“營改增”政策對上市公司會計穩健性的影響

內容提要：制度環境是影響企業會計信息質量的重要因素。基于我國營改增改革實踐，利用雙重差分法研究營改增政策對企業會計穩健性的影響效應及作用路徑，并進一步考察企業特征對上述影響效應的異質性。研究表明：營改增政策有助于緩解企業融資約束、降低企業稅收負擔，同時滋生企業高管攫取超額薪酬，進而降低企業會計穩健性。異質性檢驗表明，在非國有企業、年輕企業以及高成長性企業中，營改增降低會計穩健性的政策效應更加顯著。本文的研究結論對“十三五”規劃提出的進一步深化財稅體制改革，提高經濟運行信息的及時性和準確性具有借鑒意義。

關鍵詞：營改增;會計穩健性;融資約束;稅收負擔;超額薪酬

中圖分類號：F274文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2020）03-0094-10

收稿日期：2019-10-22

作者簡介：丁汀（1993-），女，南京人，南京大學管理學院博士研究生，研究方向：公司稅務和公司治理。

基金項目：國家自然科學基金項目，項目編號：71672082，71602085;江蘇省社會科學基金青年項目，項目編號：15EYC005。

會計穩健性作為衡量企業信息質量的重要指標，要求企業對交易或者事項進行會計確認、計量和報告時保持謹慎性原則，及時確認費用和損失，延遲確認收入，最大化負債價值，最小化資產價值[1]，最終表現為企業對收益和損失的確認具有非對稱性[2]。會計穩健性具有重要的企業治理功能，不僅有助于降低信息不對稱，減少代理成本，還有利于發揮會計信息在經濟活動中的指導作用。

作為“十三五”期間深化財稅體制改革的重要內容，營改增稅收制度改革的直接目的在于消除企業重復征稅，進而減輕企業稅收負擔，深層次目的則是實現上下游企業之間的分工與調整，進而促進產業轉型升級。營改增政策通過改變企業的外部契約環境和內部財務績效，會對企業的融資約束、稅收負擔和高管行為等方面產生重要影響，而上述三方面又是影響企業會計穩健性的重要因素[3]。

本文基于營改增改革的制度背景，采用雙重差分法檢驗營改增政策對企業會計穩健性的影響效應及作用路徑，并進一步考察企業控制權性質、年齡以及成長性等特征對營改增政策效應的異質性影響。本文可能的研究貢獻主要在于從會計政策決策視角拓展了營改增政策影響微觀企業行為的研究框架，又從稅收政策視角豐富了會計穩健性影響因素的研究，并深化了企業不同特征對營改增政策效應的交互影響研究。

一、營改增政策影響會計穩健性效應理論分析與研究假設

1.?基于緩解融資約束視角的影響路徑分析。穩健的會計信息可以降低企業與債權人之間的信息不對稱，進而減少債務風險，優化債務契約效率[4]。因此，基于債務契約視角，企業為了獲得更大的債務融資規模，實現更低的債務融資成本，會努力提升企業的會計穩健性。營改增政策可以從內外兩方面緩解企業的融資約束，降低企業的舉債動機，進而影響企業提升會計穩健性的積極性。

一方面，營改增政策有助于增強企業的內部資金供給，打通了上下游企業之間的抵扣鏈條，避免了重復征稅。企業外購材料、投資資產或者接受服務而獲得的增值稅進項稅可以直接抵扣增值稅銷項稅，進而減少了稅費支出，增加了經營現金流量。盡管政策的抵扣效應會引起固定資產或無形資產投資原值的下降，進而減少可供稅前扣除的折舊或攤銷基數，在稅盾效應下減少經營現金流量。但進項稅直接抵扣的稅收優惠要大于折舊或攤銷的抵稅力度，因此，營改增政策對企業內部現金凈流量的影響總體為正，有利于增加企業可支配收入[5]。

另一方面，營改增政策有助于提升企業的外部融資能力。基于信號傳遞理論，政策效應下企業內部現金流的改善和風險水平的下降不僅有利于降低市場必要報酬率，還有助于強化外部投資者的投資信心，緩解因信息不對稱導致的外部融資溢價，降低外部融資成本。

