謝緣

(中央財經(jīng)大學 北京 102206)

營業(yè)稅改征增值稅(簡稱“營改增”)于2012年在中國上海開始試點，從最初的“1+6”，到2016年“營改增”全國推廣，營業(yè)稅正式退出歷史舞臺。增值稅的實施一定程度上解決了過去重復(fù)征稅的問題，降低了企業(yè)的稅負，推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和供給側(cè)改革，對于國家稅收的穩(wěn)定增長具有重大意義。因此，探究該政策對于企業(yè)的深層次影響一直受到學者們的關(guān)注。

企業(yè)的稅收規(guī)避一直被視為通過合理的手段提升公司價值、追求價值最大化的有效路徑，但是于國家而言，企業(yè)的稅收規(guī)避意味著稅源的喪失，財政可運用資金就會減少，不利于國家集中力量辦大事，因此，探究如何降低企業(yè)的避稅程度也是當前學者研究的主要方向之一。

本文以2009—2015年A股上市公司為研究樣本，分析營改增政策對企業(yè)避稅程度的影響，并從企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性做進一步探究。本文采用多時點雙重差分方法和雙向固定效應(yīng)模型檢驗營改增的政策效果及作用。為了弱化內(nèi)生性問題，本文將試點企業(yè)作為實驗組，采用傾向得分匹配方法構(gòu)建對照組，進一步探究了營改增政策對企業(yè)避稅程度的影響。此外，本文還利用主成分分析法構(gòu)建了企業(yè)避稅程度的新型指標進行穩(wěn)健性檢驗。在此基礎(chǔ)上，本文利用了中介效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)營改增可以通過影響企業(yè)稅負從而降低企業(yè)的避稅程度。

本文的創(chuàng)新點在于以下三點：第一，運用文本分析法對營改增試點企業(yè)進行精準識別；第二，同時運用PSM-DID和主成分分析法對結(jié)果進行進一步驗證；第三，利用中介效應(yīng)模型驗證營改增通過影響企業(yè)稅負進而降低企業(yè)的避稅程度。

本文的其他結(jié)構(gòu)安排如下：第1部分是文獻綜述與研究假設(shè)；第2部分是研究設(shè)計；第3部分是實證回歸；第4部分是進一步研究；第5部分是結(jié)語。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

現(xiàn)有文獻對于營改增的研究可以分為宏觀經(jīng)濟以及對于微觀企業(yè)的研究兩大方向。

宏觀層面上，營改增使不同收入等級的家庭人均稅負均有不同程度的下降，改善了居民的收入分配狀況(倪紅福等，2016)，降低了企業(yè)的營業(yè)成本，顯著提高了消費群體的福利(平新喬等，2009)，服務(wù)業(yè)的“營改增”推動了制造業(yè)以生產(chǎn)率提升為標志的轉(zhuǎn)型升級(李永友等，2018)，短期提高國家經(jīng)濟增長速度，長期提高國家經(jīng)濟總量(田志偉等，2014)；微觀研究上，“營改增”促進了專業(yè)分工，使制造業(yè)企業(yè)由自給自足轉(zhuǎn)向提供業(yè)務(wù)外包，服務(wù)業(yè)企業(yè)則利用外包從而實現(xiàn)雙贏(陳釗等，2016；范子英等，2017)，提高了企業(yè)的績效(宋麗穎等，2017)，降低企業(yè)的所得稅和流轉(zhuǎn)稅稅負(曹越等，2017；高利芳等，2019)，進而促進企業(yè)的創(chuàng)新行為，且稅負下降越多，創(chuàng)新產(chǎn)出越多(張璇等，2019)?！盃I改增”還可以在一定程度上抑制企業(yè)的避稅程度(王怡璞等，2021；喬睿蕾等，2017)。

