增值税转型促进了企业成本加成的提升吗

匡浩宇 汪冲

基金项目：国家自然科学基金面上项目“中央管控地方建设用地的全要素生产率影响、机制与优化路径”（71973090）、中央高校基本科研业务费项目“用地管控、财政收益与土地出让”（2017110136）。

作者简介：匡浩宇（1993—），湖北汉川人，上海财经大学公共经济与管理学院博士研究生，研究方向为税收理论与政策、计量财税;汪 冲（1979—），安徽宣城人，上海财经大学公共经济与管理学院教授、博士生导师，研究方向为税收理论与政策。

摘 要：增值税转型改革实现了生产型增值税向消费型增值税的转变，给企业带来了政策优惠红利。厘清增值税转型对企业经济效应的内在机制，对理解中国增值税转型政策的经济效果，以及未来进一步对税收政策进行改革具有重要意义。基于1998～2007年中国工业企业数据库，通过半参数ACF方法估计出修正后的企业成本加成，使用倾向匹配得分和双重差分法的研究表明：增值税转型改革显著提升了企业成本加成;在考虑样本选择偏误以及更换成本加成测算方式、安慰剂检验结果都证实了回归结果的稳健性;机制分析表明，增值税转型改革通过降低生产成本和提高工业增加值两个路径促进了成本加成的提升。

关键词：增值税转型;成本加成;半参数估计;PSM-DID

文章编号：2095-5960（2022）03-0016-11;中图分类号：F810;文献标识码：A

一、引言

税收制度改革事关经济社会发展，近年来，中国政府采取了诸如增值税转型改革、“营改增”“国地税合并”等一系列税收体制改革，其主要目的是促进税收制度的不断优化，充分释放政策红利，服务市场主体的发展，完善社会主义市场经济体系。2021年中共中央国务院出台的《关于进一步深化税收征管改革的意见》中更是明确指出“确保税费优惠政策直达快享，促进市场主体充分享受政策红利”。在当今竞争日趋激烈的国际市场环境中，推动税制改革，完善税收治理体系，对于释放国内市场活力，构建双循环的发展格局具有重要意义。

增值税转型改革是我国为了促进经济结构转型优化升级，主动释放政策红利的一次改革，具有深远意义。这次改革自2004年从东北三省试点一直到2009年全国范围内推开，促进了我国增值税由生产型向消费型的转变。已有文献关于增值税转型的探讨主要集中在企业行为、劳动力资源配置、市场定价能力、出口产品质量等方面。[1-6]企业成本加成是衡量企业市场竞争力的重要指标，反映了企业的定价能力。成本加成指标在国际贸易领域得到了广泛的应用及探讨。[7，8]针对增值税转型的资源配置功能，学术界存在不同的看法：部分学者认为增值税转型改革促进了资源配置，提高了企业生产效率，蒋为认为2004年增值税改革促进了资源配置效率的提升;[9]许伟和陈斌开发现增值税转型改革对私人部门投资具有积极促进作用;[10]康茂楠等基于资源配置视角，研究发现增值税转型改革降低了成本加成率分布的离散程度[11]。但是也有学者认为增值税改革扭曲了市场资源，造成了错配，聂辉华等研究发现增值税转型改革显著减少了就业[1]，陈烨等认为增值税转型政策可能造成更多的失业[4]，因此建议无差别减税政策。鲜有文献探讨增值税转型改革对企业成本加成的影响，也少有文献对其机制路径进行分析。本文核心内容是评估增值税转型政策对企业的经济效益，即企业是否真正从转型改革中获得了更大的市场实力和竞争优势，能够反映转型改革对微观主体的资源配置效果。

与既有文献相比，本文在企业成本加成测算方面，在传统生产函数法估计基础上，引入ACF半参数方法进行修正，进一步提高了估计的精确度;以增值税转型为“准自然”实验，考察了转型改革对企业成本加成的影响，并且进一步揭示政策改革通过降低中间品投入成本和提高工业增加值对企业成本加成产生影响;利用1998～2007年跨期10年的中国工业企业微观数据库，利用大样本的优势进行政策评估，并且在此基础上进行了PSM-DID估计，克服了内生性问题，提高了估计的精确度。

