“營改增”對生產性服務業稅負及盈利能力影響的實證研究
——來自A股上市公司的經驗數據

李 珂

(湖南商學院 財政金融學院，湖南 長沙 410205)

一、引言

當前，全球經濟活動正在由以制造業為中心逐步向制造業和服務業相融合的方向發展，生產性服務業的概念也應運而生。近十年來，生產性服務業已成為促進世界經濟快速增長的主要行業之一，同時也是我國“十二五”規劃中突出強調的重要發展產業之一。生產性服務業作為最早開始實施“營改增”政策試點的行業，自“營改增”政策實施后，學者們對其政策效應非常關注。

胡怡建(2013)分析上海服務業“營改增”改革試點功能，認為其從選擇方向、改革路徑、政策制度、分稅體制和動力機制方面實現了五大突破，為“營改增”在全國順利推進提供了良好的制度基礎。高培勇(2013)認為“營改增”是為了推進服務業的發展進而調整產業結構，在增值稅轉型改革大致完成之后推出的另一項改革措施。 田志偉、胡怡建(2013)通過構建中國稅收的 CGE 模型分析“營改增”前后我國各行業兩稅稅負的動態變化，發現即使在短期內通過稅率設計等方式使得試點行業稅負平衡，在長期趨勢中部分行業仍然會出現稅負上升的現象。魏陸(2013)認為“營改增”的企業減稅效應明顯，絕大多數行業和企業的稅收負擔是下降的，對產業發展的聯動效應正逐漸顯現。“營改增”對生產性服務業具體子行業的效應分析，也是學者研究的熱門。吳金光(2014)實證檢驗發現“營改增”對交通運輸業的短期效果有限。但是，王佩等(2014)利用雙重差分估算認為“營改增”的實施明顯降低了交通運輸業的貨物與勞務稅稅負，但公司業績水平沒有顯著改善。同時，王如燕、吳麗梅等(2013)指出交通運輸業“營改增”過程中存在著稅率設計偏高、可抵扣項目少等問題。蔡曉霞(2016)運用雙重差分模型分析“營改增”對IT業的效應，發現“營改增”顯著降低了IT業流轉稅稅負，但對其所得稅稅負的影響不大；張之慧(2015)通過分析萬達信息的財務數據研究對IT業的影響效應，認為“營改增”后企業的總資產利潤率、凈資產收益率以及流動比率都呈上升趨勢，說明企業的盈利能力和償債能力都提高了。霍亦桐(2015)分析“營改增”對物流業的影響，認為稅負有降有升，而張淑華(2016)認為“營改增”后物流業稅負不降反增。高萍、徐娜(2014)，對電信行業 “營改增”后的稅負水平進行估算，并對影響電信行業稅負上升的主要因素以及 “營改增”對電信行業現行業務模式帶來的沖擊進行分析。

綜上所述，現有文獻關于“營改增”對生產性服務業的研究主要是兩大方面：一是對整個行業的影響；二是對行業內具體子行業如交通業、物流業、電信業等的影響。但是，其研究結論存在較大差異，有些甚至是完全相反的結論。其中可能的原因包括：一是選取研究樣本過少，比如張之慧(2015)僅以一家企業為例，得出的結論難免有失偏頗；二是“營改增”實施的時間過短，經濟政策大都有時滯效應。現有研究多是以2013年、2014年的數據進行分析，當時“營改增”剛剛推出1～2年，政策效應有限；三是地區限制。2012年在上海的交通運輸試點開始，2012年底在全國8省市推出，然后是2016年5月1日在全國范圍內推出。而現有研究多是以某個地區，并不能全面體現政策效應。現在距離2016年5月“營改增”全面推開已過去2年，“營改增”的效應逐漸顯現，以上市公司的經營數據為樣本，實證分析“營改增”對生產性服務發展的效應，對客觀、全面評估“營改增”對生產性服務的影響顯得尤為重要。

