“营改增”能否促进企业价值提升

肖春明，张文春

（1.山西财经大学 财政与公共经济学院，山西 太原 030006；2.中国人民大学 a.财政金融学院，b.中国财政金融政策研究中心，北京 100872）

一、引 言

企业价值是企业全部资产的市场评价，也是目前国际上普遍用以考评企业业绩的指标，企业价值的提升不仅是企业追求的目标，更是产业结构转型升级、经济稳步增长的具体体现。随着经济全球化的发展和市场竞争程度的加强，企业若想保持竞争优势，就必须通过改善经营管理、优化产业结构等来实现企业价值的最大化。增值税和营业税并存的二元流转税制造成的二、三产业重复征税问题，阻碍了服务业转型升级，加重了服务业的税收负担，对服务业经营造成了不同程度的扭曲，不利于企业价值的提升。在供给侧结构性改革及继续推行减税降费政策的大背景下，探究“营改增”是否会对企业价值产生影响，以及这种影响是否会对不同行业及不同所有制企业产生差异就具有重要的理论和现实意义。

“营改增”是继增值税转型之后增值税制度的又一次重大改革，是结构性减税的重要内容和措施，为市场经济的发展带来了重大契机。从“营改增”试点开始到全面推行，“营改增”的政策效应分析一直都是学术界研究的重点，研究内容主要包括宏观和微观两个方面。宏观方面主要集中在“营改增”对宏观经济、地方财政收入、国民收入分配等的影响，多数学者认为“营改增”不仅可以改善资源配置 、激发经济增长潜力，还能够提高经济增长速度和经济总量，且其在降低政府税收收入的同时，能为企业发展带来积极效应，但一定程度上刺激了地方土地财政规模的扩大。［1－7］而微观方面则主要聚焦于“营改增”对企业税负、财务绩效、创新研发、专业化分工等的影响。大部分学者指出，“营改增”通过有效降低企业税收负担，可以拉动企业研发投入，进而提高企业创新及成长能力；“营改增”的减税效应和分工效应，能够有效推动企业分工与协作。［8－15］

国内学者从不同视角对“营改增”政策效应的研究成果颇丰，但针对“营改增”对企业价值影响的研究却很少。而企业价值的提升不仅是企业最主要的目标，更是产业结构转型升级、经济稳步增长的具体体现。基于此，深入研究全面“营改增”试点对企业价值的影响，以及对不同行业及不同所有制企业的影响是否存在差异，对于客观、全面评价税制改革政策效应具有重要的理论与实践意义，同时，也可以为继续推行减税降费政策提供实证依据。

二、理论分析与研究假设

（一）“营改增”试点改革对企业价值的影响

本文认为“营改增”对企业价值的影响主要包括两个渠道，即税负降低与专业化分工。

首先，“营改增”消除了二、三产业之间的重复征税问题，打通了增值税抵扣链条，税收差异性待遇的消除使企业的税收负担得到了有效降低，增加了企业现金流量，会促进企业投资效率的提升，进而为企业带来额外收益，提高企业价值。［16－17］另外，企业降税意味着政府对资源的直接占有减少，会减轻政府对市场资源配置的干预程度。增值税中性的优点对企业决策行为的扭曲更小，利于引导资源的合理优化配置，直接提升试点企业的资本配置效率，结果必定是企业价值的提升，即企业税负越低，企业价值越高。［18－19］

其次，“营改增”实现流转税制的统一，为企业营造了公平的税收营商环境，有利于专业化分工和产业结构优化升级。“营改增”之后，企业无论是否将生产性服务外包，都可享受进项抵扣的政策红利。制造业通过服务外包，可以将有限的资源投入到主产业上，进一步推动产业结构升级；服务外包又会增加制造业对服务的需求，最终使服务业的市场地位得以提升。另外，抵扣链条的打通为服务业发展注入活力，不仅能够促进企业设备类固定资产投资，提升企业技术水平，而且使服务业内部分工更加专业化、精细化，最终促进企业价值的提升。［14］据此，本文提出研究假设H1。

