“營改增”、稅賦降低與企業生產率提升

楊揚，李子越

(中山大學 國際金融學院，廣東 珠海 519082)

中國增值稅的歷史可追溯至1979年首次試行的“營改增”政策，并在1984年確立了“雙軌并行”的營業稅與增值稅同時實行的稅制。中國實行的復稅制體系，在新中國成立以來的經濟發展中，有力地促進了中國經濟的發展，但也存在著諸多問題，如間接稅比重高、企業稅負重，并由此造成國內商品市場流動壁壘與商品價格高企等問題，對于消費、外貿、經濟轉型升級都產生了不利的影響，稅收體制亟需改革。中國自2012年1月1日起開始了營業稅改征增值稅的改革試點，示范地點與行業是上海的交通運輸業與部分現代服務業，并在此基礎上一步步擴大范圍，于2016年5月1日起，在全國各行業全面推行增值稅，營業稅開始告別歷史舞臺。魏陸發現，根據目前的政策實施效果，“營改增”的減稅效應明顯，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也有所凸顯[1]。由此可以看出，自2012年逐步推進的“營改增”稅制改革，對減輕企業稅賦、促進企業研發創新和產業鏈培育方面產生了積極效果。

在“營改增”的減稅效應中，大部分行業產業鏈減稅明顯，消除重復征稅。相對于營業稅，增值稅不僅消除了企業的重復征稅問題，還通過服務企業下游增值納稅人由取得營業稅發票不能抵扣變為取得增值稅發票可以抵扣，從而在產業鏈層面避免了重復征稅問題。盡管此次增值稅改革涉及行業僅包括服務業，但其作用仍然可以向外延伸至實體制造業。產業鏈帶來的減負效果是廣泛的，全面實施“營改增”后，下游企業由不能抵扣改為可抵扣，從而減輕來自產業鏈的稅負，由于產業鏈稅負受到下游企業是否可開具增值稅專用發票的影響，生產性服務業減負要大于生活性服務業。但亦有研究表明，有一部分的企業納稅增加，出現了“水漲而船未高”的情形，其主要原因則在于價格管制與稅率設置不當[2]。童錦治等從稅負轉移出發，發現不同企業的議價能力將影響“營改增”對企業實際流轉稅稅負的降低作用[3]。

在對企業研發創新的激勵中，“營改增”前，服務企業由于繳納增值稅，外購設備與不動產繳納稅額不準許抵扣；“營改增”后，服務業征收增值稅，外購設備與不動產包含在外購材料、服務所發生的進項中，允許抵扣。這使得外購設備成本大大降低，可以對企業加快設備更新和商業不動產購置產生較大的激勵效應；結余資金也可以用于設備的更新與研發，進而激發微觀主體活力與創造力。譚光榮等利用雙重差分傾向匹配得分法發現“營改增”政策促進了服務型制造業企業增加研發投入，且對不同規模的制造業上市公司的研發投入影響差異不大[4]。但也有曹平等學者提出，“營改增”政策顯著抑制了服務業企業的技術創新意愿，由于企業稅負減輕帶來的生存狀況的改善，企業對技術進步和提高生產率可能缺乏足夠的動力和熱情[5]。

在對產業鏈培育及專業化分工水平的影響中，“營改增”的全面實施，拉長了產業鏈并提高了服務業的專業化分工水平。以東方傳媒為例，過去由于營業稅的重復征收制約了集團公司制作和播出；“營改增”后，公司根據增值稅的抵扣制度特點推進節目制作與播出改制，成立了一批節目制作、技術服務公司，拓展對外服務，年均增長20%以上。因此，“營改增”在培育產業鏈和促進企業分工的同時，也涵養了稅源，促進了國民經濟的良性健康發展。根據錢曉東的研究，“營改增”對一體化程度越高，企業的研發激勵就越強，且在非國有企業影響顯著，在國有企業則無顯著影響[6]。

