“营改增”政策对制造业绿色全要素生产率的影响研究

田浩 张青

摘   要：党的二十大报告提出“加快发展方式绿色转型”的明确要求。推动发展方式绿色转型，提升制造业绿色全要素生产率是关键。“营改增”政策的实施对于税收体制改革和企业发展的影响深远。经过实证研究发现，“营改增”对制造业企业的绿色全要素生产率的影响主要是固定资产投资挤占了创新研发投入。该结论为制度性减税政策完善，更好地发挥税收激励对企业的正向作用提供了经验证据和政策启示。

关键词：税收政策；“营改增”；制造业绿色全要素生产率

中图分类号：F424        文献标志码：A      文章编号：1673-291X（2024）09-0131-03

随着中国经济的发展，环境保护问题也更加凸显，党的十九大首次将“必须牢固树立和践行绿水青山就是金山银山的理念”写入大会报告。基于此，提高企业绿色全要素生产率是实现经济稳定可持续增长的重要途径，以减税为切入点降低企业税负压力，如何制定行之有效的税收政策促进企业提升生产效率、帮助企业健康发展值得被进一步关注。“营改增”政策作为税收政策改革中一项重要组成部分，重要的是通过刺激企业活力来刺激企业绿色创新研发投入，拉动绿色全要素生产率增长。但目前基于现实情况来看，“营改增”是否影响制造业绿色全要素生产率依旧是当前的热门话题，本文主要针对这方面问题进行探讨。

一、理论分析与研究假设

（一）“营改增”与企业绿色全要素生产率

政府与企业通过税收政策紧密相关，“营改增”是我国税收制度改革的重要实践，目的是建设现代化税收体系，对企业具有极大的影响效应和现实意义。袁始烨（2019）分析了“营改增”后企业的创新投入强度的改变，发现“营改增”之后企业的创新投入确实有明显增加；钱晓东（2018）通过研究“营改增”政策对企业研发投入和专业化分工的影响，认为“营改增”确实能够提升企业创新研发投入的强度；缓解企业的税收负担，能够优化产业结构并刺激企业生产活力，而且可以刺激消费，推动经济的可持续发展（马金华等，2021；孙吉乐，2017）。

林伯强和谭睿鹏（2019）将企业生产效率逐步用绿色全要素生产率来替代，这样更能考虑环境问题在当下企业生产中的地位，而绿色全要素生产率（GTFP）是探究企业绿色生产效率的重要指标，绿色全要素生产率的提高主要来源于以下几个方面：首先是企业技术进步给企业带来的生产率提高，主要是因为企业绿色研发投入的转化、先进的生产技术和工艺、管理水平提高等方面的改变，熊彼特将其称为产业的自我升级过程。此外，绿色全要素生产率还与资源储备、交通条件、能源消耗强度、政府投资等不同禀赋有关。

参考波特假说，企业在短期会保持生产方式不变，此时的生产要素投入基本平衡，若此时增加企业绿色创新的投入，可能会增加企业的生产成本和财务风险，导致企业得不偿失；从长期来看，更加先进的技术能够改进企业的生产工艺或方法，形成创新补偿效应，创新的成本由于生产率的提高得到弥补从而提高了企业绿色全要素生产率。综上所述，本文提出假设：

H1：“营改增”在短期可能会降低绿色全要素生产率，但是在长期还是提高了企业绿色全要素生产率。

（二）“营改增”影响绿色全要素生产率的机制

在政策实施效果上，增值税能够疏通企业征税链条，减轻企业的税收压力；所得税税率的降低能够增加企业流动资金比例，缓解企业的融资约束，可以帮助企业优化生产，从而进一步提高企业绿色全要素生产率（郑宝红等，2018），但是在理性人假设下企业在投入决策方面会优先考虑经济性，优先增加资本投入和生产扩张，增加固定资产的投入能够最快地提高企业收益。在企业发展初期，企业会通过单纯增加劳动或者增加资本供给的方式来提高企业效益，以劳动力的无限供给赢得稳定的资本报酬效应，但由于边际报酬递减规律，一味地增加投入只会限制企业经营状况的改善，按照理论预期，企业的经济增长必须转到提高要素生产率特别是与技术进步有关的生产率上才能够实现。所以本文做出假设：