綜上，營改增政策通過增強企業內部資金供給，提升企業外部融資能力，有助于緩解企業的融資約束，進而弱化企業對外提供高會計穩健性的動機。邏輯關系為：營改增試點企業——融資約束緩解——會計穩健性降低。

2.?基于降低稅收負擔視角的影響路徑分析。穩健的會計政策具有及時確認損失和謹慎確認收入的特征，有助于減少當期報告利潤。因此，當企業面臨較重的稅收負擔時，為了降低稅務成本，保留更多盈余，企業有動機采取穩健的會計政策來調低報告利潤，增加自身收益，進而影響企業提升會計穩健性的積極性。

營改增政策的進項抵扣效應有助于降低企業的投資成本，進而激發企業投資積極性，促使企業擴大投資規模。因此，企業會新增大量的固定資產折舊和無形資產攤銷等稅前扣除項，“非債務稅盾”的增加有利于所得稅負的下降[6];與此同時，通過改變流轉稅計征機制并設置新的稅率，會帶來企業銷售端、采購端和投資端的價稅分離，引起附加稅費計稅基礎的變化，進而產生會計核算差異。

綜上，營改增政策通過改變企業在采購、銷售和投資環節的計稅方式，會引起會計核算結果的差異，同時通過促進企業的資產投資熱情，新增可用于稅前扣除的“非債務稅盾”，進而在總體上有助于降低企業的所得稅負，弱化企業對外提供高會計穩健性的動機。邏輯關系為：營改增試點企業——所得稅負降低——會計穩健性降低。

3.?基于高管攫取超額薪酬視角的影響路徑分析。最優薪酬契約理論認為，為了協調股東與管理層之間的利益沖突，應當制定最優薪酬激勵契約，通過基于業績的薪酬制度把股東和管理層的利益進行綁定，最小化代理成本。會計穩健性對于穩定和維護股東與管理層之間的薪酬契約具有重要作用，原因在于穩健的會計政策可以低估收入和盈余、高估成本和損失，進而減少可供高管攫取的資源，抑制高管尋租以獲取超額薪酬的動機，緩解代理問題[3]。

而營改增政策通過減少稅收負擔，降低投資成本，有助于增加企業的自由現金流[7]。根據委托代理理論，自由現金流的增加提供了管理層尋租的空間，會滋生高管攫取超額薪酬的機會主義行為[8]。管理層超額薪酬的增加勢必會要求高管對薪酬分配結果進行合理解釋，即要求高管提供合理的薪酬辯護，此時，管理層通過提高薪酬—業績敏感性，可以為其獲取超額薪酬進行正當合理的辯護[9]。進一步的，為了提高薪酬—業績敏感性，實現自身利益最大化，管理層傾向于采取激進的會計政策來提升會計業績，從而使得會計穩健性大大降低。

綜上，營改增政策通過增加企業自由現金流，會滋生高管攫取超額薪酬的行為，為了實現超額薪酬辯護，高管傾向于通過“改善”企業會計業績來增強薪酬—業績敏感性，進而弱化企業對外提供高會計穩健性的動機。邏輯關系為：營改增試點企業——高管攫取超額薪酬——會計穩健性降低。

基于上述分析，本文提出如下假設：在其他條件不變的情況下，營改增政策顯著降低了試點企業的會計穩健性。

二、研究設計

（一）研究方法、樣本選擇與數據來源

使用雙重差分法評估政策效應的前提是政策符合外生性要求，且不存在內生性反應。外生性要求方面，要求受政策影響的樣本是隨機選擇的，本文的研究對象均為上市公司，企業在上市選址時并不會預知哪些地區會實施營改增改革，因此政策效應滿足外生性要求。內生性反應方面，本文剔除了樣本期內注冊地發生遷移的企業，避免遷移的內生性影響。因此，使用雙重差分法評估營改增政策效應具有合理性。

本文以2009-2015年滬深兩市A股上市公司為初始樣本，并按照以下標準對樣本進行進一步篩選：（1）剔除金融行業以及制造行業的樣本;（2）剔除當年新上市以及樣本期間注冊地發生遷移的樣本;（3）剔除ST、*ST處理或退市的樣本;（4）剔除資產負債率小于0或大于1的樣本;（5）剔除實際稅率小于0或大于1的樣本;（6）剔除終極控制人為事業單位、集體企業以及無法識別的樣本;（7）剔除研究變量數據缺失的樣本。上述篩選之后，最終得到1340個觀測樣本。為排除極端值的干擾，對所有連續變量在上下1%進行Winsorize縮尾處理。本文的研究數據來源于Csmar數據庫以及Wind數據庫。

