“营改增”对中国企业税务风险的影响研究*——基于中国上市公司双重差分模型的分析

◆谭光荣 ◆黄保聪

内容提要：文章以“营改增”试点服务业企业为研究对象，利用2008—2015年中国上市公司的面板数据，并结合双重差分模型探讨了“营改增”对中国企业的税务风险。研究结果表明：（1）“营改增”政策的推行显著地降低了我国微观企业的税务风险，有利于微观企业的可持续健康发展；（2）“营改增”政策推行后，不同性质企业的税务风险的降低程度存在差异，相对于国有企业，非国有企业在政策实施后，税务风险降低的幅度更大。该研究有助于加深对微观企业税务风险的认识，为政府在经济转轨时期制定相关经济政策提供一定的参考。

一、引言

营业税改征增值税（以下简称“营改增”）作为我国经济新常态下财税体制改革的重要举措，对化解制约服务业发展的税制瓶颈，服务业企业的减税减负以及我国经济持续稳定增长起着重要的作用。新一轮财税体制改革的重点是“营改增”，自2011年财政部、国家税务总局联合下发“营改增”的试点方案以来，截至2016年5月1日，“营改增”政策已经实现了对所有货物以及服务的生产、流通、消费领域的全面覆盖，至此，实行了60多年的营业税完成了其历史使命，退出了中国税制的历史舞台。然而，作为颇具中国特色的财税体制改革，“营改增”政策的推行立即引起了学术界乃至整个社会的激烈讨论。近年来，关于“营改增”政策效应的研究，成为国内学术界关注的焦点，引发了广泛而深刻的探讨，形成了“百花齐放、百家争鸣”的局面。纵览文献，关于“营改增”政策效应的评估，学界主要从微观和宏观两个角度进行考量。微观方面，集中探讨“营改增”对企业税负（潘文轩和田志伟等，2013；童锦治等，2015；惠丽丽等，2017；高利芳等，2019）、产业结构转型升级（潘文轩，2013；陈钊等，2016；范子英等，2017）以及企业的投资研发和创新（袁从帅等，2015；刘柏等，2017；曹平等，2018；邵悦心等，2019）的影响；宏观方面，则从“营改增”对宏观经济（陈晓光，2013；陈钊等，2016）以及财政收入（田志伟等，2014；周彬等，2016）的影响等方面进行了考量。总的来说，关于“营改增”的研究已经取得了一定的成果，但是关于“营改增”对企业减税减负的研究依然存在争议，一部分学者认为“营改增”有助于消除服务业因征收营业税、进项税额无法抵扣的重复征税问题，可以很大程度上削减企业的纳税负担（夏杰长和管永昊，2012；王珮等，2014）；另一部分学者则认为“营改增”的减税效应是建立在抵扣链条的完整、发票管理的规范、上下游企业拥有较强的关联等基础之上（范子英等，2017；高利芳等，2019），毋庸讳言，从长期来看，“营改增”政策对我国微观企业的减税降费、提质增效具有不可估量的意义。因此，本文认为“营改增”政策的推行可以有效减税，降低企业税务风险，提高企业市场活力，促进企业创新发展。

税务风险是现代企业风险的重要组成部分，对企业的可持续健康发展至关重要，国内外学者对此进行了深入的研究。国外的研究主要集中在税务风险管理方面，Donald-T.Nicolaisen和Michael Carmody（2003）最早对其进行研究，认为通过行之有效的手段管理企业的财务事项，充分利用税收法律以及优惠政策，致使企业承担最低税负，从而获得最大税收利益是企业开展税务风险管理的最终目的。进一步的研究在2004年普华永道会计事务发表的税务风险管理（TRM）专题报告中。报告对税务风险的定义及其管理要素做了更为清晰及细致的阐述，并指出税务风险来源于财务会计风险、管理风险等7个方面。Haroldene F.Wunder（2009）进一步拓展，通过问卷调查方式研究CFO对所处企业的税务风险管理。国内关于税务风险的研究主要从理论与实证两个方面进行考察。理论方面，多集中探讨税务风险的定义、环境以及重要的组成部分（刘蓉，2005；陈锦华等，2008；程黎等，2017；陈燕，2018）；实证方面,学者从不同行业、不同税种、不同规模等方面对企业的税务风险进行了详细的讨论（曹晓丽等，2009；谭光荣等，2010；吴继明，2011；刘建民等，2012）。