“營改增”從7年前的試點實施至今，已取得了稅制完善優化、企業減輕負擔、產業轉型優化等一系列積極影響，成為中國經濟轉型深化的巨大亮點，學界也對此展開了相關研究。為研究其對居民福利和經濟整體運行的影響，胡怡建等使用投入產出法與CGE模型相結合，測算了各行業“營改增”對中國宏觀經濟、產業結構與居民收入分配的影響。通過實證研究發現，“營改增”會使居民名義收入增長1.67%，但就業水平降低1.70%；在產業結構層面，工業促進作用大于服務業；就居民收入分配狀況而言，城鎮居民收入分配差距拉大，但農村居民收入分配差距縮小[7]。

在“營改增”對分工效應的影響上，陳釗等利用2008～2014年中國上市公司的數據并使用雙重差分的方法檢驗了企業經營范圍的變化與營業收入的變化，表明制造業企業開始更多地將業務外包，稅制改革促進了企業的專業化分工[8]。范子英等基于135個行業的投入產出表測算了產業互聯程度，并使用三重差分法(DDD)評估“營改增”這一稅制改革對企業減稅和分工的影響，研究認為，“營改增”企業的平均稅負沒有出現明顯的下降，但是在產業互聯水平較高的企業當中產生了明顯的減稅效應與分工效應[9]。

在“營改增”對分工效應、企業行為和企業績效的影響上，李成等利用2011～2013年企業微觀數據，通過雙重差分模型檢驗“營改增”的政策效果，發現企業人均銷售額顯著增加，企業全要素生產率顯著提升，且行業差距明顯[10]。周密基于中國上市企業對企業的研發投入進行實證研究，通過雙重差分固定效應方法，發現“營改增”顯著激勵了企業的研發投入，隨著時間的推移，這一效應逐漸增強，且存在企業異質性[11]。

我們總結以往的相關研究發現，在宏觀層面，既有文獻主要考察稅制改革對產業結構調整與專業分工的影響；在微觀層面，已有主要關注“營改增”政策對企業經營范圍與業績績效等所帶來的影響。而在對企業全要素生產率的討論上，還鮮有文獻探討“營改增”、稅收負擔與全要素生產率三者之間的關聯及其影響機制。總體而言，現有的相關研究還存在以下改進空間：其一，目前針對“營改增”的討論大多為實證研究，還需補充相應的理論模型給予說明；其二，大部分學者對全要素生產率影響因素的研究仍注重于資本質量、人力資源、技術水平等方面，對宏觀稅收政策與企業全要素生產率之間關聯及其傳導機制的研究仍然有待補充；其三，“營改增”從開始試點到全行業實施歷經4年，成果的顯現需要時間，早期的文獻由于數據不完善及改革成效尚未凸顯等原因，導致最后的實證結果可能存在偏誤，還需要最新的數據進行驗證。

因此，為探究“營改增”政策對企業全要素生產率的影響及其機制，本文建立理論模型，并提出假說，認為“營改增”改革減輕了中國企業稅收負擔，且通過促進企業研發與產業鏈專業化分工的途徑提高了中國企業的全要素生產率。本文基于中國上市公司數據，通過實證回歸證實了理論假說，并進行穩健性檢驗和企業異質性分析。本文的研究為全面了解“營改增”對企業生產率的作用機制提供了較為詳細的分析，為評估“營改增”的成果提供了事實依據，并為推進其他相關的稅制改革提供有益的參考。

一、理論模型與假說提出

增值稅與營業稅在實際征收方面存在顯著差異。增值稅可以進項抵扣，其實際稅負與生產環節無關；營業稅會經由生產環節逐步疊加，生產環節越多，實際稅負越重。下面將通過計算產品實際稅負率的方法比較兩稅種征收對企業稅負的影響。

假設生產環節為n，第i個生產環節的價格為Pi，第n個生產環節的價格為Pn，第i個環節的增加值為vi，第i個環節產品的增值稅率和營業稅率分別為tv和tb，則

(1)

增值稅是價外稅，進入進項抵扣賬戶核算，不計入生產成本，因此實際的稅負率等于增值稅率

Tv=tv

(2)

營業稅是價內稅，會隨著生產原料計入本環節的生產成本有重復征收問題，此時的征稅價格Pn為

(3)

