“營改增”對企業(yè)的稅負影響研究
——基于上市公司自然實驗的證據(jù)

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)務外包，服務業(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)。“營改增”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，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的基礎(chǔ)上加入省份固定效應，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 中介效應分析

根據(jù)Baron 和Kenndy(1986)提出的中介效應模型框架，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，該效應確實存在，見表7。

表7 中介效應檢驗結(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。