“營改增”、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資

王帥

【摘要】本文以“營改增”改革的全面實施為背景，采用雙重差分（DID）的方法研究了“營改增”改革的全面實施對企業(yè)投資行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”改革的全面實施顯著促進了企業(yè)投資的增長。同時，本次稅制改革有利于提高資本市場上的資源配置效率，從而在整體上增加了企業(yè)投資價值相關(guān)性。考慮到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異后發(fā)現(xiàn)，“營改增”改革的全面實施雖然對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)的投資均起到了積極的促進作用，但不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)之間仍然出現(xiàn)了顯著的差異。本文的研究結(jié)論對深入分析我國當前稅制改革所產(chǎn)生的影響，提供了重要的參考。

【關(guān)鍵詞】“營改增”；投資支出；投資價值相關(guān)性

【中國分類號】F275，F(xiàn)812.42

一、引言

為解決營業(yè)稅和增值稅兩稅并行所導(dǎo)致的重復(fù)征稅問題，財政部和國家稅務(wù)總局聯(lián)合下發(fā)了《營業(yè)稅改征增值稅試點方案》（以下簡稱“營改增”）。“營改增”自2012年1月1日起，在上海交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)率先試點實施。至2016年5月1日，建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和生活服務(wù)業(yè)全面納入“營改增”試點范圍，營業(yè)稅退出歷史舞臺，兩稅并行的局面不復(fù)存在。作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要組成部分，“營改增”被認為是近年來最大的減稅舉措，能夠大大減輕企業(yè)負擔(dān)。根據(jù)2018年3月5日政府工作報告，分步驟全面推開“營改增”以來，我國已累計減稅超過2萬億元。然而，“營改增”的最終目標并不僅僅是減稅，而是要通過給企業(yè)減負來激發(fā)企業(yè)活力，促進資源的有效配置，促進投資需求，增強企業(yè)發(fā)展后勁。因此，分析“營改增”對企業(yè)投資行為產(chǎn)生的影響，對我們深入了解稅制改革效果具有重要意義。

就宏觀角度而言，投資與消費、出口并稱為拉動經(jīng)濟發(fā)展的三駕馬車，是推動宏觀經(jīng)濟增長的重要引擎。從微觀角度來看，投資與籌資、經(jīng)營、利潤分配構(gòu)成了企業(yè)財務(wù)管理的重要內(nèi)容，有效的投資活動不僅是企業(yè)未來現(xiàn)金流量的重要基礎(chǔ)，也是公司價值提升的重要源泉。因此，投資對于企業(yè)發(fā)展乃至宏觀經(jīng)濟增長都具有重要的影響。早在1967年Hall和Jorgenson就用新古典的最優(yōu)資本積累理論對稅收政策與投資支出之間的關(guān)系進行了深入研究，他們認為稅收政策會通過資本成本影響企業(yè)的投資支出。聶輝華等（2009）也研究發(fā)現(xiàn)消費型增值稅對企業(yè)的固定資產(chǎn)投資具有顯著的促進作用。關(guān)于“營改增”對企業(yè)投資行為的影響，現(xiàn)有文獻僅限于從部分行業(yè)或地區(qū)出發(fā)探討“營改增”前后企業(yè)投資支出的變化（袁從帥等2015；李成和張玉霞，2015）。本文則以“營改增”改革的全面實施為背景，采用雙重差分的研究方法，考察“營改增”在全國范圍、全行業(yè)的實施對企業(yè)投資支出和投資效率的影響，從而使得研究結(jié)論更具有普適性。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設(shè)