為方便討論，不妨令各環節增值率為Δ，x為本環節增加值與征稅價格之比

(4)

(5)

在第n個生產環節時征收營業稅，各自對應的增加值與產品價格分別為

vn=v0(1+x)n-1(1+tb)nx

(6)

Pn=v0(1+x)n(1+tb)n

(7)

在第n個生產環節不征稅價格Pn'為

(1+x)n(1+tb)n]/[1-(1+x)(1+tb)]-1=

v0×[tb+x(1+x)n(1+tb)n+1]/[x+tb+xtb]

(8)

兩者相除，即可得到產品營業稅征收時的實際稅負率Tb

(9)

式中：若生產環節足夠多，對n取極限

(10)

由此可以提出本文的假說1： “營改增”后企業的實際稅負的變化與增值稅抵扣鏈條的完整度有關。

接下來對“營改增”所帶來的其他微觀效應進行探討。假設企業的生產決策分為兩個步驟：(1)選擇研發密度；(2)進行產量競爭。與此對應，企業的生產成本也可以分別看作兩部分：研發成本Cu與生產成本Cd。以Q代表產量，以c代表成本系數，以P代表產品價格，可以得到

(11)

在支付研發成本與生產成本后，企業的利潤π為

(12)

式中：a、b、c分別為需求函數的系數。研發投入z提高與專業化分工v都會帶來生產效率的提高，進而提高產量

(13)

式中：假設研發x的增長對產量Q的增加是線性的，分別設定為k、h，P為價格，e是需求彈性。

(14)

(15)

式中：LI即“勒拿指數”，MR代表邊際收益，MC代表邊際成本，e代表需求彈性，α為求偏導，根據式(12)，π的函數形式使π與Q、x相關，根據鏈式法則：

(16)

“營改增”稅制改革后，研發費用可抵扣，δx為實際承擔的研發費用，δ代表抵扣程度，0<δ<1。

對研發進行求導，得到新的一階條件

(17)

企業在研發投入方面得到了一個新的均衡點，企業可以通過提高研發投入獲得更多的消費者剩余，提高企業獲益。同時企業也會受益于“營改增”帶來的專業化分工提升，邊際成本會下降

(18)

此時，在價格不變的條件下，產品產量提高，勒拿指數降低，邊際成本曲線右移，企業獲得的生產者剩余增加，以此提高企業利潤。

為了進一步探究“營改增”所引起的研發投入提升與專業化分工延伸，借鑒Melitz[12]的生產成本假設對生產成本C作出如下規定

(19)

對個體企業而言，固定成本f>0，φ代表了不同的生產率水平，生產率越高，即可以在相同的生產成本條件下生產更多的產品。根據先前的推導，研發投入的增加與專業化水平的提高都會帶來邊際生產成本的降低，即

(20)

全要素生產率A與生產成本成反比，生產成本與研究投入、分工水平負相關，因此，可以自然地推導出

A∝x,A∝v

(21)

由此可以提出另外兩個重要假說，即

假說2：“營改增”后，研發支出可進行稅收抵扣，企業提高研發投入，進而全要素生產率也將提高。

假設3:“營改增”后，企業的分工水平提升，全要素生產率隨著專業化水平的上升而提高。

二、計量模型、數據和變量

(一)計量模型

本文的目的是評估“營改增”政策所帶來的生產效率改進，以及是否通過提高企業研發投入與專業化分工水平兩種途徑影響企業生產率，采用的方法是政策評估中的雙重差分法(DID法)。在本文研究中，作為對照組的是未進行試點的地區和行業，由于“營改增”政策是分地區分行業逐步推廣，試點行業是同時在地區和時間兩個層面上發生變化，可以通過DID方法差分得到“營改增”的凈效應。

依據前文的模型假設，在征收增值稅的情形下，企業的稅收負擔減輕，且由于研發資本投入從不可抵扣變為可進項抵扣，并且這項改革會促進生產分工與專業化水平的提高，進而會促進全要素生產率的增長。根據理論部分提出的假說2和假說3，提出以下實證回歸方程

lntfpit=θ0+θ1taxit+θ2treatit+θ3taxit×

treatit+ρXit+εit

(22)

lntfpit=α0+α1RDit+α2taxit+α3treatit+

α4RDit×treatit+Xit+εit

(23)

lntfpit=β0+β1vasit+β2wvatit+β3treatit+

β4vasit×treatit+ξXit+εit

(24)