综上所述，虽然关于税务风险及“营改增”政策效应的研究已有较为丰硕的成果，但是从未有学者探讨“营改增”对微观企业税务风险的影响。“营改增”对企业税务风险会产生怎样的影响？“营改增”是否会加剧企业的税务风险？不同性质企业面临的税务风险是否相同？这一系列问题值得深入研究。鉴于以上分析，本文以“营改增”试点服务业企业为研究对象，基于2008—2015年中国上市服务业公司数据，借助“营改增”政策实施前后公司税务风险的变化，利用双重差分模型（DID）实证研究了“营改增”对我国企业税务风险的影响。我们发现，“营改增”政策的实施显著地降低了我国服务业企业的税务风险；进一步的研究表明，不同性质的企业面临的税务风险存在差异，非国有企业相对于国有企业面临更大的税务风险。这意味着，非国有企业需要构建更加完善的税务风险管理体系，加强风险的把控能力，才能适应改革的大潮，更好地生存和发展。

本文可能的贡献主要表现在以下三个方面：首先，本文首次基于税务风险视角实证研究了“营改增”的政策效应，不仅丰富了现阶段“营改增”政策效应的研究，而且实现了对“营改增”影响微观企业税务风险相关文献的补充；其次，我们尝试从企业性质方面对企业税务风险的影响进行研究，研究结论有助于中国企业的税务风险防范体系的构建，为国家进行后续税制改革、国有企业改革及政策制定提供了理论支持；最后，本文利用“营改增”分阶段、分地区、分行业实施这一政策实验，构建了双重差分模型（DID）进行估计，不仅缓解了因遗漏变量、双向因果带来的内生性问题，而且有效地降低了传统政策评估最小二乘法（OLS）估计带来的估计偏差，保证了研究结论的稳健性。

本文余下部分结构如下：第二部分为政策背景、理论分析与研究假设，第三部分为研究设计，第四部分为实证结果分析，第五部分为研究结论及启示。

二、政策背景、理论分析与研究假设

（一）政策背景

1994年分税制改革后，营业税与增值税两大流转税并行征收，给纳税企业造成了较大的税收压力。一方面，服务业征收营业税，第二产业征收增值税，产业之间往来的税费不能完全抵扣，重复征税的现象严重；另一方面，营业税属于价内税，采购环节的税款被直接计入成本，无法抵扣，微观企业通过不断地增加商品价格的方式来获得利润，致使在供应链中产品的成本如“滚雪球”一般越滚越大。同时，增值税作为价外税，进项税额与销项税额可以凭借票进行抵扣，从而有效避免了营业税无法抵扣的弊端。营业税的弊端一直被学术界所诟病，其不仅阻碍营业税应税行业的发展，抑制产业之间的互联与分工，更为重要的是随着供给侧结构性改革的持续深入，经济结构的转型与发展，第三产业占GDP的比重日益提高，更为合理的税制体系被时代召唤。基于此背景，财政部、国家税务总局于2011年联合下发了“营改增”的试点方案，决定于2012年1月1日以上海市为试点率先在交通运输业和部分现代服务业开展营业税改征增值税试点。随后分地区、分时点、分行业全面推开“营改增”试点范围，改革进程如表1所示。