H1：“营改增”能够显著提升样本公司的企业价值。

（二）“营改增”对不同行业政策效应差异分析① 由于现代服务业和交通运输业“营改增”是分地区、分步骤推进的，符合双重差分法（DID）使用条件；而其他行业“营改增”是直接在全国进行试点改革，不能用双重差分法对其进行政策效应评价，受研究方法局限性，本文只选择现代服务业和交通运输业进行行业异质性检验。

“营改增”税负效应主要体现在两个方面：适用税率变化引起的税负变化与进项抵扣带来的税负降低。

“营改增”之后，交通运输业由适用3%的营业税税率改为适用11%②2018年5月1日增值税税率进行了全部调整，由于本文样本数据时间区间为2011～2017年，故所有税率均使用调整之前的数值作为分析之用。的增值税税率，税率提高直接带来税负增加。如果进项抵扣税额足够大，进项抵扣带来的减税效应大于税率提高引起的增税效应，则总体税负同样会降低。但是，一方面由于交通运输业固定资产投入大、更新周期较长，如果在“营改增”之前，试点企业刚好完成固定资产投资，且在短期内没有更新需求，也就不存在足额的进项税额，从而使企业税负有所增加。一些学者通过实证检验，得到了交通运输业税负上升的结论，为本文的分析提供了进一步的证据。［20－22］另一方面，“营改增”之前，交通运输服务按照运费的7%进行进项抵扣，在一定程度上缓解了交通运输业的重复征税，因此，“营改增”对交通运输业的影响较弱。

现代服务业大部分行业的营业税适用5%的税率，“营改增”后适用6%的增值税税率，税率小幅度变化带来的税负上升效应也较小。此外，进项抵扣政策会刺激专业化分工的发展和增加服务外包，会促进服务业加大固定资产更新，加大研发投入等，足额的进项税额抵扣降低了税率提高带来的增税效应。部分学者的研究也证实了“营改增”确实降低了现代服务业的税负。［23］据此，本文提出研究假设H2。

H2：“营改增”对现代服务业企业价值的影响程度高于交通运输业。

（三）“营改增”对不同所有制企业政策效应差异分析

宏观经济政策的微观效应，在不同控制权性质的企业中存在异质性 。［17］相对于私营企业来说，国有企业要承担更多的政策性职能，更容易受到政府的政策干预或者扶持，所以，国有企业在经营过程中往往会放弃企业价值最大化的决策目标，［24］而私营企业却始终坚持企业价值最大化，会积极应对宏观财税政策的变化，以达到减轻税负提高企业价值的目标。［17］国有企业所有权性质决定了其要为政府达成一些社会目标，这种多元化的经营目标最终会影响到资源配置效率，作为资源交换，政府往往会给国有企业创造更加便利的融资环境，或为其提供更为充足的财政补贴和信贷资源，最终表现为国有企业对税收政策的敏感性较差。［25－26］而私营企业则不容易获得政府的直接支持，反而导致其对税收政策的反应比较强烈。据此，本文提出研究假设H3。

H3：“营改增”对私营企业企业价值的影响程度高于国有企业。

三、研究设计

（一）样本选取及数据来源

“营改增”试点改革于2012年1月1日在上海启动，之后采取分行业、分地区、分步骤的试点形式逐步推向全国。2016年5月1日，将建筑业、房地产业、金融业、生活服务业纳入试点范围，“营改增”试点工作全面推开。为排除2009年增值税转型，以及2018年、2019年增值税税率下调可能对样本公司企业价值产生的影响，故本文将样本限定为2011～2017年沪深A股上市公司季度财务数据。财务数据来源于国泰安数据服务中心（CSMAR），上市公司基本信息数据来源于锐思数据库（RESSET），并按照6位A股股票代码及A股股票简称进行了数据合并。按照研究设计和研究目标，对数据做如下筛选：将国泰安有关季度累积数据调整为新增数据；剔除IPO、ST、*ST、金融业等上市公司数据；剔除实际税率①本文选取实际税率作为控制变量之一，即实际税率＝（所得税费用－递延所得税费用＋递延所得税资产）／利润总额。小于0或大于1的样本观测值；为消除极值的影响，对所有变量做了1%的缩尾（Winsor）处理。