式中：εit代表隨機誤差項，wvatit為產業關聯度，θ0、α0、β0為回歸方程中對應的系數項，θ1、θ2、α1、α2、α3、β1、β2、β3、β4、γ、ξ是回歸方程中相應變量的回歸系數，t表示年份，lntfpit為全要素生產率，P為控制變量的系數。本文定義處理組treat在試點企業對應省份與行業實施“營改增”后取值為1，其他年份取0，樣本期間實施營業稅的省份與行業為對照組，取值為0；實證方程中的其他變量定義將在下一小節的變量定義中給出。根據方程，對企業實際稅賦taxit和企業實行“營改增”與否虛擬變量treatit的交乘項系數θ3的估計，可考察“營改增”是否通過稅賦降低這一效應提高了企業的生產效率。在式(23)中，對企業研發RDit和企業實行“營改增”與否虛擬變量treatit的交乘項系數α4的估計，可探討“營改增”是否通過研發效應提高了企業的生產效率。而式(24)通過對企業一體化程度vasit和企業實行“營改增”與否虛擬變量treatit的交乘項系數α4的考察，可判斷“營改增”是否通過企業專業化水平的上升提高了企業的生產效率。

值得注意的是，在treat的具體取值上，本文的研究目的在于評估“營改增”這一重大征稅體制變革所帶來的微觀效應，改革的試點在地區與行業的逐步擴大，為識別政策效果帶來了一定的難度，因此需要通過匹配上市企業所屬地區與行業，依據相應的試點時間確定政策虛擬變量的取值。2012年，中國的“營改增”改革首先選擇了上海作為首批試點地區，“營改增”改革在時間、地區、行業上具有非常明顯的逐步推進向外拓展延伸的趨勢。同年8月1日，試點的“1+6”行業在地域范圍上由上海市分批推廣至北京、天津、安徽、湖北、江蘇、浙江、福建、廣東等八省市，并在一年之后普及至全國所有地區，2014年1月1日起，國家將鐵路運輸和郵政業兩個行業統一納入試點行業，由于行業具有全國范圍聯動的特殊性，該行業的營業稅改征增值稅在全國范圍內一次性地同步實施。2014年6月起，電信業也被納入全國性稅制改革試點范圍，剩下的建筑業、房地產業、金融業和生活服務業4個服務行業自2016年5月開始實施改革。

(二)變量定義

1．全要素生產率(lntfpit)

鑒于數據的可得性，本文基于LP方法，參照索洛Solow使用Cobb-Douglas生產函數[13]，對2000～2017年中國上市企業全要素生產率進行估算，使用的基本模型如下

lnYit=φ0+φ1lnKit+φ2lnLit+φ3lnMit+εit

(25)

式中包括3個投入變量：自由變量是中間投入變量lnMit和勞動力投入變量lnLit，狀態變量是資本投入變量lnKit，Yit為利潤表中的營業收入變量，對研究所使用到的變量分別做取對數處理，系數φ則分別刻畫了各生產要素對于產出的貢獻率，本文依據魯曉東等的半參數方法[14]，分別選擇財務報表中的數據作為TFP估計模型所需要的變量；產出變量為企業的營業總收入，中間投入變量的計算使用了企業中間投入的數據，具體的計算方法為：中間投入=企業總產值-企業增加值+流轉稅，企業增加值=固定資產折舊+勞動者報酬+生產稅凈額+營業盈余；其中流轉稅的定義即以納稅人商品生產、流通環節的流轉額或者非商品交易的營業額為征稅對象的一類稅收，包括增值稅、消費稅、關稅等等。

勞動力投入變量為企業年平均就業人數，資本投入變量為固定資產凈值余額，計算方法為

Kit=Kit-1+Iit-DISit

(26)