表1 “营改增”政策推行时间

（二）理论分析与研究假设

“营改增”政策的推行终结了我国自从分税制改革以来两套流转税制并存的局面，释放出积极的改革效应，为我国微观纳税企业的发展带来了契机：首先，“营改增”政策的推行有效地解决了重复征税问题，有效减轻我国纳税企业的税负，降低了其经营成本，并促使其将闲置资金投向新技术、新产品和新服务的研发（谭光荣等，2017）；其次，营业税改征增值税，预期有利于扩大增值税企业的市场空间，进而有利于跨地区企业之间的分工与协作，从而解决不同区域与不同行业之间税收重复征收的难题，有效减轻企业的税收负担（范子英等，2017）；再次，“营改增”政策的推行，打破了流转税两税并立的格局，构建了不同产业间完整的增值税抵扣链条，有助于调节企业生产经营行为，减少企业财务人员涉税的手续，降低微观企业的涉税风险，从而减轻企业承担的税负，促进我国企业的可持续健康发展。基于以上分析，“营改增”政策的推行在一定程度上降低了我国企业的税收负担，有效解决了企业面临的重复征税问题，有利于我国企业调节生产经营行为，增加研发投入、提高创新水平，加快我国制造业转型发展，为我国供给侧结构性改革提供强有力的税制支撑，最终促进我国经济的可持续健康发展。依据以上理论分析，本文提出假设一：

H1：“营改增”政策的推行会显著地降低纳税企业的税务风险。

“营改增”政策作为外部动力，具有“避免重复征税”和“抵扣进项税额”的特质，本质上会降低企业税负压力，大大降低企业的税务风险，促进相关行业的发展（谭光荣等，2017）。一般来说，国有企业具有更为雄厚的资金，更为完善的外部融资渠道和风险监管体系，更为规范及时的信息披露机制以及宏观当局的政策倾斜，信息不对称程度较小，代理成本较低，受到市场风险的影响较小，从而其面临的税务风险相对较小，“营改增”政策的变动对降低其税收风险的影响较小；非国有企业资本力量弱小，财务管理不规范，融资渠道单一，政策支持力度不够，抵御风险能力较弱，受到市场风险影响较大，面临的税务风险较大。因此，国有企业在进行经营投资行为时对市场风险的预期较小，面临的税务风险也较小，调整较小；非国有企业在进行市场活动时会更多地关注宏观财税政策，充分考虑融资投资决策、风险把控，充分挖掘市场的盈利空间，为此其对市场活动较为敏感，预期面临的税务风险相比于国有企业较大，所以“营改增”政策的推行，对降低其税务风险的影响较大。基于以上分析，本文提出假设二：

H2：“营改增”政策推行后，不同性质的企业的税务风险的降低程度可能存在差异，相对于国有企业，非国有企业税务风险的降低幅度更大。

三、研究设计

（一）模型的设定

DID作为评估政策效应的常用方法，被广泛应用于政策评估。李成等（2015）开始使用双重差分模型评估“营改增”改革的政策效应。双重差分的基本思路是选择一个不受政策干扰的对照组和一个被认为受政策变化影响的处理组,通过对比处理组和控制组政策前后的变化来判断政策实施的实际效果。DID将制度变迁和新生政策作为一次外生于经济系统的准自然实验，可以最大程度地解决内生性问题，避免逆向因果关系。此外使用固定效应估计，一定程度上也可缓解遗漏变量偏误问题。由于“营改增”对于企业来说基本是完全外生的影响，因此本文的研究样本可以认为是自然实验的结果。所以，双重差分模型适合于我们的研究。

在双重差分模型的构建上，我们借鉴范子英等（2017）的处理办法，将服务业试点行业作为处理组，将非试点行业作为对照组。政策实施虚拟变量方面，由于“营改增”开始于2012年，所以将2012年之前看作政策未发生变动的年份，2012年及以后视为受政策变动影响的年份,将2012年及之后作为处理组，2012年之前作为对照组进行研究。我们采用虚拟变量的方式对样本进行分组，treat作为分组虚拟变量，treat=1表示处理组，treat=0表示对照组，policy为政策实施虚拟变量，policy=1表示处理组，policy=0表示对照组。构造以下固定效应模型，以检验“营改增”政策对企业税务风险影响的净效应。