（二）變量定義

1.?被解釋變量：會計穩健性（C-score）。Basu（1997）[2]通過盈余—股票報酬反向回歸方法首次量化了會計穩健性，但是Basu模型并不能計算出公司—年度的會計穩健性，且模型對股票回報率小于0的樣本依賴較大，導致樣本量受到限制。Khan and Watts（2009）[10]對Basu模型進行了發展和修正，構建了衡量公司—年度信息確認及時性不對稱模型（K-W模型），通過計算C-score指數來衡量企業的會計穩健性。C-score指數法可以避免產生過多的交互項，更利于解釋回歸結果，且更能適應中國的制度背景。因此，本文借鑒Khan and Watts（2009）的方法，構建K-W模型來計算C-score指數。具體過程如下：

ESPi，t/Pi，t-1=β0+β1*Di，t+β2*Ri，t+β3*Di，t*Ri，t+εi，t（1）

G-score=β2=μ0+μ1*Size+μ2*MTB+μ3*Lev （2）

C-score=β3=γ0+γ1*Size+γ2*MTB+γ3*Lev（3）

模型（1）為經典的Basu模型。模型（1）中，ESPi，t表示企業i在t年扣除非經常性損益后的基本每股收益。Pi，t-1表示企業i在（t-1）年末的股價（即企業在t年4月最后一個交易日的收盤價）。Ri，t表示企業i從t年5月至（t+1）年4月經市場調整后的股票年度收益率。Di，t為虛擬變量，若Ri，t為負，則Di，t取值為1，否則取值為0。模型（1）中，β2衡量了企業會計盈余對“好消息”的反應及時性，（β2+β3）衡量了企業會計盈余對“壞消息”的反應及時性。因此，β3衡量了企業會計盈余對“壞消息”相較于對“好消息”的反應及時性增量。若β3為正，表明企業對“壞消息”的反應更為迅速，企業的會計穩健性更強。

模型（2）與模型（3）中，Size表示企業規模，用年末資產總額的自然對數來衡量;MTB表示企業市賬比，用股權市值與股權賬面價值的比值來衡量;Lev表示企業資產負債率，用年末負債總額與年末資產總額的比值來衡量。模型（2）的G-score即代表每個公司—年度層面會計盈余對“好消息”的反應及時性。模型（3）的C-score即代表每個公司—年度層面的會計穩健性程度。

進一步，將模型（2）和模型（3）代入模型（1），整理得到如下模型（4）。對模型（4）進行分年度回歸得出系數γ0、γ1、γ2和γ3，代入模型（3）即可得到每個公司—年度層面的會計穩健性C-score。C-score的數值越大，表明企業的會計穩健性越高。

ESPi/Pi=β0+β1*Di+Ri*（μ0+μ1*Sizei+μ2*MTBi+μ3*Levi）+Di*Ri*（γ0+γ1*Sizei+γ2*MTBi+γ3*Levi）+（δ1*Sizei+δ2*MTBi+δ3*Levi+δ4*Di*Sizei+δ5*Di*MTBi+δ6*Di*Levi）+εi（4）

2.解釋變量：Time和Reform。政策時間變量設置虛擬變量Time來區分，樣本年度位于營改增政策實施之前，Time取值為0，政策實施之后，Time取值為1。實驗組和對照組設置虛擬變量Reform來區分， 將首批實施營改增政策試點的行業（下文簡稱“1+6”行業）定義為實驗組，Reform取值為1;將最后一批實施營改增政策試點的行業定義為對照組，Reform取值為0①。交互項Time*Reform的系數衡量了營改增政策對實驗組會計穩健性的影響效應，是本文重點關注的變量。

3.控制變量。本文控制以下變量：企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、盈利能力（Roa）、股權集中度（Cr）、市賬比（MTB）。此外，為了降低行業和宏觀因素的影響，進一步控制了行業（Industry）和時間（Year）效應的影響。具體變量定義如表1所示。