二、“營改增”影響生產性服務業稅收負擔和盈利能力的理論分析

從理論上來說，增值稅的“道道征收、環環相抵”會減輕生產性服務業重復征稅的情況，進而減輕企業的實際稅負；同時，“營改增”打通抵扣鏈條后，會加快企業的主輔分離，進一步促進生產性服務業的發展與其盈利能力的提高。“營改增”后生產性服務業的一般納稅人基本都適用于11%與6%兩檔稅率，小規模的納稅人適用于3%與5%兩檔征收率，因此本文研究“營改增”對生產性服務業的理論效應時，對一般納稅人分別采取11%、6%兩檔稅率進行分析；對小規模納稅人分別采取3%、5%兩檔稅率進行分析。同時，本文在以上稅率與征收率的基礎上，在計算城市建設維護稅時采用稅率為5%，教育費附加采用稅率為3%，地方教育費附加稅率為2%，企業所得稅稅率為25%。

(一)“營改增”對生產性服務業小規模納稅人減稅效應分析

增值稅小規模納稅人采取簡易計稅方法，即應納增值稅稅額=不含稅銷售額×稅率。為了更好地分析“營改增”對生產性服務業小規模納稅人的影響，現做以下前提假設：假設1，企業的應稅銷售額為R，成本為C且企業“營改增”前后銷售額保持不變；假設2：“營改增”前后企業不存在混合銷售及兼營行為，即“營改增”前企業就其應稅行為繳納營業稅，“營改增”后企業就其應稅行為繳納增值稅；假設3：企業不存在營業外收入與營業外支出，僅就其銷售收入、成本與相關稅費計算其所得。表1為適用3%征收率的小規模納稅人“營改增”前后稅負變化情況，表2為“營改增”前后適用5%征收率的小規模納稅人稅負變動情況。

表1適用3%征收率的小規模納稅人稅負變動表

由表1可知，適用3%征收率的增值稅小規模納稅人在“營改增”后，流轉稅稅負降低了0.1%，所得稅稅負有所提升，但是總稅負呈下降趨勢。由表2可知，適用5%征收率的增值稅小規模納稅人在“營改增”后，流轉稅稅負降低了0.023%，所得稅稅負有所提升，但是總稅負也呈下降趨勢。如果考慮到小規模納稅人可能享受小微企業所得稅稅收優惠政策，稅負下降更加明顯。

表2適用5%征收率的小規模納稅人稅負變動表

通過對適用不同征收率的小規模納稅人進行“營改增”前后稅負變動的理論分析，不難得出，“營改增”降低了小規模納稅人的實際稅負。

(二)“營改增”對生產性服務業一般納稅人減稅效應分析

一般納稅人在計算增值稅應納稅額時可以憑借購進商品、勞務與服務所取得增值稅專用發票抵扣其銷項稅額。所以，盡管“營改增”后，納稅人所適用的流轉稅稅率提高了，但是企業實際負擔的稅收不一定會提高。如果企業當期購進的固定資產、勞務或服務能夠取得足夠的進項稅額，企業就可以達到減輕流轉稅稅負，甚至當期應該稅額為0的情況。盡管流轉稅稅負下降可能會引起企業所得稅稅額的上升，但如果企業借“營改增”契機，加快固定資產的更新，加大研發費用的投入，使得企業當期稅前可扣除的固定資產折舊增多與研發費用的加計扣除，也有可能造成企業所得稅稅負的下降。因此，“營改增”對生產性服務業一般納稅人稅負增減的影響根據企業的實際情況會有不同的結果。

為了更好地分析“營改增”對生產性服務業一般納稅人的影響，現做以下前提假設：假設1，企業的應稅銷售額為R；外購固定資產與設備為C1，扣除率為17%；外購服務為C2，扣除率為6%；人力成本為C。假設2，企業“營改增”前后銷售額保持不變。假設3，“營改增”前后企業不存在混合銷售及兼營行為，即“營改增”前企業就其應稅行為繳納營業稅，“營改增”后企業就其應稅行為繳納增值稅。假設4，企業不存在營業外收入與營業外支出，僅就其銷售收入、成本與相關稅費計算其所得。