其中，模型的被解释变量为税务风险，用实际税负率Tristit表示，controlit为其他控制变量，包括资产负债率、公司规模等，λi代表企业个体固定效应，vi代表时间固定效应，εit为误差项。上述计量模型中，我们着重关心αi的系数，其代表了“营改增”政策对企业税务风险的净影响。之所以如此，可见如下推导：

以下面的双重差分模型为例进行简单的推导。

对于处理组，“营改增”政策实施前后的差分估计表示如下：

对于对照组，“营改增”政策实施前后的差分估计为：

其中，α3为时间效应，为了得到实验的净效应，需要去掉时间效应的影响，所以通过上述的（3）-（4）就可以得到实验的净效应α1，这就是我们所关心的“营改增”政策的净效应。更加直观的含义如表2所示。

表2 DID含义的直观解析

注：由作者根据本文研究主题制作。

（二）代理变量设定

结合前期文献的梳理以及本文研究问题的需要，本文考虑的相关变量设定如下：

表3 变量的设定

1.税务风险的代理变量

关于企业税务风险的度量，目前主要有实际税负率和所得税现金流量两种指标。本文结合研究内容，借鉴谭光荣等（2010）、刘建民等（2012）的做法，把实际税负率作为企业税务风险的衡量指标。①实际税负率作为税务风险的代理变量，具体计算公式为：实际税负率=（所得税费用+营业税金及附加）/营业收入。

2.解释变量

根据前文的分析和所选取的研究模型，本文的解释变量即为双重差分的估计量treatit·policyit，其系数α1为“营改增”政策的净效应。此外，treat作为分组虚拟变量，表示企业所在的行业，将服务业试点行业作为处理组，将非试点行业作为对照组。policy作为政策实施虚拟变量，表示“营改增”试点前后的时间差异。

3.控制变量

本文通过借鉴已有文献（吴继明，2011；刘建民等，2012；范子英等，2017；谭光荣等，2017；邵悦心等，2019）的相关做法并结合本文的研究主题，控制了一系列公司层面的特征变量，具体包括：成长能力（Growth）、资产负债率（Lev）、公司规模（Size）、总资产周转率（Rat）、总资产净利润率（Roa）、市净率（Pb）、资本密集度（Capint）、存货密集度（Stock）、固定资产密集度（Fix）以及年度和时间固定效应。

（三）数据选择

本文选取中国A股市场2008—2015年上市公司的数据为研究样本进行相关的研究。由于在“营改增”试点区间，随着改革的深入，试点范围逐渐扩围对我们进行政策识别带来一定的干扰。为了保证研究结果的严谨性，我们在研究中统一以2012年作为改革开始日期，定义2012年及以后的年份为处理组。我们对样本进行如下筛选：（1）删除研究年度内被ST、*ST的上市公司；（2）删除缺失和异常的数据样本；（3）删除样本区间内资产负债率大于100%的公司。

为最小化异常值对研究结果的影响，本文对被解释变量、公司特征变量等连续变量在1%和99%分位数内进行Winsorize缩尾处理。基于以上原则，本文选取了2008—2015年的536家上市公司的相关数据进行研究，共计2523个观测值。本文所使用的上市公司相关数据来自于国泰安数据库（CSMAR）,本文的所有估计使用STATA14.0统计软件完成。

四、实证结果分析

（一）变量的描述性统计

表4为主要变量的描述性统计结果, 通过处理组和对照组的对比分析可以发现，两组的大多数指标都存在一定程度上的差异。平均而言，处理组的企业税务风险在“营改增”政策实施后有了一定程度的下降，而对照组的企业税务风险并没有表现出下降的趋势。从中可以得出，相比于没有受到政策影响的企业，“营改增”在降低企业税务风险方面的效果还是十分明显的。但具体情况还需要进一步的实证分析才能做出可靠判断。