二、制度背景与理论分析

增值税是我国税收收入中的主要税种，在税收征管和宏观经济调控中占有重要地位。1994年分税制改革以来，增值税逐步成为我国第一大税种，在促进经济增长、产业结构转型升级和地区平衡发展方面发挥了积极作用。[10]但在增值税转型改革以前，我国增值税是生产型增值税，企业购进的固定资产、先进技术等不能够作为进项税额抵扣，一定程度上加大了企业的生产经营成本和“实际税负”，不利于企业改进生产技术、提高生产效率。2003年10月，中共中央、国务院下发了《关于实施东北地区等老工业基地振兴战略的若干意见》（中发[2003]11号），文件中明确提出“东北优先推行从生产型增值税向消费型增值税改革战略”。为了贯彻中央这一文件精神，落实东北振兴的重大战略举措，同时也为在全国范围内推开增值税改革提供经验参考。2004年，财政部、国家税务总局制定了《东北地区扩大增值税抵扣范围若干问题的规定》（财税[2004]156号），标志着增值税转型政策试点正式从东北地区开始，规定中允许东北三省（黑龙江省、吉林省和辽宁省）从事装备制造业、石油化工业、冶金业、船舶制造业、汽车制造业、农产品加工业产品等六大行业的增值税一般纳税人在缴纳增值税时，能够抵扣购买固定资产所缴纳的进项税额。这一政策拉开了我国增值税转型政策的序幕，标志着增值税由生产型增值税转变为消费型增值税。随后，2007年7月改革试点扩展到中部六省（山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西）的26个城市① ①这26个城市是：山西省的太原、大同、阳泉、长治;安徽省的合肥、马鞍山、蚌埠、芜湖、淮南;江西省的南昌、萍乡、景德镇、九江;河南省的郑州、洛阳、焦作、平顶山、开封;湖北省的武汉、黄石、襄樊、十堰和湖南省的长沙、株洲、湘潭、衡阳。均为老工业基地。 ，涉及装备制造、石油化工、冶金、汽车制造、农产品加工、电力、采掘及高新技术等八个行业。2008年，该政策覆盖到内蒙古东部地区部分盟市及受到汶川地震影响受灾严重的地区，涉及绝大多数行业。2009年，增值稅转型改革推广到全国所有行业，标志着在全国范围内转型完成（具体改革流程见图1）。本文以2004年东北地区增值税转型改革试点为准自然实验，利用双重差分法考察其对企业成本加成的影响，以进一步厘清增值税改革对企业资源配置的可能性作用，为未来税制改革和政策评估提供思路和借鉴。

借鉴David Autor 等关于劳动份额和成本加成的理论框架[12]，本文探讨增值税转型改革对企业成本加成的影响及其作用机制。具体而言，增值税转型改革通过两个渠道机制作用于成本加成：一是企业生产成本的降低以及抵扣链条的完善，使得企业能够以更低的成本来生产产品;二是由于将固定资产纳入抵扣范围，加速企业更新设备的速度，有利于提高企业产品的附加值，从而获得更大的市场定价能力。2004年的增值税转型政策允许将购进固定资产作为进项税额抵扣，一定程度上加速了企业更新设备的速度，消除了重复征税，就产品生产整个链条来讲，上游企业的生产成本降低，也有利于下游企业中间品投入价格降低，从而拥有更大的利润空间。

三、计量模型与数据说明

（一）计量模型与变量

本文以2004年在东北三省六大行业实行的增值税转型改革为准自然实验，参考Liu， Lu & Zhang 等的做法 [2，13]，采用双重差分法（Difference-in-Difference）来识别2004年增值税转型改革对企业成本加成的影响，构建双重差分模型如下：

其中，Markupit表示企业i在t年度的成本加成，Controlit为企业层面的控制变量，μi为个体固定效应，vt为时间固定效应，εit为残差项。VATi表示企业i是否直接受到本次增值税转型改革的影响，如果受到影响取值为1，否则为0。Postt表示时间虚拟变量，在政策实施年份2004年之前取值为0，2004年及以后年份取值为1。双重差分交乘项VATi×Postt的β是我们重点关注的系数。