稅收政策會顯著改變投資支出水平和投資構(gòu)成（Jorgenson和Hall，1967）。根據(jù)新古典投資理論關(guān)于稅收政策與投資支出的關(guān)系可知，稅收政策會通過投資抵免、折舊和稅盾影響企業(yè)的資本使用成本，進而影響最優(yōu)資本存量和企業(yè)的投資支出。從“營改增”的稅制設(shè)置來看，“營改增”對企業(yè)投資的影響主要在于兩個方面：一是企業(yè)購買設(shè)備類固定資產(chǎn)及部分無形資產(chǎn)可抵扣進項稅額，抵扣優(yōu)惠可以減少企業(yè)的投資成本，短期內(nèi)相當于給企業(yè)帶來了資本價格方面的優(yōu)惠（喬睿蕾和陳良華等，2017）。二是購進資產(chǎn)時由于實行價稅分離，計入固定資產(chǎn)原值中的金額減少，固定資產(chǎn)由原來的折舊抵扣變?yōu)橐淮涡灾苯拥挚?，從而改變了投資的現(xiàn)金流量分布。從財務(wù)管理的角度來看，相當于將折舊產(chǎn)生的現(xiàn)金流提前了，有利于增加企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流。基于以上分析，提出假設(shè)1：

H1：在其他條件不變的情況下，“營改增”改革會顯著提高企業(yè)的投資支出。

“營改增”直接影響企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的產(chǎn)生能力并間接影響企業(yè)通過外部融資補充現(xiàn)金流的能力（喬睿蕾和陳良華，2016）。一方面，“營改增”會通過新增固定資產(chǎn)進項抵扣、外購原材料進項抵扣等方式影響企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流量，對企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流量產(chǎn)生積極影響。在財務(wù)理論中，公司價值就等于未來現(xiàn)金流量的現(xiàn)值，“營改增”增加了企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流，有助于增加公司價值，從而表現(xiàn)為公司投資價值相關(guān)性的增加。另一方面，從信號傳遞的角度來看，“營改增”為企業(yè)現(xiàn)金流量帶來了正向的影響，則會給外部利益相關(guān)者傳遞正向信號，增加企業(yè)外部資金供給，進而緩解企業(yè)外部融資約束（羅宏和陳麗霖，2012）。因此，對于存在融資約束的企業(yè)而言，由于融資約束得到了緩解，原來的投資不足可能會有所緩解，因此其投資價值相關(guān)性會有所提高。但是企業(yè)現(xiàn)金流的增加也會導(dǎo)致企業(yè)的過度投資行為，從而導(dǎo)致企業(yè)的價值減損（Strong等，1990；Mark等，1995）。因此，“營改增”對企業(yè)投資價值相關(guān)性的影響，取決于兩種力量的大小。綜上，本文提出兩個競爭性假設(shè)：

H2a：在其他條件不變的情況下，“營改增”改革會提高企業(yè)投資價值相關(guān)性。

H2b：在其他條件不變的情況下，“營改增”改革會降低企業(yè)投資價值相關(guān)性。

我國的國有企業(yè)和非國有企業(yè)在許多方面存在著顯著的差異。融資難是制約民營企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素，而這種融資困境從根本上講是一種信用困境（羅黨論和甄麗明，2008）。國有企業(yè)融資環(huán)境則相對優(yōu)越，國有企業(yè)在債務(wù)融資過程中會獲得更多的政府支持，因此，其所面臨的融資約束問題相對較弱，且軟約束環(huán)境是導(dǎo)致國有企業(yè)投資扭曲的主要原因（辛清泉和林斌， 2006）?！盃I改增”可以有效改善企業(yè)的現(xiàn)金流狀況，緩解企業(yè)的融資約束。由于國有企業(yè)與非國有企業(yè)面臨著不同的融資環(huán)境，因此，當融資約束得到緩解時，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的投資行為也會呈現(xiàn)出不同的差異。由此，我們提出假設(shè)3和假設(shè)4：

H3：在控制其他因素不變的情況下，相對于國有企業(yè)而言，“營改增”改革對非國有企業(yè)投資的促進作用更為明顯。

H4：在控制其他因素不變的情況下，相對于國有企業(yè)而言，“營改增”改革對非國有企業(yè)投資價值相關(guān)性的提升作用更為明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