我們以11%稅率為例分析一般納稅人“營改增”前后稅負變化情況，如表3所示。

表3適用11%稅率的一般納稅人稅負變動表

由表3可以做進一步推算，如果當期外購固定資產很少或為0時，要使得“營改增”前后一般納稅人的流轉稅稅負相等，則C2/R≈1.22。換句話說，當外購服務大于當期應稅銷售額的1.22倍時，“營改增”后企業的流轉稅稅負才會低于“營改增”前的流轉稅稅負，反之，則“營改增”后企業流轉稅稅負上升。如果當期外購服務很少或為0時，要使得“營改增”前后一般納稅人的流轉稅稅負相等，則C1/R≈0.4756。同理，當外購固定資產、生產設備大于當期應稅銷售額的47.56%時，企業“營改增”后流轉稅稅負降低；反之，企業“營改增”后流轉稅稅負增加。由此，我們可以得知，“營改增”前后流轉稅稅負的變化主要取決于可抵扣進項的多少，而購進固定資產、生產設備等更有利于企業流轉稅稅負的下降。同時，我們可以進一步分析“營改增”前后總稅負的變化情況。當企業當期外購固定資產、生產設備很少或為0時，若想使“營改增”前后企業總稅負相等，則C2/R≈1.24，即當C2>1.24R時，“營改增”后總稅負降低；反之，則上升。當企業當期購進的服務很少或為0時，若想使“營改增”前后總稅負相等，則C1/R≈0.4777，即當外購固定資產、生產設備大于當期應稅銷售額的47.77%時，企業“營改增”后總稅負降低。由此，我們可以得知，“營改增”前后總稅負的變化主要取決于可抵扣進項的多少，而購進固定資產、生產設備等更有利于企業總稅負的下降。

綜上，我們可以得知，對于生產性服務業一般納稅人而言，其“營改增”前后稅負變化主要取決于其購進項目的多少，且購進固定資產比購進服務對稅負下降的影響更大；稅率為6%的一般納稅人“營改增”對其稅負的影響程度遠遠小于稅率為11%的一般納稅人，“營改增”后稅負下降可能性大大高于稅率為11%的一般納稅人。在此不再贅述。

(三)“營改增”對生產性服務業盈利能力的影響

所謂盈利能力，通常來講是指企業獲取利潤的能力，表現為一定時期內企業收益數額的多少，一般用凈資產收益率、成本費用利潤率、銷售利潤率、總資產報酬率、盈余現金保障倍數和資本收益率六項。由前文分析可知，生產性服務業“營改增”會影響企業營業稅金及附加、所得稅費、企業利潤等項目，通過減少企業的稅負，帶來企業成本的降低與更多資金的流動。企業將這筆節省出來的資金用于研發設備的投入或者擴大再生產時，由于《企業所得稅法》規定了研發費用的加計扣除等稅收優惠政策，這就會使得企業在進一步減輕其稅負時，盈利能力得到提高。

三、模型構建與變量描述性統計

(一)研究假設、變量選取與模型構建

1.研究假設

“營改增”前后企業稅負變化主要取決于可抵扣進項的多少。通常來說，“營改增”后企業會更傾向于增加外購行為，因此，企業總稅負很可能會下降。企業總稅負的下降及將外購的貨物勞務與服務用于提高企業的優勢項目或用于研發等方面，會進一步增強企業的競爭力，使得企業盈利能力提高。基于此，本文做出以下假設：

H1：“營改增”會降低生產性服務業上市公司的總稅負。

H2：“營改增”會提高生產性服務業上市公司的盈利能力。

2.變量選取

被解釋變量：選取企業的總稅負率作為衡量企業總稅負的指標，選取銷售利潤率(又稱為凈利潤率)作為衡量企業盈利能力的指標。

解釋變量：“營改增”、企業外購商品和勞務作為解釋變量。“營改增”作為虛擬解釋變量，當虛擬變量的取值為1時，表示樣本企業已實施“營改增”政策；當虛擬變量的取值為0時，表示樣本企業未實施“營改增”政策。由前文可知，不管是稅負變動還是盈利能力的變動都與企業外購商品及勞務息息相關，因此本文選取外購商品及勞務作為第二個解釋變量。

控制變量：由于上市公司資產規模、利潤率等不同，其稅負和盈利能力會有所不同，為了避免上市公司個體異質性給“營改增”對企業影響的評估造成干擾，引入包括營業毛利潤率、資產負債率、企業規模三個控制變量。

表4相關變量

3.模型構建

采用多元線性回歸的方法利用stata軟件分析“營改增”對生產性服務業上市公司總稅負與盈利能力的影響，根據前文所確定的被解釋變量、解釋變量與控制變量，建立多元線性回歸模型如下：

Yit=β0+β1core+β2lnbou+β3brb+β4dra+β5lnsize+εit

其中，Yit表示被解釋變量，分別反映企業的總稅負率和銷售利潤率；core表示“營改增”政策；lnbou表示外購商品及勞務；brb表示營業毛利率；dra表示資產負債率；lnsize表示企業規模；εit表示誤差項。