1.企业成本加成的测算

企业成本加成度量的是产品价格与边际成本的偏离，数值大小反映了企业的利润率水平和市场势力。 [8]进一步来讲，企业成本加成反映了企业收入和增加值、生产函数弹性和资本劳动要素等，是衡量企业参与市场竞争和资源配置的重要指标。目前学术界对企业成本加成的计算主要有两种方法，一是生产函数法（Production Function Method），具体包括双索洛余值法、Edmond 等方法[14]和D&W方法[12]等，解决生产率变动和产品投入之间的联系，考虑了周期性变动的影响;另外一种方法是会计核算法，通过工业总产值、中间品投入产值等企业财务指标来测算成本加成，使得结果不容易受到经济周期和外部冲击的影响。本文在参考H. Fan等生产函数法的基础上[15]，进一步借鉴Baqaee & Farhi分析框架[16]，测算出企业成本加成。

首先，设定总生产函数如下所示：

其中，Y表示企业总收入（产出），PL、PK、PM分别表示企业生产投入劳动、资本、中间品等要素价格，T表示时间项。在此基础上构建超越生产函数，如下：

进一步，由Mit=L（Kit，Lit，tfpit，Zit），其中Zit表示除去资本劳动以外其他生产要素的投入。通过求逆，可以得到tfpit=θ（Kit，Lit，Mit，Zit），将两者带入超越生产函数中估计出无偏估计量lnYit，即为企业总产出的对数形式。随后，利用广义矩估计（GMM）方法对超越生产函数进行估计，得到中间产品投入的产出弹性。最后将产出弹性和中间品投入要素占总销售的比重代入H. Fan等构建的函数表达式中[15]，具体形式为：

其中，θvit表示中间品投入要素的产出弹性，αvit表示中间品投入要素占总销售额的比重。这种估计方法也是基于D&W方法的拓展。本文在此基础上，对企业成本加成进行了ACF修正[17]，本文基准回归中的成本加成测算采用半参数ACF法，后续稳健性检验中分别用传统生产函数法（OP法）和会计核算法替代半参数方法计算出成本加成，来验证回归结果的稳健性。

2.其他控制变量

影响企业成本加成的因素有很多，如果不纳入控制变量中，会造成估计偏误（biased estimate）。表1显示了控制变量的选取情况及构建方式。首先，企业规模直接影响了企业生产成本、定价机制等，与成本加成密切相关。[6，18]本文选取了企业规模（size）、职工人数（lnL）、企业年龄（age）、资本集中度（lnkl）四个变量来反映企业规模。其次，企业获得的融资反映了企业可配置的资源，会直接反映在企业生产产品的成本和定价上。因此，通过纳入资产负债率（lev）、融资约束（finance）、政府补贴强度（sub）三个变量来控制企业融资方面对成本加成的影响。最后，企业的利润及产出效率是影响加成的重要因素，为此本文将企业利润率（profit）、资本产出比（kc）纳入控制变量中。此外，人均工资会影响企业的生产成本，同时影响企业员工生产的积极性，进而一定程度上影响了生产效率，参考樊海潮和张丽娜的做法将人均工资（lnwage）也纳入进控制变量中[19]。

（二）数据说明

本文研究的数据主要来源于1998～2007年工业企业数据库，该数据库包含了所有的国有企业及规模以上的非国有企业信息，样本量大、跨度时间长、涵盖范围广，是连续统计覆盖面最广的微观企业数据库。从统计学和计量经济学角度来讲，大样本微观数据能够尽可能提高估计精确度，减少估计偏差。[20]从现实来看，它也是现实经济运行情况的真实反映，用来讲好中国故事的宝贵素材。该数据库从1998～2007年跨度10年，共有200多万个样本观测值，涵盖了包括企业总资产、企业总负债、工业总产值、销售总产值、企业从业人数、固定资产合计等详尽的工业企业信息。

本文参考Brandt 等的做法重新生成企业识别码，并进行跨期合并，随后借鉴借鉴 Cai 等和 Feenstra 等的样本筛选方法[21-23]，先后删除员工数小于8人的样本，删除企业总资产、销售额、工业总产值等经营指标中任一项为缺失值、负值或者零值的样本，删除流动资产大于总资产、总固定资产大于总资产的样本，同时借鉴康茂楠等的方法[11]，使用2004年經济普查数据来填充2004年工业总产值的缺失样本，利用“工业增加值=工业总产值-工业中间投入+增值税”的方法推算出2004年度的工业增加值。在此基础上，将中间品投入作为代理变量，利用Levinsohn-Petrin方法（简称LP方法）估算出工业企业的全要素生产率。