基于雙重差分的設(shè)計思路，我們選取了2009～2017年期間的A股上市公司作為初始研究樣本。在此基礎(chǔ)上對樣本做了如下篩選：（1）剔除制造業(yè)等原本就繳納增值稅的行業(yè)樣本；（2）剔除金融行業(yè)數(shù)據(jù)；（3）剔除ST、PT等被特殊處理的樣本；（4）剔除相關(guān)變量缺失的樣本。本文所有財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，公司地址等非財務(wù)數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)計

為考察“營改增”對企業(yè)投資支出的影響，本文構(gòu)建了雙重差分模型（1）選擇企業(yè)投資支出作為因變量，以政策實施變量作為自變量，同時還在模型中控制了公司規(guī)模等特征變量。

為進一步考察“營改增”對企業(yè)投資價值相關(guān)性的影響，本文構(gòu)建了模型（2）選擇公司股票的年市場回報率作為因變量，以政策實施變量、企業(yè)投資變量以及兩者的交乘項作為自變量，同時還控制了公司市值等特征變量。

考慮到企業(yè)異質(zhì)性所產(chǎn)生的影響，本文在進一步研究中還做了分樣本的處理，檢驗了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)所產(chǎn)生的差異。此外，為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，所有回歸均采用固定效應(yīng)進行回歸。

（三）變量定義和度量

1.因變量

企業(yè)投資支出（Invest）定義如下：根據(jù)以往研究成果，本文參照袁從帥等（2015）關(guān)于企業(yè)新增投資的計算方法，采用現(xiàn)金流量表中企業(yè)“構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”這一指標作為企業(yè)當年新增總投資額的代理變量。

2.主要解釋變量

本文的關(guān)鍵解釋變量為政策實施變量（Treat），此變量為啞變量。因為各地區(qū)、各行業(yè)試點時間不一致，所以若樣本所屬行業(yè)、所處時點、所在地區(qū)實施了“營改增”政策，則取值為1，否則為0。此外，由于除上海（2012年1月1日開始試點）外，其他地區(qū)“營改增”試點時間都在一年中的下半年（2012年9月1日和2013年8月1日）。因此，借鑒以往關(guān)于“營改增”政策的研究文獻（陳釗等，2016），除上海外其他地區(qū)“營改增”試點時間均設(shè)為次年年初。[13]

3.控制變量

根據(jù)現(xiàn)有經(jīng)驗研究的做法，本文在模型（1）中設(shè)置了如下控制變量：公司規(guī)模（Lnincome），使用營業(yè)收入的對數(shù)表示。盈利能力（Roa），使用總資產(chǎn)收益率表示。財務(wù)杠桿（Lev），使用資產(chǎn)負債率表示。公司發(fā)展機會（Tobinq），使用托賓Q值表示。本文在模型（2）中做了如下控制：公司市值（Size），以期初流通股市值的自然對數(shù)為代理變量。市值賬面比（Btm），使用期初公司總市值除以期初所有者權(quán)益表示。流通股比例（Liquid），使用期初流通股除以期初總股數(shù)表示。同時也控制了公司的發(fā)展機會（Tobinq）。此外，模型中還控制了年份和按照證監(jiān)會標準分類的一級行業(yè)啞變量。

（四）描述性統(tǒng)計

表1列示了全部樣本公司主要變量的描述性統(tǒng)計。作為因變量，企業(yè)投資支出（Invest）的均值為17.8593，標準差為2.3311，說明樣本企業(yè)投資支出較多，且各企業(yè)之間的投資支出存在較大差異。股票收益率（Return）的均值為0.2399，標準差為0.7080，說明樣本期間多數(shù)股票回報率為正，不同股票收益率參差不齊，存在一定差異。作為主要解釋變量，政策實施變量（Treat）的均值為0.4470，說明樣本總體較為均勻，實驗組與對照組樣本量相差較小。