（二）变量定义

1.企业价值

国外学者将Tobin′Q值作为企业价值的代理变量，而国内学者大多将总资产收益率（ROA）、净资产收益率（ROE）等财务指标及企业市场价值作为衡量企业价值的代理变量。用财务指标衡量企业价值时，由于可能会存在会计账务包装、盈利管理及股市欠成熟等因素，且财务指标核算都是基于历史数据，不能反映企业未来价值，所以作为衡量指标不够全面。［27－28］而Tobin′Q值不仅能反映企业的成长能力，而且可以从市场价值和盈利能力两方面体现企业价值，鉴于此，本文将Tobin′Q值作为企业价值的代理变量。［29］

2.“营改增”政策虚拟变量

为分析“营改增”对企业价值的影响，本文将“营改增”作为虚拟变量引入，即当样本公司同时满足坐落于试点改革地区与所属行业属于试点改革行业两个条件时，该虚拟变量为1，否则为0。

3.控制变量

为控制其他因素对企业价值可能产生的影响，借鉴已有文献，本文在回归中加入如下控制变量：实际税率、财务绩效、企业规模、资产负债率、净资产收益率、营业收入。另外，根据模型设定控制了时间（Time）及行业（Indus）固定效应。主要变量及定义见表1。

表1 主要变量说明

（三）研究方法及模型设定

双重差分法（DID）基本原理是，运用双重差分估计量以剔除受政策影响的实验组和未受政策影响的控制组“实验前差异”的影响，进而评估政策对实验组的效应。“营改增”分地区、分行业、分步骤推进的试点改革模式可以视为一种自然实验①自然实验（natural experiment）是指由于某些并非为了实验目的而发生的外部突发事件，使得当事人仿佛被随机地分在了实验组和控制组。，其中，同时被纳入试点地区和试点行业的企业为实验组，其他企业为控制组。为验证本文假设，建立如下基准回归模型：

如果假设成立，则β1应显著异于0。Control＇itγ为控制变量。αi是无法观测到的行业固定效应，μt是时间固定效应，εit是服从独立同分布的随机干扰项。

四、实证分析

（一）描述性统计

本文首先对主要变量进行了描述性统计分析，结果详见表2。

表2 主要变量的描述性统计结果

从表2可以看出：（1）Tobin′Q值均值为2.205，说明企业市价高于重置成本；标准差为1.601，最小值为0.908，最大值为10.30，说明样本公司企业价值差异很大，Tobin′Q值分布不均。（2）“营改增”政策虚拟变量均值为0.336，说明样本中实验组企业占全部样本达到1／3，可以较好地运用双重差分进行实证分析。（3）实际税率均值为0.354，说明样本企业税负较高；财务绩效均值为0.761，最小值为0.552，最大值为1，说明样本企业财务绩效水平差异较大；资产负债率均值为0.419，净资产收益率均值为0.068，基本符合正常水平，说明样本选取较为合理。

（二）相关性分析

从表3可以看出，Tobin′Q值与“营改增”虚拟变量呈正相关关系，初步验证了“营改增”可以提高企业价值的假设。企业实际税率与“营改增”虚拟变量呈负相关关系，在一定程度上可以说明“营改增”降低了企业税负。Tobin′Q值与实际税率呈负相关关系，初步说明税负降低可以提升企业价值。大多数变量之间的相关系数绝对值小于0.5，说明本文建立的实证检验模型并不存在严重的共线性问题。