考虑到2004年增值税转型政策是在东北地区的六大行业进行试点，实验组样本共有55145个，控制组样本共有2113375个，控制组样本远大于实验组。如果直接使用原始样本进行回归分析，可能面临因为数量中涵盖了过多与实验组性质偏差甚远的企业样本而影响估计的精确度。此外，因为部分性质偏差太大的样本夹杂在控制组中，可能使得样本不满足共同趋势假设而无法使用双重差分法。为此，本文使用倾向匹配得分法（Propensity Score Matching，PSM）来克服选择性偏差问题，以受到增值税转型政策改革试点影响的企业作为实验组，在剩下的样本中匹配生成对照组。借鉴戴小勇和成力为的做法 [24]，使用PSM过程中选取企业规模（size）、企业职工人数（lnL）、企业年龄（age）、资本集中度（lnkl）、资产负债率（lev）、是否国有企业（state）等几乎全部控制变量作为协变量进行匹配，在倾向匹配中尽可能多地引入变量，能够降低估计偏误，提高估计的精度 [25]。在处理过程中，首先将1998～2007年的面板数据按照年份分为10期的截面数据，通过Logit模型估计企业成本加成的倾向得分，随后采用一比三最近邻匹配方法为实验组找出最为接近的对照组样本。匹配完成后，共得到实验组样本53349个，对照组样本1635726个。通过t检验表明匹配后的结果显著降低了标准偏差，使得两组样本更为接近，能够满足进一步研究的需要。① ①Logit回归的倾向匹配得分值以及t检验情况限于篇幅未汇报，有兴趣可以向作者索取。

双重差分法的一个前提假设是实验组（处理组）和控制组满足共同趋势的假设。为了保证回归结果的稳健性，本文画出了1998～2007年期间实验组和控制组的平行趋势检验图（详见图2）。可以看出，在政策实施之前，实验组和控制组的差异并不明显，成本加成都是在1.24上下波动，这说明两者是可以进行比较的，满足共同趋势的假设。进一步，在增值税转型政策后，两组样本迅速拉开差距，实验组样本成本加成远高于控制组样本，充分说明了受到改革的企业享受到了固定资产进项抵扣等优惠待遇，提高了产品市场竞争力和利润空间，有利于企业转型升级和持续发展。从影响强度上来看，政策实施后强度逐步增大，并于2006年达到顶峰，此时实验组样本的成本加成接近1.32，比控制组样本高出0.08个单位。

四、实证结果分析

（一）基础回归实证结果

本文通过双重差分模型（DID）来估计增值税转型改革对企业成本加成的影响，具体基准回归结果如表2所示。第（1）（2）列是使用匹配前的数据进行回归，第（3）（4）列使用匹配后的数据考察增值税转型政策的影响。第（2）（4）列分别在（1）（3）的基础上加入了控制变量。可以看到使用原始样本进行回归结果不太稳健，只有在加入控制变量以后才在交互项系数（VAT×post）10%的置信水平下显著。相比之下，PSM样本的DID估计系数都要大，并且在1%的置信水平下显著。这进一步证明了对实验组样本进行倾向匹配找出相似的对照组的合理性。由表2可知，2004年的增值税转型政策对于中国工业企业成本加成均产生了显著性影响，即显著促进了成本加成的提高。这在一定程度上也吻合了当时中央出台增值税转型政策的初衷，降低了企业生产成本，释放了改革红利，推动了老工业基地的产业结构调整和优化升级，对现阶段税收体制改革具有重要的借鉴和参考意义。

（二）稳健性检验

1.安慰剂检验

为了检验回归结果的真实性，本文进行了两种方式的安慰剂检验。第一种方式是借鉴Topalova[26]的思路，将增值税转型的政策提前，分别假设增值税转型政策发生在2000～2003年，并对其实施效果進行检验。具体的回归结果见表3所示，可以看到在虚设的增值税转型年份，VAT×post的回归系数均不显著，说明成本加成的变化确实是由2004年增值税转型政策导致的。