眾所周知，稅收是一個國家財政能夠正常運行的基礎(chǔ)，而企業(yè)作為稅收的重要來源，研究何種方法能夠降低企業(yè)的避稅程度至關(guān)重要，但企業(yè)的避稅在一定程度上又可提高企業(yè)的價值(劉行等，2018)，兩者的矛盾激起了學者們的充分討論研究?，F(xiàn)有研究表明，企業(yè)可以通過稅收優(yōu)惠(吳聯(lián)生，2009；吳文鋒等，2009)、盈余管理(王躍堂等，2009；李增福等，2011；王亮亮，2014)、關(guān)聯(lián)交易(黃蓉等，2013)等方式進行稅收規(guī)避，稅收競爭現(xiàn)象的存在與地稅局的執(zhí)法不力也會給企業(yè)避稅提供可乘之機(范子英等，2013)，實際控制人的境外居留權(quán)也會加劇企業(yè)的避稅行為(張勝等，2016)，而對于如何能夠降低企業(yè)稅收規(guī)避程度的研究中，學者發(fā)現(xiàn)企業(yè)IPO后避稅程度顯著降低(李青原等，2021)，“營改增”的實施也可以起到一定的作用(王怡璞等，2021；喬睿蕾等，2017)。

基于以上分析我們提出假設(shè)：營改增可以降低企業(yè)的避稅程度。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文以2009—2015年的A股上市公司為研究對象，所使用的數(shù)據(jù)主要來源于萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫，包括A股上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)、企業(yè)行業(yè)地區(qū)信息等，并通過政策文件獲取實施營改增政策的時間、地區(qū)及涉及的行業(yè)。

我們對樣本數(shù)據(jù)進行以下處理：(1)剔除ST和*ST公司樣本；(2)刪除具有大量缺失值及異常的樣本并且對相關(guān)數(shù)據(jù)進行了1%的縮尾處理；(3)剔除金融行業(yè)的樣本；(4)剔除2013年8月以后納入營改增試點范圍的行業(yè)。最終的樣本為2009—2015年721家營改增最初試點“1+6”行業(yè)的上市公司及不涉及營改增的其他行業(yè)的上市公司共4103個公司——年度觀測值。

2.2 模型設(shè)定

營改增政策自2012年1月起開始試點實施，到2013年開始向全國各地各行業(yè)進行推廣，是分階段分批次進行的。因此，本文采用多時點雙重差分模型進行估計，構(gòu)建如下公式表示雙向固定多時點雙重差分模型，探究營改增政策對企業(yè)避稅程度的影響。

2.3 變量定義

2.3.1 被解釋變量

本文參考葉康濤和劉行(2014)對企業(yè)避稅程度的定義來確定被解釋變量，即名義所得稅率與實際所得稅率的差額，該值越高，代表企業(yè)避稅程度越高。實際所得稅率采用當期所得稅費用/稅前總利潤，根據(jù)Hanlon和Heitzman(2010)的說法，該方法對企業(yè)避稅程度的衡量在學界具有較大的認可度。

2.3.2 解釋變量

本文根據(jù)營改增政策的實施過程將時間、地區(qū)及所涉及的行業(yè)與上市公司進行匹配。營改增實施過程可以大致分為三個階段：(1)自2012年1月1日起，對上海市的交通運輸業(yè)及6個現(xiàn)代服務(wù)業(yè)進行營改增試點；(2)2012年9月至12月，對北京市等8個地區(qū)進行試點；(3)自2013年8月起，逐漸對全國其他地區(qū)和其他行業(yè)推行營改增政策。因此本文將實施“營改增”1+6行業(yè)的公司作為實驗組，將不涉及改革的公司作為對照組。具體時間線上，2012年1月1日開始實施營改增的上?！?+6”行業(yè)上市公司時間設(shè)為2012年，2012年9月至12月實施的設(shè)為2013年，2013年8月實施的設(shè)為2014年。由于營改增公示的行業(yè)與常見的行業(yè)無法一一對應(yīng)，因此本文利用人工的方法對A股公司的財報經(jīng)營范圍進行文本分析，以便精準鎖定實驗組范圍。

2.3.3 控制變量

在前述文獻的基礎(chǔ)上，本文選取總資產(chǎn)對數(shù)衡量企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模，ROA、ROIC反映企業(yè)的盈利能力，資產(chǎn)負債率、有形資產(chǎn)占比、第一大股東持股比例反映企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率反映企業(yè)的運營能力。此外還加入了企業(yè)的性質(zhì)、地區(qū)和所屬行業(yè)等變量便于后續(xù)的異質(zhì)性分析，見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

