設(shè)?！盃I改增”政策實施后各期實驗組與對照組凈資產(chǎn)收益率的差異顯著為正，且系數(shù)隨著期數(shù)增加不斷變大，說明“營改增”政策顯著促進了政策實施地區(qū)高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力，且隨著時間的延長其促進效應(yīng)日益明顯。

(四)“營改增”政策效應(yīng)的異質(zhì)性分析

為了驗證假設(shè)H2、假設(shè)H3和假設(shè)H4，本文進一步開展“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力影響效應(yīng)的異質(zhì)性分析，分別考察“營改增”政策效應(yīng)是否會因地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、企業(yè)中間投入和企業(yè)人力資本投入的差異而呈現(xiàn)出不同特征。在根據(jù)相關(guān)變量取值進行分組的基礎(chǔ)上，同樣對時間效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)和省份效應(yīng)進行控制，分別采用混合最小二乘法(OLS)和固定效應(yīng)模型(FE)進行雙重差分模型估計。

1.經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)分組的“營改增”政策效應(yīng)差異。為考察不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的“營改增”政策效應(yīng)是否存在顯著差異，本文將第一批和第二批“營改增”實驗組的省市按經(jīng)濟發(fā)展水平分為兩組，一組為經(jīng)濟發(fā)展水平較高的上海、北京、廣州、浙江、江蘇和天津六省市，另一組為經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低的安徽、福建和湖北三省，分組后的雙重差分模型估計結(jié)果見表5。

表5 不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)“營改增”政策效應(yīng)的估計結(jié)果

表5顯示，經(jīng)濟發(fā)展水平較高組“營改增”政策平均效應(yīng)的系數(shù)都通過了5%的顯著性水平檢驗，而經(jīng)濟發(fā)展水平較低組“營改增”政策的平均效應(yīng)系數(shù)均未通過顯著性水平檢驗，說明“營改增”政策對高技術(shù)企業(yè)盈利能力的促進效應(yīng)在不同地區(qū)存在較大差異，對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的影響效應(yīng)更為明顯，驗證了假設(shè)H2。原因可能在于經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)具有更完善的增值稅抵扣鏈條，能夠從“營改增”政策中獲得更多的稅收抵扣，以減輕企業(yè)稅收負擔；另外，在“營改增”政策的影響下，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)能夠更多地承接制造業(yè)的服務(wù)外包，有利于提高自身的盈利能力。

2.中間投入水平分組的“營改增”政策效應(yīng)差異。以高技術(shù)服務(wù)企業(yè)“購買商品和勞務(wù)支付的現(xiàn)金占營業(yè)收入比重”來衡量企業(yè)的中間投入水平，若某高技術(shù)服務(wù)企業(yè)2009～2015年中間投入的平均值高于所有樣本企業(yè)的總體平均水平，則認定該企業(yè)屬于高中間投入水平組，否則認定該企業(yè)為低中間投入水平組。將樣本企業(yè)按中間投入水平分為兩組后分別進行雙重差分模型估計，結(jié)果見表6。

表6顯示，高中間投入組的“營改增”政策效應(yīng)系數(shù)為0.03左右，通過了5%水平的顯著性檢驗，而低中間投入組的“營改增”政策效應(yīng)系數(shù)較小(0.006～0.008)且不顯著，說明“營改增”政策效應(yīng)對不同中間投入水平企業(yè)盈利能力的影響存在明顯差異，驗證了假設(shè)H3。中間投入水平較高組的“營改增”政策效應(yīng)表現(xiàn)更強，說明“營改增”政策更利于較高中間投入水平企業(yè)的盈利能力提升。

表6 不同中間投入水平分組“營改增”政策效應(yīng)的估計結(jié)果

3.人力資本投入分組的“營改增”政策效應(yīng)差異。以高技術(shù)服務(wù)企業(yè)“支付給職工及代為職工支付的現(xiàn)金占營業(yè)收入比重”來衡量企業(yè)的人力資本投入水平，若某高技術(shù)服務(wù)企業(yè)2009～2015年人力資本投入水平均值高于所有樣本企業(yè)的總體平均水平，則認定該企業(yè)屬于高人力資本投入組，否則為低人力資本投入組。將所有樣本企業(yè)分為兩組后分別進行雙重差分模型估計，估計結(jié)果見表7。