H2：“营改增”在短期导致企业增加了固定投资而对绿色全要素生产率产生负的影响。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文将绿色全要素生产率的值与“营改增”政策进行相关性分析。“营改增”政策是从2012年开始试点，往后逐步推广到多行业，直至2016年对全国现代服务业实现了全面的覆盖。为了防止其他税种的改革对绿色全要素生产率产生影响，本文选择的样本数据为上市公司制造业，时间为2010—2016年，并且对样本做了如下处理：一是去除制造业中数据不全，环境支出排污费披露不全的企业；二是剔除财务数据不完整、指标异常的上市公司，并对所有连续变量的极端值进行处理。经过上述筛除最终保留下剩余的所有上市公司的年度数据，并对企业绿色全要素生产率进行匹配。本文所使用的原始数据主要来源于国泰安CSMAR数据库、wind数据库以及《中国统计年鉴》。数据处理工具使用的是Stata 16.0、MaxDEA8.0以及Office 2019。

（二）变量定义

1.被解释变量：绿色全要素生产率。主要的测算方法有距离函数、SBM模型等。本文借鉴Tone（2002）的方法，使用考虑非期望产出的绿色全要素生产率，计算的指标主要包括投入指标与产出指标，投入指标主要有劳动等生产要素，产出指标分为期望产出和非期望产出，期望产出选用营业总收入，而非期望产出使用排污费支出。

2.解释变量：营改增政策。由于“营改增”改革是分时间分试点进行的，在上海实施是在2012年1月1日，而另外几个省则分别在2012年下半年实施改革，大部分研究认为政策的实施并不会立即显现出效果，故而广泛地将2012年下半年实施的省份改革时点推迟为改革后一年，也就是2013年，上海的改革时点则设置为2012年，即政策实施当年。did为政策虚拟变量与时间虚拟变量的交互项，当制造业企业位于先行试点的九个省市，且时点处于政策实行及其以后年份，取值为1，否则取值为0，其系数为“营改增”的政策效应。

3.控制变量。本文主要从企业财务特征的角度选取一系列变量进行控制。对企业的个体特征进行变量选取，参考余东升等（2020）选取企业规模、总资产增长率、企业当期利润率、企业资本密集度、有形资产比例、资产流动性作为控制变量。

（三）模型设计

本文根据“营改增”政策以准自然实验构建了分时点的DID模型，实验组为2010—2016年之间加入“营改增”试点的企业，对照组是还未实施“营改增”试点的企业，基于收集到的全部样本数据构建模型如式（1）所示：

GTFPit=β0+β1didit+γcontrolsi+δi+εt+μit（1）

在式（1）中包含了被解释变量和解释变量，i和t分别代表企业和年份，controls包含了企业规模、企业资产等控制变量。首先检验“营改增”对企业绿色全要素生产率的影响，再分析其影响作用机制。

三、实证结果与分析

1.数据描述。企业绿色全要素生产率（GTFP）的均值为0.371，最小值为0.049 1，最大值为1.505，说明不同企业之间的绿色全要素生产率差距较大，整体偏低；“营改增”政策的虚拟变量均值为0.281，说明此政策的推进过程相对缓慢分散，符合多时点DID模型的使用要求；其余变量的描述性统计结果符合一般预期。

2.基础回归结果。基础回归结果如表1（1）所示，核心解释变量回归系数为负，且通过了0.1的显著性水平检验，这表明降低税收可能在短期内会造成我国制造业企业绿色全要素生产率的下降；但是表1（2）将数据滞后三期再次进行回归分析，系数为正，这就说明长期创新投入发挥了作用，带动了技术的升级，提高了绿色全要素生产率，也符合一般发展规律且验证了假设H1。在控制变量的显著性方面，企业的利润率（pro）、企业规模（size）、以及代表企业发展能力的资本增长率（tagr）都在0.01水平上显著，说明这三者对于企业绿色全要素生产率的影响显著。

表1  基准回归结果

由于扩大生产能够直接带来经济效益，“营改增”推动了制造企业的规模发展进程。因此，固定资产投入会对技术创新产生一定的挤出效应。但是随着企业高端、绿色技术要素投入的增加，企业创新能力提升、绿色技术进步会对绿色全要素生产率的影响逐渐加强。