3 實證回歸

3.1 基準回歸

表2報告了基準回歸的結(jié)果，列(1)為不加入控制變量的結(jié)果，顯示營改增可以使避稅程度下降1.3%，列(2)加入控制變量后結(jié)果為下降1.1%，列(3)加入個體和年份雙向固定效應(yīng)進行回歸，亦降低1.1%，不過t值更小，列(4)為在個體和年份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上加入省份固定效應(yīng)，結(jié)果仍舊顯著，列(5)在列(4)的基礎(chǔ)上加入行業(yè)的聚類，結(jié)果顯示仍舊顯著，避稅程度下降1.1%。

表2 “營改增”對企業(yè)避稅程度影響

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 主成分分析法

表3 主成分分析結(jié)果

3.2.2 平行趨勢檢驗與PSM-DID

首先我們進行平行趨勢檢驗，將實施“營改增”的時間分別提前和延后三期進行回歸，前三期的系數(shù)均不顯著，說明結(jié)果通過平行趨勢檢驗，適合進行DID回歸。為克服政策選擇偏差對結(jié)果的系統(tǒng)性影響，降低DID估計偏誤(石大千等，2018)，本文進一步采用PSM-DID方法進行穩(wěn)健性檢驗。由于采用截面PSM還是逐年P(guān)SM的方法在學界仍存在爭議(謝申祥，2021)，故本文兩種方法均有采用，通過對是否實施營改增企業(yè)的虛擬變量對空值變量進行Logit回歸得到傾向得分匹配值后，運用卡尺匹配為實驗組配對企業(yè)，通過這種方法可以最大程度減少不同企業(yè)在政策實施下的系統(tǒng)性偏差。之后進行了共同趨勢支撐假設(shè)檢驗，結(jié)果表明匹配后的各變量均不存在顯著性差異，證明本文使用的PSM-DID是合理的。

表4、表5結(jié)果表明，無論是截面PSM還是逐年P(guān)SM，在利用PSM-DID方法之后，“營改增”依然顯著降低了企業(yè)的避稅程度。PSM-DID的估計結(jié)果與前文多時點差分結(jié)果并無顯著差異，從而進一步支撐了本文的實證結(jié)論。

表4 截面PSM-DID回歸結(jié)果

表5 逐年P(guān)SM-DID回歸結(jié)果

4 進一步研究

4.1 異質(zhì)性分析

鑒于民企與國企稅收規(guī)避的動機不同(王怡璞等，2021；李青原等，2021)，本文對樣本區(qū)分企業(yè)性質(zhì)后進行了分組回歸，回歸結(jié)果顯示，“營改增”對于國企與民企均有降低避稅程度的效果，由于國有企業(yè)的納稅金額常作為企業(yè)高管的績效考核指標，因此“營改增”后國企相比民企更有動機去繳納更多的稅款。進一步區(qū)分國企的歸屬后，可以發(fā)現(xiàn)地方國企的結(jié)果并不顯著，可能由于改革之前地方國企受地稅局的監(jiān)管較強，因此“營改增”后對該類企業(yè)的避稅程度影響不大，見表6。

表6 企業(yè)性質(zhì)回歸結(jié)果

4.2 中介效應(yīng)分析

根據(jù)Baron 和Kenndy(1986)提出的中介效應(yīng)模型框架，以及現(xiàn)有文獻對于營改增在長期能夠起到降低企業(yè)稅負的效果(張璇等，2019；曹越等，2017)，我們提出假設(shè)：營改增可以企業(yè)稅負為中介，進而降低企業(yè)的避稅程度。因此本文利用企業(yè)所得稅費用/息稅前利潤作為企業(yè)稅負的衡量標準(Porcano，1986)進行回歸，回歸結(jié)果顯示，該效應(yīng)確實存在，見表7。

表7 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

5 結(jié)語

本文以2009—2015年A股上市公司為研究樣本，分析“營改增”政策對企業(yè)避稅程度的影響，并從企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)、上市板塊的異質(zhì)性做進一步探究。如下：第一，“營改增”的實施可以顯著降低企業(yè)的避稅程度。第二，區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后，發(fā)現(xiàn)“營改增”對于國企和民企的避稅程度都有顯著降低，但對國企進行細分后，發(fā)現(xiàn)“營改增”對地方國企的影響并不顯著。第三，中介效應(yīng)表明“營改增”可以通過影響企業(yè)的稅負進而降低企業(yè)避稅程度。