四、實證分析與結(jié)果檢驗

表2第1列列示了對整體樣本進行回歸分析的結(jié)果。由回歸結(jié)果可以看出，政策實施變量（Treat）的系數(shù)為0.1798且在5%的顯著性水平上顯著，說明相對于控制組而言，“營改增”后實驗組的投資支出顯著增加，“營改增”有利于促進企業(yè)的投資。第2列和第3列分別列示了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的回歸結(jié)果。分樣本的回歸結(jié)果可以看出，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的政策實施變量的系數(shù)分別為0.2039和0.1979，并且分別在5%和10%的顯著性水平上顯著，表明“營改增”改革的實施不管對國有企業(yè)還是非國有企業(yè)的投資均起到了積極的促進作用。

進一步，我們在第4列全樣本的回歸中加入了政策實施變量與企業(yè)性質(zhì)的交乘項（Treat*Soe），企業(yè)性質(zhì)變量（Soe）為啞變量，國有企業(yè)取1，否則為0。從第4列的回歸結(jié)果可以看出，政策實施變量與企業(yè)性質(zhì)的交乘項的系數(shù)為-0.2744，且在1%的顯著性水平上顯著，表明相對于非國有企業(yè)而言，“營改增”后國有企業(yè)的投資支出顯著下降。因此，雖然“營改增”對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的投資均起到了積極的促進作用，但相對于國有企業(yè)而言，“營改增”更能促進非國有企業(yè)增加投資。

表3列示了“營改增”與企業(yè)投資價值相關(guān)性的回歸結(jié)果。其中，因變量為企業(yè)的年股票收益率（Return），我們所關(guān)注的是“營改增”是否影響了試點地區(qū)企業(yè)的投資價值相關(guān)性，即政策實施與投資的交乘項（Treat*Invest）是否顯著為正。表3第1列顯示，Treat*Invest的系數(shù)為0.014且在5%的顯著性水平上顯著，這表明“營改增”后試點地區(qū)企業(yè)的投資能夠顯著增加企業(yè)的價值，“營改增”促進了企業(yè)投資價值相關(guān)性的提高。表3第2列和第3列分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行了分樣本的回歸。同理可以看出，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的Treat*Invest的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正，這表明“營改增”對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的投資價值相關(guān)性均起到了提升作用。

進一步地，我們在第4列全樣本的回歸中考慮了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異所產(chǎn)生的影響。第4列的回歸結(jié)果顯示，Treat*Invest的系數(shù)顯著為正，但Treat*Invest*Soe的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這表明“營改增”提高了企業(yè)投資價值相關(guān)性，但相對于國有企業(yè)而言，“營改增”更能夠提高非國有企業(yè)的投資價值相關(guān)性。

綜上所述，“營改增”后試點地區(qū)企業(yè)的投資支出顯著增加，并且“營改增”后企業(yè)投資支出的增加有利于企業(yè)價值的提升?？紤]企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異后發(fā)現(xiàn)，“營改增”對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)的影響會有所差異。

五、結(jié)論

本文從理論分析和實證檢驗兩方面探討了我國“營改增”改革的全面實施對企業(yè)投資行為的綜合影響。研究結(jié)果表明，“營改增”的全面實施有助于提高企業(yè)的投資意愿，“營改增”后企業(yè)的投資支出顯著增加。“營改增”改革的實施對優(yōu)化企業(yè)資源配置起到了積極的促進作用，企業(yè)投資所產(chǎn)生的正面效應(yīng)更加顯著，企業(yè)投資的增長帶來了企業(yè)價值的提升?！盃I改增”改革的實施對國有企業(yè)和非國有企業(yè)投資及價值提升均起到了積極的促進作用，但這種促進作用在非國有企業(yè)中更為顯著。

本文研究發(fā)現(xiàn)，對深入了解當前稅制改革的潛在影響提供了理論支持和經(jīng)驗證據(jù)。對當前繼續(xù)深化的“營改增”改革具有一定的參考價值。

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