表4 对照组和实验组主要变量的描述性统计

（二）实证结果分析

由于本文采用我国上市企业的数据，不同企业之间存在较大的差异，因此本文选用面板固定效应模型进行回归，以消除上市公司不可观测的个体效应所带来的偏误。另外，为了对比分析，本文也报告了最小二乘法回归的结果。

1.“营改增”与我国企业税务风险

表5报告了“营改增”政策对我国企业税务风险影响DID估计结果。从回归结果来看，“营改增”政策起到了显著的效果。进一步分析，表5中（1）和（4），分别为全样本最小二乘法和面板固定效应模型的DID估计。采用最小二乘法估计时，我们所关心的交乘项Treat·Policy的系数均在1%的水平上显著为负，这说明“营改增”政策显著地降低了试点企业的税务风险。采用面板固定效应模型进行估计的结果与最小二乘法进行估计的结果比较接近，唯一的区别就是交乘项的系数发生了微小的变动。上述结果与本文的假设H1一致，即“营改增”政策的推行显著地降低了我国微观企业的税务风险。

2.异质性分析

为了研究“营改增”政策推行后，不同性质企业的税务风险的降低程度可能存在差异，本文引入虚拟变量（Soe），当所选企业为国有企业时Soe为1，当所选企业为非国有企业时Soe为0，进行回归分析。回归的结果如表5所示，表中（2）和（5）的结果就是选择国有企业样本的最小二乘法和面板固定效应的回归结果。从表中面板固定效应估计（5），我们可以看到，“营改增”政策的推行使国有企业的税务风险降低了0.553个百分点。进一步的，表中（3）和（6）的结果就是选择非国有企业样本的最小二乘法和面板固定效应的回归结果。同样的，“营改增”政策显著地降低了试点非国有企业的税务风险，并且使非国有企业面临的税务风险降低了0.574个百分点。上述的研究结果与本文的假设H2一致，即“营改增”政策的推行使我国微观非国有企业的税务风险降低幅度更大。

表5 “营改增”对企业税务风险的影响

（三）稳健性检验

1.平行趋势检验

本文利用双重差分研究2008—2015年服务业企业在“营改增”前后税务风险的变化情况以及不同性质企业对税务风险的敏感程度。将服务业中试点行业作为处理组，将非试点行业作为对照组，检验处理组相比于对照组在“营改增”后税务风险的变化情况。内含假定是在“营改增”之前，处理组和对照组的税务风险的变化情况不显著，即二者在“营改增”之前税务风险变动趋势一致，符合平行趋势假设。本文通过对2008—2011年服务业企业税务风险的均值差异进行检验，发现服务业企业税务风险的均值在“营改增”前并无显著的差异，并分年度检验了“营改增”政策冲击前后DID的系数，发现在政策冲击前两年DID系数并不显著而在政策冲击后三年DID的系数十分显著，验证了平行趋势检验假定，说明本文的结果是稳健的。限于文章篇幅，具体检验结果并未在文中报告。

2.选取完全不受政策干扰的因素进行DID回归

为了检验DID回归结果的稳健性回归，经常采用的方法是选取一个完全不受政策影响的因素作为被解释变量进行回归分析。本文采用不受“营改增”政策干扰的变量（Soe）作为被解释变量进行DID估计，回归结果如表6所示。从表中（2）我们可以看到，在采用完全不受政策影响的Soe进行面板固定效应估计时，DID的估计系数为0.011并不显著，从反事实的角度来看，在一定程度上证明了本文的回归结果是稳健的，并不存在明显的偏误。