表7 不同人力投入水平分組“營改增”政策效應(yīng)的估計結(jié)果

表7顯示，高人力資本投入組的“營改增”政策效應(yīng)系數(shù)僅為0.07～0.09，且未通過顯著性檢驗，而低人力資本投入組的“營改增”政策效應(yīng)系數(shù)為0.028左右，且通過了5%的顯著性水平檢驗，可見“營改增”政策對不同人力資本投入水平高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的影響效應(yīng)存在明顯差異，假設(shè)H4得到驗證?！盃I改增”政策對人力資本投入較低企業(yè)的盈利能力提升效應(yīng)更為顯著，而對高人力資本投入企業(yè)盈利能力的影響并不顯著。

五、“營改增”政策效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

(一)平衡面板數(shù)據(jù)檢驗

考慮到樣本量的限制，本文采用了非平衡面板數(shù)據(jù)開展建模分析，為了檢驗非平衡面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果的穩(wěn)健性，在非平衡面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上提取出平衡面板數(shù)據(jù)進行建模分析，模型的具體設(shè)置與前文保持一致?；谄胶饷姘鍞?shù)據(jù)，對“營改增”政策影響高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的平均政策效應(yīng)和動態(tài)政策效應(yīng)進行雙重差分模型估計，結(jié)果見表8，其中模型(21)和模型(22)為“營改增”政策的平均效應(yīng)估計，模型(23)和模型(24)為“營改增”政策的動態(tài)效應(yīng)估計。模型(21)和模型(23)是基于混合OLS的估計結(jié)果，模型(22)和模型(24)是基于固定效應(yīng)FE的估計結(jié)果。

表8 平衡面板數(shù)據(jù)“營改增”政策效應(yīng)的估計結(jié)果

平衡面板數(shù)據(jù)下雙重差分模型的估計結(jié)果顯示，“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的平均效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)依然顯著，其中政策平均效應(yīng)與基于非平衡面板數(shù)據(jù)的估計結(jié)果相當一致?！盃I改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力當期效應(yīng)的系數(shù)范圍為0.037～0.039，后一期政策效應(yīng)的系數(shù)為0.057，后兩期政策效應(yīng)系數(shù)的范圍為0.091～0.097，該結(jié)果與基于非平衡面板數(shù)據(jù)得出的結(jié)果亦具有較高一致性。

進一步考察“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的動態(tài)效應(yīng)，政策效應(yīng)系數(shù)的變動趨勢顯示，“營改增”政策實施前的各期均不能拒絕實驗組與對照組凈資產(chǎn)收益率差異為零的原假設(shè)，意味著該平衡面板數(shù)據(jù)也滿足平行趨勢假設(shè)，保證了雙重差分模型的適用性。

由于平衡面板數(shù)據(jù)中經(jīng)濟發(fā)展水平較低組即福建、安徽和湖北的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)樣本量過小，不能對不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的政策效應(yīng)進行異質(zhì)性分析，但根據(jù)“營改增”政策的平均效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)的估計結(jié)果可知，平衡面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果與非平衡面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果具有較高的一致性。

(二)指標替換檢驗

采用“凈資產(chǎn)收益率”指標衡量高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力可能存在一定的測量誤差，導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生偏差，本文以“每股收益”替換“凈資產(chǎn)收益率”再開展雙重差分模型估計，以檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果見表9。其中模型(25)和模型(26)為“營改增”政策的平均效應(yīng)估計結(jié)果，模型(27)和模型(28)為“營改增”政策的動態(tài)效應(yīng)估計結(jié)果；模型(25)和模型(27)是混合OLS的估計結(jié)果，模型(26)和模型(28)是固定效應(yīng)FE的估計結(jié)果。

表9 指標替換后“營改增”政策效應(yīng)的估計結(jié)果

將結(jié)果變量由“凈資產(chǎn)收益率”替換為“每股收益”后的雙重差分模型估計結(jié)果顯示，“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力仍然表現(xiàn)為顯著為正的促進作用。具體而言，“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)每股收益的平均效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)均為正且通過了5%的顯著性水平檢驗，可見“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)以“每股收益”為表征的盈利能力具有顯著促進作用，與前文的估計結(jié)果一致，其結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。