（三）模型設定

為了檢驗假設，檢驗營改增政策與企業會計穩健性之間的關系，構建如下模型（5）：

C-score=α0+α1Time+α2Reform+α3Time*Reform+αnControls+Industry+Year+ε（5）

其中，Time*Reform的系數衡量了營改增政策對企業會計穩健性的影響效應，若假設成立，營改增政策顯著降低了企業的會計穩健性，則Time*Reform的系數α3預期顯著為負。

三、實證結果與分析

（一）描述性統計與單變量檢驗

表2列示了主要變量的描述性統計結果，其中，衡量企業會計穩健性的C-score指數均值和中位數分別為0.035和0.037，說明我國上市企業整體上采取了較為穩健的會計政策;最小值和最大值分別為-0.506和0.669，說明我國上市企業之間的穩健性程度仍存在較大差異。進一步分析Time和Reform的分布可知，營改增政策實施之前的樣本數為955，政策實施之后的樣本數為385;實驗組樣本數為665，對照組樣本數為675。其余變量的分布特征與現有相關文獻的統計結果基本保持一致，不再贅述。

表3列示了營改增政策與會計穩健性的單變量檢驗結果。單變量檢驗首先分析了全樣本企業在營改增政策實施前后會計穩健性的變化結果，并進一步對比了實驗組企業和對照組企業的會計穩健性在政策前后的變化差異。觀察均值的T檢驗結果可知，全樣本企業的C-score指數均值在營改增政策實施之后從0.026上升至0.057，說明政策效應下樣本企業的會計穩健性整體呈現提高趨勢。進一步對比可知，實驗組企業的C-score指數均值在政策實施之后從0.028下降至0.014，說明政策效應下實驗組企業的會計穩健性出現一定程度的下降。相反，對照組企業的C-score指數均值在政策實施之后從0.023上升至0.109，表明在時間趨勢的影響下，對照組企業的會計穩健性有了顯著提升。綜上可知，營改增政策對實驗組企業的會計穩健性具有顯著的負向影響，初步證明了假設。中位數的Wilcoxon Z統計檢驗結果同樣支持上述推論。

（二）營改增政策效應檢驗——基本檢驗

表4的列（1）和列（2）檢驗了營改增政策對企業會計穩健性的影響。結果顯示，在不考慮控制變量的影響下，列（1）中營改增政策效應變量Time*Reform的系數在1%的水平上顯著為負。加入控制變量的影響后，模型（5）的擬合優度提升至0.553，交互項Time*Reform的系數仍在1%的水平上顯著為負。上述結果說明，在控制其他因素的影響下，營改增政策顯著降低了企業的會計穩健性。此外，列（1）和列（2）中Reform的系數均不顯著，這意味著在營改增政策實施之前，實驗組樣本和對照組樣本的會計穩健性并不存在顯著差異，一定程度上緩解了“樣本選擇偏差問題”。

為了控制不可觀測但不隨時間變化的組間差異，保證實驗組樣本和對照組樣本滿足平行性假設，參照Heckman et al.（1997）提出的基于得分傾向匹配的雙重差分模型（PSM-DID模型），重新檢驗營改增政策對企業會計穩健性的影響效應。首先選取企業規模、資產負債率、總資產收益率、第一大股東持股比以及市賬比等企業個體變量作為特征變量，然后依據特征變量使用Logistic模型對每一樣本成為實驗組的概率進行估計，并采用核匹配法根據傾向得分值的相近程度一一匹配實驗組和對照組，最后將匹配后的樣本代入模型（5）進行回歸檢驗。表4列（3）列示了PSM-DID模型的檢驗結果，Time*Reform的系數在1%的水平上顯著為負，結論保持不變。

（三）營改增政策效應檢驗——基于企業特征的異質性檢驗

上文理論分析中提到，營改增政策能夠通過緩解融資約束、降低稅收負擔以及誘發高管攫取超額薪酬這三條路徑來影響企業的會計穩健性。考慮到不同特征企業在上述路徑中受到的影響各異，因此本文基于控制權性質、企業年齡和企業成長性這三個不同視角，進一步研究營改增政策對不同企業會計穩健性產生的異質性影響。