第二种方法是从整体面板数据中选取2004年政策实施年份的全部企业，随机抽取其中的5000家企业并与整体面板数据进行匹配，抽取的5000家企业作为实验组，其余的作为对照组，在此基础上对其进行双重差分处理，重复这个过程500次。最终得到结果如图3所示，图中展示了500次随机过程的结果，其中X轴表示“伪政策虚拟变量”估计系数的大小，Y轴表示密度值和p值大小，曲线是估计系数的核密度分布，圆点是估计系数对应的p值，垂直虚线是DID模型真实估计值0.135，水平虚线是显著性水平0.1。可以看出，估计系数绝大部分集中在零点附近，且绝大多数的p统计量均大于0.1。DID模型真实估计值属于明显的异常值，表明政策实施效果与安慰剂效果显著不同，增值税转型改革是促成企业成本加成变化的原因。

2.更换成本加成的测算方式

衡量企业成本加成的方法众多，虽然本文采用了非参数ACF法进行估计，但是为了进一步检验结果的稳健性，本文分别用两种方法更换成本加成的测算方式：一种是基于传统的生产函数法（OP法）得到成本加成;第二种方法是借鉴李思慧和徐保昌[27]提到的会计核算法估算成本加成，这种方法计算简便、数据易得，其公式为：

其中，Markupit表示企业i在t年度的成本加成，Vadd表示企业工业增加值，W代表企业工资支出，mc表示中间品投入成本。通过OP方法和会计核算法计算出不同的成本加成后，分别进行回归，结果见表3第（1）（2）列，同基准结果相比，两种方式测算的成本加成下的交互项回归系数（VAT×post）仍然显著为正，并且在5%的置信水平下显著，说明更换成本加成的测量方式并不会影响基准回归的结果。

3.删除外资企业及仅保留持续存在的企业

外资企业由于享受更多的优惠政策及部分拥有核心技术，往往有着较高的成本加成。表4的第3列展示了剔除掉外资企业样本后的回归结果，可以看到，增值税转型政策的交互项（VAT×post）仍然显著为正，并且对比基准的回归结果相差甚小，表明基准回归结果是稳健的。工业企业数据库样本中存在着频繁的企业进入和退出，这也可能是影响成本加成的因素，为了验证结果的稳健性，本文剔除退出市场的企业，利用持续经营的企业样本进行回归（结果见表4第4列），可见增值税转型政策的估计系数仍然显著为正，与基准回归结果一致，进一步佐证了回归结果的稳健性。

（三）异质性分析

1.企业规模

企业规模对企业定价及市场势力构成具有重要的影响，相比中小企业，大企业往往拥有更多的抵扣进项税额，总体税负相对较低，在以前生产型增值税背景下，能够享受到更多的税收优惠。增值税转型改革对小企业更新设备和生产技术产生了更强大的动力，能够促进其降低生产成本，提高生产利润率。本文以企业规模中位数为标准，将样本划分为大型企业和中小型企业，依次进行回归，结果见表5第（1）（2）列所示，可以看到增值税转型改革对不同规模类型的企业均有显著影响，其中对中小型企业的影响更大，改革完善了增值税抵扣链条，减轻了企业的税费负担，更大程度提高了中小企业的成本加成。

2.企业性质

增值税转型政策影响在不同所有制企业之间表现是否会有所不同，也是值得关注的问题。一般而言，国有企业与政府联系更加密切，一定程度上拥有更多的资源，能够享受到更多的税收优惠，其税收负担相对非公有制企业较小。在增值税转型改革前，所有购进的固定资产均不能在税前进行扣除，很多非公有制企业无法及时享受到进项扣除，使得生产成本较高，产品市场竞争力和利润率均受到一定的影响。本文按照控股类型将企业划分为国有企业样本和非国有企业样本，分别进行回归，结果见表5第（3）（4）列，可以看到不管是国有企业样本还是非国有企业样本，交互项的回归系数均显著为正。此外，相比国有企业，非国有企业回归系数略微高一点，说明非国有企业受到改革红利更大一点，充分享受到了抵扣进项税额的优惠，有利于提高企业的成本加成，获得更大的利润份额。