對于指標替換后“營改增”政策效應(yīng)的異質(zhì)性分析結(jié)果見表10，從中可以看出，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高組的政策效應(yīng)強于經(jīng)濟發(fā)展水平較低組，高中間投入組的“營改增”政策效應(yīng)強于低中間投入組，人力資本投入水平較低組的“營改增”政策效應(yīng)強于人力資本水平投入較高組，估計結(jié)果與前文結(jié)果基本一致，說明“營改增”政策對高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力影響效應(yīng)的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

表10 指標替換后“營改增”政策效應(yīng)異質(zhì)性分析結(jié)果

(三)時間安慰劑檢驗

為進一步檢驗高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的變化的確受到“營改增”政策實施的影響，而不是其他混雜因素的作用，本文采用安慰劑檢驗方法加以驗證。另外虛構(gòu)一個政策實施時間，如果虛構(gòu)時間下的DID估計量回歸結(jié)果依然顯著，意味著原來模型的估計結(jié)果很可能是受混雜因素的影響。假設(shè)第一批試點地區(qū)即上海市“營改增”政策發(fā)生于2010年，第二批試點地區(qū)即北京、浙江、江蘇等地“營改增”政策發(fā)生在2011年，第三批試點地區(qū)即其他地區(qū)“營改增”政策發(fā)生在2012年，實驗組和對照組的設(shè)定標準保持不變，被解釋變量仍為凈資產(chǎn)收益率，再利用雙重差分模型對“營改增”政策的平均效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)進行估計，估計結(jié)果見表11。其中，模型(35)和模型(36)為“營改增”政策平均效應(yīng)的估計結(jié)果，模型(37)和模型(38)為“營改增”政策動態(tài)效應(yīng)的估計結(jié)果；模型(35)和模型(37)是混合OLS的估計結(jié)果，模型(36)和模型(38)是基于固定效應(yīng)FE的估計結(jié)果。

表11 時間安慰劑條件下“營改增”政策效應(yīng)的估計結(jié)果

從表11可知，時間安慰劑條件下以“凈資產(chǎn)收益率”為被解釋變量的雙重差分模型中“營改增”政策的平均效應(yīng)顯著為負，動態(tài)效應(yīng)為負但不顯著，這與前文的實證估計結(jié)果并不一致，說明前文“營改增”政策效應(yīng)的估計結(jié)果并非偶然所得，即“營改增”政策的實施確實促進了高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的提升。

六、結(jié)論與啟示

本文以2009～2015年高技術(shù)服務(wù)企業(yè)上市公司為樣本，采用多時點雙重差分模型估計“營改增”政策影響高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的平均效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)，分別從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、企業(yè)中間投入水平和人力資本投入水平角度開展“營改增”政策效應(yīng)的異質(zhì)性分析，并進行政策效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗，得到以下主要結(jié)論：“營改增”政策的實施顯著提升了高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力，影響效應(yīng)存在一定的滯后性，短期內(nèi)影響效應(yīng)逐步增強；“營改增”政策對地區(qū)經(jīng)濟較發(fā)達、中間投入水平較高及人力資本投入較低的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)盈利能力的促進效應(yīng)更為明顯。總體來看，“營改增”政策實施有利于提升高技術(shù)服務(wù)企業(yè)的盈利能力，這一結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。

上述結(jié)論對于進一步完善增值稅制、提升企業(yè)盈利能力具有若干啟示：一是政府部門應(yīng)考慮到高技術(shù)服務(wù)企業(yè)對人力資本的依賴性較強等特點，進一步完善稅率設(shè)置和增值稅抵扣辦法，確保中間投入較低、人力資本水平投入較高的高技術(shù)服務(wù)企業(yè)能夠切實享受到政策紅利，不斷發(fā)展壯大。二是針對“營改增”政策效應(yīng)的地區(qū)差異，對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)應(yīng)進一步完善稅務(wù)辦理能力，完善增值稅抵扣鏈條，促進高技術(shù)服務(wù)企業(yè)發(fā)展。三是對于高技術(shù)服務(wù)企業(yè)而言，可通過專業(yè)分工和企業(yè)合作等途徑增強企業(yè)的上下游關(guān)聯(lián)度，適應(yīng)新的納稅規(guī)則，利用好“營改增”的政策紅利，增強企業(yè)的競爭力。