(二)樣本選取及描述性統計

1.樣本選取

本文根據2017年第四季度證監會行業分類，選取了2010年第一季度至2017年第四季度在證券市場中上市的生產性服務業行業，具體包括交通運輸業、研發技術服務業、信息技術服務業、租賃和商務服務業。“營改增”前后企業稅負及盈利能力變化情況體現“營改增”對企業的影響，選取在2012年之前上市的公司，在200多家家符合條件的公司中，又剔除了ST、*ST的上市公司、數據缺失與連續虧損的企業后，最后僅剩99家企業。本文所用的數據來自于樣本上市公司季度報表以及國泰安數據庫。

2.變量的描述性統計

樣本共計3168個，2010—2017年99家生產性服務業上市公司32個季度的銷售利潤率的平均值為11.25%、總稅負的平均值為8.26%。其中總稅負的最大值為41.57%，最小值為0，原因是部分企業享受稅收優惠或虧損。營改增政策以外的6個變量描述統計性分析如表5：

表5主要變量描述

數據來源：根據樣本上市公司季度數據測算而得。

四、“營改增”影響生產性服務業稅負及盈利能力的實證結果及檢驗

(一)“營改增”對生產性服務業稅負影響的實證檢驗

豪斯曼檢驗結果顯示p值為0.2166，也就意味著以總稅負率為被解釋變量的模型應當接受原假設，應建立隨機效應模型。

1.隨機效應模型結果及LR檢驗結果

對面板數據建立隨機效應模型并進行回歸，同時進行L(likelihood-ratio)檢驗，以判斷模型是否存在個體隨機效應。結果如表7所示。

表7總稅負隨機效應模型與LR檢驗結果

注：***、**、*分別表示1%、5%及10%的顯著性水平。

2.實證結果分析

實證結果顯示，模型進行回歸后LR檢驗P值為0.000，表示應當強烈拒絕原假設，認為存在個體隨機效應，從而隨機效應模型明顯優于混合效應模型。“營改增”政策對總稅負的效應系數為負，且通過了5%的顯著性水平，這表明“營改增”政策對生產性服務業上市公司總稅負的減稅效應十分明顯。在其他條件不變的情況下，“營改增”政策的實施可以減少企業0.68%的總稅負。外購商品及勞務對總稅負的效應系數為負，且通過了1%的顯著性水平。表明外購商品及勞務的增加會顯著減輕生產性服務業上市公司總稅負。在其他條件不變的情況下，外購商品及勞務每增加1個單位，生產性服務業上市公司的總稅負會降低1.3%。營改增、外購商品和勞務均有效降低企業的有效稅負，符合我們基本假設，符合稅收理論。

控制變量中營業毛利率、企業規模與企業總稅負有顯著的正相關關系，即企業規模越大，營業毛利率越高，其稅負就越重，結論符合經濟學的規模效應。具體而言，營業毛利率每增加1個單位，生產性服務業上市公司總稅負會增加0.12%；企業規模每增加1個單位，生產性服務業上市公司總稅負會增加1.17%。而資產負債率與總稅負呈負相關的關系，即資產負債率越高，企業總稅負越輕。這也符合理論情況，但是其負相關關系并不顯著。

(二)“營改增”對生產性服務業盈利能力影響的實證分析

對模型進行豪斯曼檢驗，結果顯示P值為0，說明拒絕原假設，應建立固定效應模型。

1.固定效應模型檢驗結果

使用聚類穩健標準誤進行回，“營改增”對企業盈利能力變動的效應檢驗結果如表8所示。

表8 “營改增”影響盈利能力的固定效應模型實證結果

注：“***”、“**”、“*”分別表示1%、5%及10%的顯著性水平。

2.實證結果分析

結果F檢驗顯示P值為0.000，表明應當強烈拒絕原假設，認為固定效應模型明顯優于混合回歸，應該允許每位個體擁有自己的截距項。

“營改增”政策對企業盈利能力的效應系數為負，并且通過了5%的顯著性水平。說明“營改增”會顯著降低生產性服務業企業上市公司盈利能力，與假設相悖。其原因可能在于，企業盈利能力受多方因素的影響，“營改增”作為一項稅收政策，對促進企業提高盈利能力和競爭力的間接作用不大，同時也說明了“營改增”帶來的減稅效應并沒有使企業加大對其研發費用等能提高企業盈利能力和競爭力方面的費用支出；另外，可能由于我國生產性服務業自身發展不完善、規模較小以及“營改增”政策推行的年限較少，以至于“營改增”政策對于生產性服務業企業盈利能力提高作用不能顯現。外購商品及勞務對企業盈利能力的效應系數為正，且通過了5%的顯著性水平。