3.企业资本密集程度

按照资本密集程度划分，企业一般分为资本技术密集型和劳动密集型，不同要素密集型的企业对于增值税转型改革具有显著性差异。2004年的增值税转型改革主要是在东北三省推开，一方面，东北三省是我国的老工业基地，资本密集型企业固定资产等可抵扣设备较多;另一方面，资本技术密集型企业更有动力去更新设备和技术，进而转化为生产效率，提高成本加成。借鉴蒋为的方法[9]，按照行业集中度的资本劳动比将企业划分为资本密集型和劳动密集型两类样本，分别进行回归，结果见表5第（5）（6）列所示。结果显示，相比劳动密集型企业，资本密集型企业的成本加成受到增值税转型改革的影响更大，这也与本文的预期结果是一致的。

4.企业区位及所在城市类型

企业所在的区位及城市影响了企业获得生产要素的价格、产品销售渠道及市场价格，进而影响企业的资源配置，与成本加成息息相关。一方面，位于沿海地区的企业由于拥有海运优势，便于产品加工和出口，其在生产要素获得及产品定价方面优于内陆企业;另一方面，由于生产设备厂商也主要位于沿海城市，所以沿海企业能够更加方便地获得新设备及技术，从而享受进项抵扣的税收优惠，降低生产成本，提高产品成本加成。借鉴谢申祥和范鹏飞的方法[6]，本文按照《HYT094-2006 沿海行政区域分类与代码》（国家海洋局2006发布）的分类标准，将企业样本分为沿海企业和内陆企业，并且分别进行回归，结果见表6第（1）（2）列所示，可以看到，不管是沿海还是内陆企业，交互项的系数都为正，并且是在1%的置信水平下显著，说明增值税转型政策对其成本加成都产生了正向影响。同时可以发现，沿海地区企业的回归系数略高于内陆企业，一定程度佐证了上述推断。

不同地区的企业受到增值税转型政策的影响也不相同，为了区分不同地域的企业样本受到政策冲击而导致成本加成的异质性，本文根据《关于副省级市若干问题的意见》的通知（中编发[1995]5號），将样本企业划分为省会（直辖市、首府）及副省级市① ①15个副省级城市分别为：沈阳、大连、长春、哈尔滨、济南、青岛、南京、宁波、杭州、厦门、武汉、广州、深圳、西安、成都;其中，大连、青岛、宁波、厦门、深圳为计划单列市。 样本和其他城市样本，分别进行回归，结果见表6第（3）（4）两列所示，可以看到其他城市样本占了绝大多数。同样，两种样本均显著为正，进一步证明了不论企业区域位置如何，企业的成本加成均受到了增值税转型政策的影响。此外，可以发现其他城市样本企业的回归系数比省会或计划单列市要略大，一方面可能是因为受到改革的样本大部分位于其他城市区间范围，享受到增值税抵扣政策的绝对数要远大于位于省会或者计划单列市的样本;另一方面也是印证了政策的初衷及出发点，让税收改革的政策红利尽可能覆盖更多企业，让增值税转型政策在促进区域协调发展中发挥建设性作用。

五、机制分析

企业成本加成变化本质上取决于两个因素，一是产品价格的变化，二是成本的变化，成本加成的变化可以看成是两者共同发挥作用的结果。在竞争性市场中，由于产业政策变迁、补贴或者征税等差异化的财政政策都会给企业竞争造成影响，这些都会影响企业的要素生产，最终反映在企业产品价格或者成本上，造成成本加成的变化。企业在实际生产过程中，需要投入一系列资本和劳动等生产要素，同时也需要投入大量的中间产品，这些要素和中间投入品的成本也就直接构成了企业生产成本。 [28]为了识别既有的增值税转型政策对企业成本加成的作用机制，通过参考D&W和康茂楠等的方法[11，12]，在既有回归的基础上加入企业中间品投入，首先识别出增值税转型改革对企业中间品投入的效应，其次将企业中间品投入作为变量放入基准回归模型，识别对成本加成的影响，即为成本效应。其表达式分别为：

与此同时，工业企业数据库中关于产品价格的变化反映在工业增加值上，在会计准则中“工业增加值”表示为“工业总产值-工业中间投入+增值税”，这表明企业经济增加值是总产值减去中间投入品成本后再加上增值税金的数额，体现了资源配置的效应 [20];工业增加值实质上反映出企业产品在市场上的定价能力，如果工业增加值较高，产品附加值也相对较高，企业能够通过含有较高附加值的产品参与市场竞争，获得更大的市场定价能力。本文将工业增加值取对数，首先识别出增值税转型改革对企业工业增加值的效应，其次将工业增加值对数作为变量放入基本回归模型，识别对成本加成的影响，即为价格效应。其表达式如下：