第一，控制權性質。首先，非國有企業長期以來面臨嚴重的信貸歧視現象，為了獲得信貸資源需要支付更高的融資成本。而國有企業往往更容易獲得信貸政策的支持和傾斜，信貸資源豐富。因此，相比于非國有企業，國有企業受融資約束的影響較小。其次，國有企業承擔著解決地方稅收、就業、環保等問題的政策性目標，與此同時，政府有動機對國有企業因承擔社會目標而造成的經濟效率損失進行補貼。因此，相比于非國有企業，稅負壓力并不會直接影響國有企業的業績和考核，使得國有企業的稅收敏感性較弱，并不會隨著稅收政策變化及時調整經濟行為。最后，國有企業存在嚴格的高管薪酬管制政策，不僅減弱了高管攫取超額薪酬的動機，還降低了高管對薪酬所得進行辯護的需求。因此，相比于非國有企業，超額薪酬因素對國有企業的影響并不顯著。綜上所述，本文認為營改增政策對非國有企業會計穩健性的影響更明顯。表5的列（1）列示了企業控制權性質對營改增政策效應的影響，Soe代表企業的控制權性質，企業為國有企業時取值為1，否則取值為0。列（1）中，Time*Reform*Soe的系數在1%的水平上顯著為正，說明營改增政策降低會計穩健性的效應主要體現在非國有企業中，證明了上述推論。

第二，企業年齡。一方面，年輕企業信息披露質量較差，進而導致信息不對稱程度較高，再加上抵押品較少，信用級別較低，往往面臨著較大的經營風險和融資約束。另一方面，年輕企業基于高速擴張的特點，對資金的需求量較大，進而對稅負壓力的敏感性更強。綜上所述，本文認為營改增政策緩解融資約束，降低稅收負擔的政策效應主要作用于年輕企業，成熟企業受政策的影響相對較小，因此對年輕企業會計穩健性的影響更明顯。表5的列（2）列示了企業年齡對營改增政策效應的影響，Age代表企業的上市年限，用（當年年度-上市年度+1）來衡量。列（2）中，Time*Reform*Age的系數在1%的水平上顯著為正，說明營改增政策降低會計穩健性的效應主要體現在年輕企業中，證明了上述推論。

第三，企業成長性。相比于低成長性企業，高成長性企業存在更多的未來增長機會，需要企業不斷擴大生產規模，加大投入產品研發，盡快搶占市場份額，進而產生更大的融資需求。但更多的成長空間也意味著更大的不確定性，這種不確定性不僅會加劇內外部信息不對稱，甚至會引起訴訟風險，造成現金流危機。因此，高成長性企業往往受到融資約束困擾，且現金流敏感性更強。此時，高成長性企業傾向于采取更穩健的會計政策，來緩解代理成本，降低融資約束，減少稅費支出。綜上所述，本文認為高成長性企業受益于營改增政策的程度更大，政策對高成長性企業會計穩健性的影響更明顯。表5的列（3）列示了企業成長性對營改增政策效應的影響，TQ代表企業的成長性，用（每股股價*流通股股數+每股凈資產*非流通股股數+負債賬面價值）除以總資產賬面價值來衡量。列（3）中，Time*Reform*TQ的系數在1%的水平上顯著為負，說明營改增政策降低會計穩健性的效應主要體現在高成長性企業中，證明了上述推論。

（四）營改增政策效應檢驗——基于作用路徑的檢驗

為了驗證融資約束的緩解、稅收負擔的降低以及高管超額薪酬的攫取是營改增政策影響企業會計穩健性的作用路徑，參照Gu et al.（2008）的研究，在模型（5）的基礎上，構建如下中介效應模型（6）-（8）進行進一步檢驗：

Mech=γTime*Reform+βnControls+Industry+Year+ε（6）

C-score=ηMech+βnControls+Industry+Year+ε（7）

C-score=α′Time*Reform+η′Mech+βnControls+Industry+Year+ε（8）

其中，變量Mech代表本文的三個中介變量：融資約束（KZ）、稅收負擔（Rate）和超額薪酬（Overpay）。上文模型（5）檢驗營改增政策對會計穩健性的影響效應;模型（6）檢驗營改增政策對中介變量的影響效應;模型（7）檢驗中介變量對會計穩健性的影響效應。若模型（5）中系數α3、模型（6）中系數γ、模型（7）中系數η均顯著，則將營改增政策效應變量Time*Reform和中介變量Mech同時對會計穩健性C-score進行回歸，即對模型（8）進行回歸。此時，若模型（6）中系數γ和模型（8）中系數η′均顯著異于0，說明中介效應成立，即營改增政策通過該中介變量降低了會計穩健性。進一步，若模型（8）中系數α′不顯著，說明存在完全中介效應，即僅此中介變量發揮作用;若模型（8）中系數α′顯著但絕對值小于α3，說明存在不完全中介效應，即除了該中介變量發揮作用之外，另有其他合理的作用路徑。需要注意的是，若模型（6）中系數γ和模型（8）中系數η′有任意一個不顯著，那么就需要進行Sobel檢驗來判斷該中介變量是否存在中介效應。