表3 主要变量的相关性检验结果

（三）实证结果

1.全样本企业回归结果

表4汇报了全样本企业“营改增”对企业价值影响的回归结果。模型（1）只引入“营改增”政策虚拟变量BTV，在控制行业及时间固定效应的情况下，BTV回归系数为0.509，且在1%的显著性水平下显著，说明“营改增”能够促进企业价值提升，与假设1相符。模型（2）～（4）在模型（1）的基础上逐步引入实际税率、财务绩效、企业规模、资产负债率等影响企业价值的控制变量，BTV系数分别为0.503、0.504、0.531，且均在1%的显著性水平下显著，亦与假设1相符。模型（5）在模型（4）的基础上引入净资产收益率和营业收入，“营改增”虚拟变量BTV的系数为0.534，且在1%的显著性水平下显著，进一步验证了假设H1。

表4 “营改增”对企业价值的影响：双重差分回归结果

实际税率的ETR系数为－0.201，且在10%的显著性水平下显著，说明企业税负的降低可以通过增加企业现金流来提高企业价值。企业财务绩效FP的系数为0.38，虽然不显著，但一定程度上符合财务绩效的提升最终会体现在企业价值的提升上。资产负债率DAR的系数为1.547，在1%的显著性水平下显著，同样符合修正MM定理，即债务融资规模的扩大会促进企业价值的提升。净资产收益率ROE的系数为0.471，在5%的显著性水平下显著，表明企业净资产收益率越高，越能向投资者传递出企业经营良好的信号，进而越能促进企业价值的提升。营业收入自然对数GS的系数为0.178，在5%的显著性水平下显著，表明企业营业收入的增加能提升17.8%的企业价值。

从表4的回归结果来看，在全样本企业的情况下，无论是引入多少个控制变量，“营改增”对企业价值的提升均具有促进作用。

2.分行业回归结果

表5汇报了在分行业情况下“营改增”对企业价值影响的回归结果。模型（1）～（3）为“营改增”对现代服务业企业价值影响的回归结果，模型（4）～（6）为“营改增”对交通运输业企业价值影响的回归结果。从模型（1）～（3）来看，在逐步引入实际税率、财务绩效、企业规模、资产负债率、净资产收益率和营业收入等控制变量时，“营改增”虚拟变量BTV的系数均在1%的显著性水平下显著为正，且都高于全行业情况下的回归系数；从模型（4）～（6）来看，在逐步引入实际税率、财务绩效、企业规模、资产负债率、净资产收益率和营业收入等控制变量时，“营改增”虚拟变量BTV的系数虽然为正，但不显著，在一定程度上表明“营改增”试点改革能够提升交通运输业的企业价值，但影响程度不够显著。模型（1）～（6）结果表明“营改增”试点改革对现代服务业企业价值的影响更大，符合假设H2。

表5 “营改增”对企业价值的影响：分行业回归结果

3.分所有制回归结果

表6汇报了分所有制情况下“营改增”对企业价值影响的回归结果。模型（1）～（3）为“营改增”对国有企业价值影响的回归结果，模型（4）～（6）为“营改增”对私营企业价值影响的回归结果。从模型（1）～（3）来看，在逐步引入实际税率、财务绩效、企业规模、资产负债率、净资产收益率和营业收入等控制变量时，“营改增”虚拟变量BTV的系数分别在1%、5%、10%的显著性水平下显著为正，但均低于全行业情况下的回归系数；从模型（4）～（6）来看，在逐步引入控制变量时，“营改增”虚拟变量BTV的系数均在1%的显著性水平下显著为正，回归系数不仅高于模型（1）～（3）对应的系数，而且高于全行业情况下的回归系数，说明“营改增”对私营企业的企业价值的影响程度要高于国有企业，符合假设H3。

表6 “营改增”对企业价值的影响：分所有制回归结果

（四）稳健性检验

为了检验基本回归结果的稳健性，本文分全行业、现代服务业、交通运输业、国有企业、私营企业等情况进行了相关稳健性检验，表7汇报了运用随机效应模型对不同样本的回归结果。