3.改变样本容量进行DID回归

接下来，本文参考曹平和王桂军（2018）的做法，从改变样本容量角度进行了检验。第一，考虑不同的时间窗口区。众所周知，2009年我国对增值税进行了一次重大调整，将“生产型增值税”调整为“消费型增值税”。虽然那次改革的重点对象主要为我国增值税的纳税企业，但作为产业链上游的营业税纳税企业难免也会受到一定程度的影响，这可能导致2009年前后营业税纳税企业的税务风险出现差异，影响本文估计结果的稳健性。因此，为了防止时间窗口区对本文估计的偏误，我们删除了2008—2009年的样本数据，并重新进行DID回归。从表6看，我们所关心的DID系数无论采用面板固定效应还是最小二乘法估计仍然十分的显著。第二，删除国有企业重新进行DID回归。由于国有企业与政府的关系十分密切，往往拥有更多的权利，这可能会导致国有企业与其他企业在税务风险上存在差异，导致本文估计的结果有偏误。为此，删除国有企业后重新进行DID回归。从表6的回归结果可知，删除国有企业并不影响本文的回归结果。这进一步证明了本文回归结果的稳健性。

表6 “营改增”对企业税务风险的影响的稳健性检验

Pb -0.019*** -0.003* -0.025*** 0.009 -0.009 -0.016*（-0.003） （-0.002） （-0.006） （-0.009） （-0.007） （-0.009）Fix 0.418*** -0.031 -0.791*** -0.767** -1.821*** -1.263***（-0.05） （-0.063） （-0.121） （-0.305） （-0.241） （-0.479）Capint -0.000** 0.000 0.003*** 0.001* 0.003*** 0.000（0.000） （0.000） （0.000） （-0.001） （0.000） （-0.001）Growth 0.000 0.000 0.002 0.000 0.001 0.000（-0.001） （0.000） （-0.001） （-0.001） （-0.002） （-0.001）Stock 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000（0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000） （0.000）_cons -2.027*** 0.121 -4.965*** -8.224*** -5.340*** -4.618**（-0.175） （-0.261） （-0.426） （-1.889） （-0.729） （-2.173）个体效应 NO YES NO YES NO YES时点效应 NO YES NO YES NO YES N 2519 2519 2096 2096 1232 1232 Adj_R2 0.28 0.01 0.34 0.14 0.35 0.14

五、研究结论及启示

本文研究了供给侧结构性改革背景下，“营改增”对我国企业税务风险的影响，首次基于税务风险视角实证研究了“营改增”的政策效应，并进一步考察不同性质企业对税务风险的敏感程度。研究结果发现：（1）“营改增”政策的推行，显著地降低了我国微观企业面临的税务风险；（2）“营改增”政策推行后，不同性质企业的税务风险降低程度存在差异，相对于国有企业，非国有企业在政策实施后，税务风险的降低幅度更大。

基于此，本文提出以下政策建议：第一，从微观层面来看。首先，微观企业要结合我国宏观经济的变动及时调整自身风险管理，及时应对财税改革给企业带来的各种税务风险；其次，企业要加强自身风险监督管理体系建设，时刻防范企业内外部税务风险，不断优化企业资本结构，加快企业资本结构的调整速度；再次，微观企业要加强对财务人员专业知识的培训，提高财务人员的专业素养，为企业的健康发展提供必要的财务支撑，从而推动企业的持续发展。第二，从宏观层面来看。政府部门应当结合宏观经济运行的情况并充分考虑微观企业特别是非国有企业面临的各种市场风险，选择制定适当的财税政策，同时给予小规模企业更多的政策扶持，缓解小规模企业面临的税务风险，使其能够充分发挥激发小规模企业市场活力的作用，从而为实现我国经济的稳定健康发展奠定坚实的基础。

虽然本文使用我国上市公司的数据并结合双重差分方法（DID）对“营改增”政策的实施效果进行了实证研究，但是仍有一些不足之处。一方面，由于“营改增”政策分地区、分行业、分时点、分步骤的推行方式，以及“营改增”政策的滞后效应，本文仅对改革的一定时点进行研究，有待对“营改增”更长远的效应进行深入研究；另一方面，由于税务风险方面的实证文献较少，关于税务风险的度量以及影响因素等方面有待进一步改进和更为深入的研究。