1.?融資約束影響路徑的中介效應檢驗。參照Kaplan and Zingales（1997）的研究，構建“KZ指數”來衡量企業的融資約束程度（KZ），建立如下模型（9）：

KZ=-1.002CashFlow+0.283TQ+3.139Lev-39.368Dividends-1.315CashHoldings （9）

模型（9）中，CashFlow為企業的現金流水平，定義為企業現金流量與滯后一期固定資產的比值;TQ為企業托賓Q值，Lev為企業資產負債率，定義同上文;Dividends為企業的現金股利水平，定義為企業現金股利與滯后一期固定資產的比值;CashHolding為企業的現金持有水平，定義為企業現金與現金等價物持有量與滯后一期固定資產的比值。KZ指數的值越大，說明企業的融資約束程度越高。

表6列示了融資約束路徑的回歸結果。表6列（2）中Time*Reform的系數在5%的水平上顯著為負，說明營改增政策緩解了企業的融資約束;列（3）中KZ的系數顯著為正，說明企業的融資約束與會計穩健性顯著正相關;列（4）中KZ的系數顯著異于0，且Time*Reform的系數絕對值為0.136，小于列（1）中的0.138，t值絕對值也有所下降。檢驗結果證實了營改增政策效應的融資約束路徑，且該路徑并不唯一。

2.?稅收負擔影響路徑的中介效應檢驗。采用所得稅費用與息稅前利潤的比值來衡量企業的實際稅率水平（Rate），表7列示了稅收負擔路徑的回歸結果。表7列（2）中Time*Reform的系數在10%的水平上顯著為負，說明營改增政策降低了企業的稅收負擔;列（3）中Rate的系數顯著為正，說明企業的稅收負擔與會計穩健性顯著正相關;列（4）中Rate的系數顯著異于0，且Time*Reform的系數絕對值下降至0.135，t值絕對值下降至6.125。檢驗結果證實了營改增政策效應的稅收負擔路徑，且該路徑并不唯一。

3.?超額薪酬影響路徑的中介效應檢驗。參照Core et al.（2008）的研究，通過計算高管實際薪酬與預期薪酬之間的差額來衡量高管的超額薪酬水平（Overpay）。首先，建立如下高管薪酬決定模型（10）：

Exepi，t=β0+β1Sizei，t+β2Levi，t+β3Roai，t+β4Roai，t-1+β5TQi，t+β6Zonei，t+Industry+Year+εi，t （10）

模型（10）中，Exepi，t表示企業高管的實際薪酬水平，用企業前三名高管薪酬總額的自然對數來衡量;Zonei，t為衡量企業區域差異的變量，具體劃分為東部、中部、西部與東北部;模型（10）中其他變量的定義同上文。其次，將樣本數據代入模型（10）進行回歸得到具體的回歸系數。然后，根據回歸得出的系數結合各變量實際數值計算得出高管的預期薪酬水平ExpectedExepi，t。最后，根據如下模型（11），計算出高管實際薪酬水平與高管預期薪酬水平之間的差額，即高管的超額薪酬水平（Overpay）。Overpay的值越大，說明高管的超額薪酬水平越高。

Overpayi，t=Exepi，t-ExpectedExepi，t（11）

表8列示了超額薪酬路徑的回歸結果。表8列（2）中Time*Reform的系數在10%的水平上顯著為正，說明營改增政策提升了高管的超額薪酬水平;列（3）中Overpay的系數顯著為負，說明高管超額薪酬水平與會計穩健性顯著負相關;列（4）中Overpay的系數顯著異于0，且Time*Reform的系數絕對值下降至0.134，t值絕對值下降至5.982。檢驗結果證實了營改增政策效應的超額薪酬路徑，且該路徑并不唯一。