表7 稳健性检验：随机效应回归结果

表7中模型（1）～（5）均为采取了双重差分方法（DID）的随机效应模型（RE）。从表7的回归结果来看，即使选择随机效应模型，不同样本情况下的回归结果依然符合本文假设，即“营改增”试点改革能够显著提高试点行业的企业价值，且对现代服务业及私营企业的影响程度更大。

五、结论及政策建议

“营改增”试点的全面推行，不仅统一了流转税制，而且消除了重复征税、打通了增值税抵扣链条，确实促进了服务业发展，推动了产业结构优化升级。本文以2011～2017年沪深上市公司为研究样本，视“营改增”分步试点为外生的自然实验，利用双重差分法和固定效应模型，从企业价值角度实证研究了“营改增”的政策效应，研究发现：（1）“营改增”能够显著提升样本公司的企业价值；（2）“营改增”对现代服务业企业价值的影响程度高于交通运输业；（3）“营改增”对私营企业价值的影响程度要高于国有企业。

根据本文的理论分析和实证结果，提出如下政策建议：

1.继续优化增值税体系，保持税收政策在促进企业价值提升时政策红利的延续性

鉴于“营改增”试点对企业价值的促进作用，国家应进一步优化增值税体系，继续让利于企业，形成政府“减税降费”和微观实体企业价值提升的合力，使政策红利效应最大化。后“营改增”时期税率简并调整作为减税降费的具体举措之一，为市场经济长足发展注入了新的政策活力，据测算，2019年减税降费拉动当年GDP增长0.8个百分点。①见财政部部长刘昆2019年12月25日在第十三届全国人民代表大会常务委员会第十五次会议上关于《国务院关于减税减费工作情况的报告》。政府要在“营改增”和税率简并的基础上不断深化增值税改革，进一步减少税率档次以降低由于税率档次过多而造成的效率损失，规范税收优惠政策以培育优势产业，充分发挥税收政策对经济增长的拉动效应，一方面通过涵养税源要收入来促进GDP增长，另一方面通过税收政策红利激发市场活力，增加消费、投资、出口等来促进GDP增长。

2.增加配套税收优惠政策，以弥补政策效应对某些行业激励不足的短板

根据本文的实证结果可知，“营改增”对交通运输业企业价值的影响不显著，说明交通运输业没有充分享受到“营改增”带来的政策红利，这一方面是由于交通运输业适用税率较高、固定资产更新周期较长，使交通运输业不能充分享受税率降低的减税效应，又不能充分享受固定资产更新带来的进项税抵扣效应，在实际税负得不到降低的情况下，就会直接影响到其企业价值的提升；另一方面是由于交通运输业经营业务种类繁多、业务发生地不够集中等，使其在取得进项抵扣凭证时存在一定困难，同样不利于税负降低和企业价值提升。因此，针对某些行业不能充分享受政策红利的情况，政府应该出台过渡性的优惠政策，以弥补政策效应的不足。

3.加快国有企业改革，营造更加公平的税收营商环境

从本文的实证检验结果来看，国有企业对税收政策反应的敏感程度要弱于私营企业，最主要原因是国有企业受政府政策干预和扶持更多，在一定程度上造成了不同所有制企业之间不公平竞争的发生，不利于私营企业的发展。［26］因此，首先应该继续深化国有企业改革，加快国有企业去行政化，减少政府对国有企业的行政干预，逐步建立现代化的企业管理体系，以提高其对宏观政策的敏感性，不断提升国有企业核心竞争力和企业价值。其次是稳步推进私营企业参与国有企业混改，通过混改来推动产权保护、市场竞争、生产要素使用等平等机制的构建。最后要通过政策引导来鼓励私营企业的发展，在资金、项目引进及产品创新上给予政策扶持，使私营企业做大做强，成为公有制经济的有益和重要补充。