机制检验的结果见表7所示，第（1）（2）（3）列展示的成本效应影响路径的回归，第（3）（4）（5）列展示的是价格效应影响路径的回归，为了进一步检验结果的稳健性，分别采用了ACF法和OP法计算的成本加成;其中（2）（5）是用ACF计算的成本加成;（3）（6）是用OP法计算的成本加成。可以看到，在成本效应中，增值税转型改革减少了中间品投入的成本，中间品投入的成本与成本加成存在负向关系，回归的结果都是在1%的水平下显著，意味着企业中间品投入成本降低，一定程度上促进了企业成本加成的提升。增值税转型改革涉及上游产品抵扣环节，将固定资产列入抵扣范围，扩大了企业抵扣范围，减轻了企业成本负担，使企业能够以更低的成本参与市场竞争，从而获得更大的市场份额。在价格效应中，增值税转型促进了企业工业增加值的提升，不论以ACF方法还是OP法计算的成本加成，工业增加值的提升都促进了企业成本加成水平的上升。增值税转型改革在扩大抵扣链条的同时，将上下游产业链打通并且联系在一起，企业可以在更大的市场范围内参与竞争，受到转型改革的企业红利明显，工业增加值得到提升，能够获得更大的市场定价能力。机制验证的结果表明，增值税转型改革同时通过成本和价格两条路径影响了企业的成本加成，其中成本路径表明企业中间品投入的下降促进了成本加成的提升，价格路径表明企业工业增加值的提升有助于成本加成的提高，两条路径作用下企业能够获得更大的市场份额和定价能力。

六、研究结论与政策展望

（一）研究结论

本文以2004年增值税转型改革为“准自然”实验，对企业成本加成进行了分析，实证检验转型政策促进了企业成本加成的提高。研究发现，2004年的增值税转型改革对企业成本加成的提高具有显著的促进作用。此外，增值税转型政策在不同规模、不同所有制类型、不同密集程度、不同区域的企业中表现出明显的异质性。增值税转型对中小企业、非国有企业、资本密集型企业、沿海地区企业影响相对较明显，而对于大企业、国有企业、劳动密集型企业、内陆地区企业影响相对较小。上述结论通过了平行趋势检验，并且在更换成本加成测算方式以及安慰剂检验后仍然成立。进一步的机制验证中发现，增值税转型改革通过降低企业生产成本和提高工业增加值两条路径作用于成本加成，最终促进了成本加成的提升，有利于企业获得更大的市场份额。

（二）政策展望

一是“精准施策”，以市场主体需求为导向，将增值税改革推向深入。2004年增值税转型政策已经过去了十多年，目前我国已经实现全面的“营改增”，在此基础上应该进一步推进增值税改革，一方面在充分调研市场主体需求的基础上，完善增值税抵扣链条，可以考虑将企业贷款利息纳入抵扣范围，做到“应抵尽抵”，减少重复征税;另一方面降低增值税税率，将三档增值税税率（13%、9%、6%）简并为两档税率，加大留抵退税的力度，全面降低制造业企业的负担，优化增值税制度。

二是总结税收改革经验并进行推广，促进不同地区、不同产业、不同所有制市场主体均能享受到税收优惠的红利。增值税转型改革最初就是从2004年东北地区试点拉开帷幕，应当及时总结历次税收制度改革的经验，充分发挥税收政策在促进企业激励方面的作用，尽可能降低带来的扭曲效应。此外，在推行税收制度改革中，应当充分考虑不同地区、不同行业以及不同所有制的市场主体，促进资源在这些市场主体中的合理配置，兼顾效率和公平。

三是继续完善“放管服”改革，释放政策红利，提高企业市场竞争力。企业的市场占有率最终体现在产品的优势上，政府应该进一步推进“放管服”改革，简化税收申报流程和手续，充分发挥“有效市场和有为政府”的作用，更加注重发挥市场在资源配置中的决定性作用。在当今国际贸易形势面临诸多不确定性因素的情况下，运用税收杠杆支持企业改进生产技术、加大设备更新换代、激励企业创新，鼓励企业实施“走出去”战略，提高我国企业在国际市场上的产品竞争力，充分利用好两个市场和两种资源。

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责任编辑：萧敏娜