（五）穩健性檢驗

1.?替換主模型被解釋變量。借鑒Givoly and Hayn（2000）的方法，重新構建衡量企業會計穩健性的代理指標NAccp。NAccp用企業最近三年非經營性應計項目之和與期末資產總額比值的相反數來衡量，企業的非經營性應計項目用企業總應計項目與經營性應計項目之差來衡量。企業總應計項目定義為（凈利潤+累計折舊和攤銷-經營活動現金凈流量）;企業經營性應計項目定義為（應收類項目變動+存貨項目變動+預付類項目變動-應付類項目變動-預收類項目變動）。NAccp的數值越大，表明企業的會計穩健性越高。表9列（1）列示了替換被解釋變量的檢驗結果，Time*Reform的系數在5%的水平上顯著為負，結論保持不變。

2.替換主檢驗模型。Basu模型和K-W模型都是基于資本市場的數據，數據的合理性和準確性比較依賴于資本市場的有效性。應計—現金流模型放松了對資本市場有效性的依賴，因此本文參照Ball and Shivakumar（2005）的方法，使用應計—現金流模型來衡量企業的會計穩健性，具體模型如下：

Acci，t=β0+β1DCFOi，t+β2CFOi，t+β3DCFOi，t*CFOi，t+β4Time*Reform+β5DCFOi，t*CFOi，t*Time*Reform+βnControls+Industry+Year+εi，t（12）

其中，Acci，t表示企業i在t年的總應計項目之和，定義為（凈利潤+累計折舊和攤銷-經營活動現金凈流量）與資產總額的比值;CFOi，t表示企業i在t年的經營性現金流量水平，定義為經營活動現金凈流量與資產總額的比值;DCFOi，t為啞變量，若CFOi，t為負，則取值為1，否則取值為0。營改增政策效應變量Time*Reform的定義同上文。β3越大，表明企業的會計穩健性越強。表9列（2）列示了替換檢驗模型的檢驗結果，DCFO*CFO*Time*Reform的系數在10%的水平上顯著為負，說明營改增政策顯著降低了企業的會計穩健性，結論保持不變。

3.?反事實分析的安慰劑檢驗。本文的核心結論是營改增政策顯著降低了企業的會計穩健性，那么在營改增政策實施之前的年度，試點企業的會計穩健性呈現怎樣的變化趨勢呢？為了保證結論的穩健性，即企業會計穩健性的下降確實可歸因于營改增政策，必須證實以下推論：實驗組企業的會計穩健性在營改增政策實施之前并沒有出現顯著下降的變化趨勢。我們將樣本區間限定為2009-2011年度，并假設營改增政策在2011年實施，構建新的交互項T2011*Reform，檢驗實驗組企業的會計穩健性是否2011年就發生顯著下降。表9列（3）列示了反事實分析的檢驗結果，T2011*Reform的系數在1%的水平上顯著為正，說明在營改增實施之前的2011年度，實驗組企業的會計穩健性并沒有發生顯著下降。安慰劑檢驗表明營改增政策的實施確實對企業會計穩健性的下降具有重要影響。

4.?本文還進行了以下穩健性檢驗：（1）考慮不同的時間窗口，將研究樣本期間定義為2010-2015;（2）將對照組僅定義為建筑類上市企業;（3）使用Basu模型和盈余反轉模型來衡量企業的會計穩健性;（4）參照Hadlock and Pierce（2010）的做法，構建SA指數來衡量企業的融資約束程度;（5）參考Stickney and McGee（1982）的做法，將企業實際稅率定義為所得稅費用/（稅前利潤-遞延所得稅費用/法定稅率）;（6）在模型中進一步控制企業的其他特征變量。上述檢驗結果與本文主要研究結論保持一致，保證了結論的穩健性（限于篇幅，數據結果未列示）。

四、研究結論與啟示

（一）研究結論

穩健的會計政策有利于促進資源的高效配置、保障投資者的合法利益、維護資本市場的有序運行。本文基于會計政策決策的視角研究了營改增政策對微觀企業行為的影響效應和作用路徑。研究發現：（1）營改增政策顯著降低了試點企業的會計穩健性。（2）基于企業特征的異質性檢驗表明，企業控制權性質、企業年齡以及企業成長性會對營改增政策效應產生調節作用，對會計穩健性的負向影響主要體現在非國有企業、年輕企業以及高成長性企業中。（3）基于作用路徑的檢驗表明，營改增政策會通過緩解融資約束、降低稅收負擔以及滋生高管攫取超額薪酬這三條路徑來降低企業的會計穩健性。上述結論在控制內生性問題及替換主要變量的穩健性測試后依然成立。