外購商品及勞務提高生產性服務業上市公司盈利能力明顯。在其他條件不變的情況下，企業外購商品及勞務每增加1%，其盈利能力下降2.55%，符合稅收理論。外購商品及勞務的增加會提高企業盈利能力。外購商品及勞務的增加使稅收減少的同時盈利能力提高的可能途徑是企業將節省下來的稅費等資金外購商品和勞務用于研發的投入等能提高公司盈利能力方面的投入，導致了外購商品及勞務在降低總稅負的同時，提高生產性服務業上市公司的盈利能力。

控制變量中營業毛利率與企業盈利能力有顯著的正相關關系。即企業營業毛利率越高，其盈利能力就越強。具體而言，企業營業毛利潤每上升一個單位，企業的盈利能力會增加0.70%。而資產負債率、企業規模與企業盈利能力為負相關，即生產性服務業上市公司的資產負債率越高、企業規模越大，其企業盈利能力可能就會越低。但是，資產負債率與企業盈利能力的這種負相關關系顯著，而企業規模與企業盈利能力的負相關關系并不顯著。

五、結論及政策含義

基于前文的理論分析與實證分析，可以得出以下研究結論：

首先，“營改增”政策對生產性服務業上市公司減稅效應顯著。由理論分析可知，“營改增”的減稅效應主要取決于企業的外購商品及勞務能取得可抵扣進項的多少，實證分析表明，“營改增”后，企業外購商品及勞務增加，使企業總稅負降低。同時，外購商品及勞務對企業稅負下降的影響遠大于“營改增”政策所帶來的減稅效應。

其次，“營改增”政策對生產性服務業上市公司盈利能力影響呈顯著負相關，拒絕了原假設：“營改增”會提高上市公司的盈利能力。產生這種情況的可能的原因是：“營改增”后，外購商品及勞務的增加盡管增加了企業的進項稅額，減輕了企業稅負，但新增的固定資產等外購商品及勞務未用于研發和擴大再生產，而是直接計入了生產性服務業企業的生產成本，從而沖減了企業利潤，導致銷售利潤率的下降，從而表現為以銷售利潤率為衡量指標的生產性服務業企業盈利能力下降。此外我國的生產性服務業起步晚，與發達國家相比還有很大的差距，加上“營改增”政策所實施的時間不長，本身政策的不完善與實施過程的逐步推進，使得“營改增”政策應當具有的提高企業盈利能力的作用沒有發揮出來。

“營改增”并未有效提升生產性服務業的盈利能力，我們的政策含義并非是否定“營改增”政策。本文政策含義在于“營改增”確實降低了生產性服務業的稅收負擔，起到減稅的預期目標，但是其并未明顯提升生產性服務業的盈利能力，“營改增”后的增值稅仍然存在進一步完善的空間，比如規范扣除范圍、進一步簡化并降低稅率等。

注釋：

①根據財稅〔2017〕37號文：“簡并增值稅稅率，2017年7月1日起，取消了13%增值稅稅率。”財稅〔2018〕32號文：“調整增值稅稅率，2018年5月1日起，原適用17%和11%稅率的分別調整為16%和10%稅率。”但是考慮到樣本企業2018年5月之前按照17%，11%計稅，所以文章仍然以17%、11%稅率分析企業稅負。

②小型微利企業所得稅稅收優惠政策：滿足小微企業認定標準的企業，企業所得稅稅率20%；財稅〔2015〕34號、〔2015〕99號規定：“自20151月1日起至2017年12月31日起，對年所得30萬以下的小型微利企業，其所得減按50%計入應納稅所得額，按20%的稅率繳納企業所得稅。”

③企業所得稅研發費用加計扣除規定：“企業發生的研究開發費用，未形成無形資產計入當期損益的，在按照規定據實扣除的基礎上，按照研究開發費用的50%加計扣除，形成無形資產的，按照無形資產成本的150%攤銷。”