且我国下一阶段发挥技术进步与规模经济的协同作用才是经济增长的主要动力。

3.机制检验。在受到“营改增”政策的影响之后，绿色创新投入在短期内无法形成效益，所以企业的固定资产的投资比例会增加，对于绿色生产的创新投入会造成一定的挤占。而固定资产投入增加在一定规模经济条件下会对绿色全要素生产率产生负面影响，主要是由于生产效率的降低和污染排放的增加。通过引入固定资产增加额在每期营业收入中的比例（sasst）并再次进行基准回归，结果显示，“营改增”确实显著提高了固定资产在企业资产中的比例，并且在固定企业个体和时间变量之后，这一影响仍然显著，这也证明了前文的假设H2。

4.稳健性检验。本文采用安慰剂检验进行稳健性分析。考虑将原先解释变量did改变政策处理时间点，将时间推迟到2014年产生新的交互项虚拟变量did，检验结果如表2所示。从表2中第一列可以看出，检验结果的交互项系数并不显著，再次证明制造业企业绿色全要素生产率的影响确实是由“营改增”政策推动的。

为了实证结果的客观性考虑，所以本文又增加了控制变量。考虑到企业财务结构的不同对生产的影响，选取有形资产比率（physical）作为控制变量；企业生产经营的短期改变能力取决于企业资产的流动性，故而选择流动资产与负债的比值这一新的控制变量流动比率（cr）。从表2第二列结果可以看到，安慰剂检验和增加解释变量之后回归结果基本一致，系数依旧为负且显著。

四、研究结论与政策启示

本文计算了超效率SBM模型，测算出部分制造业绿色全要素生产率，并探究了“营改增”政策对制造业企业的绿色全要素生产率的影响，得出以下结论。一是“营改增”之后制造业企业绿色全要素生产率在“营改增”时有短暂下降的趋势，但是在“营改增”之后技术进步的影响开始逐渐上升。这是由于“营改增”政策对于制造业的绿色创新投入会被固定资产投资所挤占。二是长期来说，“营改增”促进了企业技术创新，对企业的绿色创新有激励作用。三是“营改增”对制造业绿色全要素生产率的异质性结果具体表现为：“营改增”对于成熟期企业、国有企业的影响更为显著。

基于上述结论，本文得出以下政策启示。第一，坚决完善结构性减税政策体系，发挥税收政策对企业创新的激励作用。“营改增”作为一项重要的减税政策，对企业的结构性改革影响是长远的，着重释放了企业融资压力、降低企业的税负水平进而促进企业绿色创新。针对性实施减税政策，企业需要坚持可持续发展理念，税收优惠的主要目的就是促进企业绿色创新，降低税收负担让微观主体有更大的发展空间。在实际操作层面，也需要时刻关注和评估政策影响效应，保障企业生存发展空间，从而优化企业生产发展选择，助力其实现转型升级。第二，结构性减税效果的实现在于有针对性地制定实施，对于税收政策获益受众要更加精确。本文研究发现，“营改增”对非国有企业和大型企业绿色全要素生产率的影响效应更强。“营改增”政策效应会随着企业所有制性质、规模和自主创新能力的不同而表现得不尽相同。因此，在推广减税政策时，可以细分征收对象，以更好地发挥政策激励效果，提高企业的绿色全要素生产率。

参考文献：

[1]   袁始烨.“营改增”提升了企业技术创新力度吗？——基于“准自然实验”的证据[J].产业经济研究，2019（6）：50-62，88.

[2]   钱晓东.基于融资约束视角的“营改增”政策与企业投资效率分析[J].商业研究，2018（9）：36-44.

[3]   马金华，林源，费堃桀.企业税费负担对经济高质量发展的影响分析：来自我国制造业的证据[J].当代财经，2021（3）：40-52.

[4]   孙吉乐.“营改增”、企业利润率与企业创新[J].管理世界，2017（11）：180-181.

[5]   林伯强，谭睿鹏.中国经济集聚与绿色经济效率[J].经济研究，2019，54（2）：119-132.

[6]   沈可挺，龚健健.环境污染、技术进步与中国高耗能产业：基于环境全要素生产率的实证分析[J].中国工业经济，2011（12）：25-34.

[7]   Porter M E，Linde C． Toward a New Conception of the Environment－Competitiveness Relationship[J]．Journal of Economic Perspectives，1995，9（4）：97－118．

[8]   郑宝红，张兆国.企业所得税率降低会影响全要素生产率吗？——来自我国上市公司的经验证据[J].会计研究，2018（5）：13-20.

[9]   Tone K． A Slacks－based Measure of Super－efficiency in Data Envelopment Analysis[J].European Journal of Operational Research，2002，143（1）：32－41.

[责任编辑   文   欣]