（二）政策性建議

第一，強化營改增政策對企業會計政策行為的影響效應評估。以往研究主要基于微觀視角探究企業特征對會計政策行為的影響，本文提供了宏觀稅制改革影響企業會計政策行為的經驗證據。因此，要全面評估營改增改革的微觀經濟后果，除了關注改革對企業投融資行為以及企業經營績效等方面的影響，也應當重視改革對企業會計政策行為的影響。“十三五”規劃提出：“要提高經濟運行信息的及時性和準確性”。因此，對于政策制定者，在進一步深化增值稅改革的同時，需要出臺相關配套措施，保證企業信息披露的及時性和準確性，全面提升信息披露質量;對于企業自身，在享受營改增政策紅利的同時，需要全面評估政策對企業產生的間接影響，防止政策對會計政策選擇造成的不利影響。

第二，防止營改增政策誘發企業管理層的機會主義行為。政策的減稅效應和分工效應會給企業帶來政策紅利，此時難免會誘發企業管理層的機會主義動機，滋生管理層的掏空行為。因此，企業應當加強對管理層的監督，對外減少信息不對稱程度，對內強化內控體系建設，盡可能降低代理問題，保障企業最大程度享受政策紅利。

第三，由營改增政策效應的異質性可以看出：對于國有企業來說，應當大力推進國企市場化改革，解決所有者缺位問題，建立合理的薪酬激勵機制，進而完善內部治理，優化決策效率，提高對宏觀經濟政策的敏感性。對于年輕企業和高成長性企業來說，一方面，政府應當不斷優化金融供給機制，解決融資難的問題，不斷完善社會信用體系建設，緩解融資貴的問題;另一方面，政府應當完善和健全稅收優惠支持和財政補貼機制，加大減稅降費的力度，努力提升企業的發展動力和競爭能力。

注釋：

①?之所以將對照組定義為最后一批實施營改增政策試點的企業而非制造業企業，原因如下：制造業企業盡管不受營改增政策的直接影響，但通過與上游已實現營改增的服務業企業進行交易，仍可以獲得進項抵扣收益，受“營改增”政策的間接影響。因此，將制造業企業作為對照組噪音較大，會低估政策效應。最后一批實施營改增政策試點的建筑業、房地產業以及生活服務業在本文研究樣本期間尚未納入“營改增”改革，其與上下游企業（無論是制造業還是已實現營改增的服務業）交易時均無法獲得抵扣收益，完全不受營改增政策影響。因此，將最后一批實施營改增政策試點的企業作為對照組最具合理性。

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The Influence of the Policy of Replacing Business Tax with Value-Added Tax on the

Accounting Conservatism of Listed Companies：An Empirical Study of A-share

Listed Companies in Shanghai and Shenzhen

DING Ting

（School of Management，Nanjing University，Nanjing 210000，China）

Abstract：Institutional environment is an important factor that affects the quality of accounting information.Based on the practice of China′s state-run reform of replacing business tax with value-added tax， this paper uses the double difference method to study the effect of the policy of replacing business tax with value added tax on the accounting conservatism of enterprises，and further studies the heterogeneity of corporate characteristics on the above effects.The research shows that the policy of replacing business tax with value-added tax is helpful to ease the financing constraints of enterprises， reduce the tax burden of enterprises， and at the same time， it can breed the executives to grab the excess salary， thus reducing the accounting conservatism of enterprises.The heterogeneity test shows that in non-state-owned enterprises， young enterprises and high growth enterprises， the policy effect of replacing business tax with value added tax to reduce accounting conservatism is more significant.The conclusion of this paper can be used for reference to further deepen the reform of financial and tax system and improve the timeliness and accuracy of economic operation information proposed in the “13th Five-year Plan”.

Key words：replacing business tax with value-added tax; accounting conservatism; financing constraints; tax burden; excess compensation

（責任編輯：李江）