式中：Iit、Kit、DISit分別代表企業投資額、當年資本存量和固定資產折舊。

2.企業研發支出(RDit)

本文對企業研發費用的衡量采用中國會計準則委員會的標準，包括企業在產品、技術、材料、工藝、標準的研究、開發過程中所發生的各項費用。企業由于自行開發帶來的研發支出，不滿足資本化條件的，計入“管理費用”科目，在達到預期目的形成無形資產的，計入“無形資產”科目。本文中借鑒鞠曉生等的方法[15]，使用無形資產的增量反映企業的創新活動投入，理由主要有以下3點：第一，無形資產包括企業的專利權、非專利技術、商標權與著作權等，其增加主要是企業創新投入的結果；第二，企業的創新投入并非僅包括科研支出，還包括人力資本開發、技術引進吸收等，無形資產所包括的關于企業創新活動的投入信息更多；第三，中國大部分上市公司并不披露R&D數據，財務報表中的“開發支出”一項也無法完全反映企業用于研發的費用化支出。

綜上所述，本文使用無形資產的增量，并控制行業固定效應以減弱不同行業中無形資產差異所帶來的影響，并將企業財務報表中的R&D支出與開發支出作為本文穩健性檢驗的內容。

3.企業實際稅負(taxit)

目前對企業繳納的流轉稅額進行測算的方法主要有兩種：第一，從財務報表中獲得應交增值稅與營業稅金及附加的總和；第二，根據教育費附加稅項與城市維護建設稅倒推流轉稅。根據數據可得性，采用前一種方法核算流轉稅費，而將另一種做法納入穩健性檢驗中。

本文提出的基于財務報表及附注的企業流轉稅負衡量指標

taxit=(增值稅it+營業稅it)/Yit

(27)

企業稅負是指在計稅經濟來源中企業所繳納的各項稅款所占的比重，由于正常經營的企業營業收入是其最主要的計稅經濟來源，因此，在設立的稅負變量分母的選擇中，采用了利潤表中的營業收入變量Yit。

4.產業關聯度(Wvatkt)

采用投入產出表進行產業關聯度的測算，是學術界的常規做法[9，16]，在本文中我們采用范子英等的相關做法[9]，即使用2012年中國投入產出表135個部門直接消耗系數矩陣與對應行業的增值稅率的乘積，以此得到各個行業的加權增值稅率，用公式表示為

(28)

式中：k代表行業；Vatrate代表所涉及的中間投入行業的增值稅稅率，如果該行業實行營業稅則稅率定義為0；Directcons是指投入產出表中的直接消耗系數，兩者的乘積即為所求得的產業關聯度。

5.企業一體化程度(vasit)

縱觀測算企業一體化的相關文獻，Adelman所提出的價值增值法得到了普遍采用，所謂價值增值法，即以企業銷售收入中不同產業鏈上的增加值所占的比重來衡量企業的一體化程度[17]。Buzzel提出了修正的價值增值法，可以代表企業所獲得的正常回報，克服了傳統的vas方法比較容易受到利潤率波動影響的缺陷[18]。具體的衡量公式如下所示

vasit=(增加值-稅后凈利潤+凈資產×

凈資產收益率)/(主營業務收入-稅后凈利潤+凈資產×凈資產收益率)

(29)

式中：凈資產=資產總計-負債總計+少數股權權益。本文借鑒Buzzell[18]與范子英等[9]的研究方法，衡量公式中使用的增加值等于銷售額減去采購額，計算公式為

采購額=購買商品、接受勞務支付的現金支出+期初預付款-期末預付款+期末應付款-期初應付款+期初存貨-期末存貨

(30)

銷售額=銷售商品或提供勞務獲得的現金流入

(31)

6．其他控制變量

本文還根據已有的研究，控制了如下影響企業全要素生產率的因素：①資本勞動比(klit)，使用樣本資產規模與職工人數的比例；②企業年齡(ageit),使用樣本年份與企業注冊年份的差值；③固定資產(fixit)，使用固定資產的對數表示，以衡量資產規模；④企業所有制性質(ownerit)，使用國有股控股比例變量。另外，除比例變量外，以上變量在回歸中均取對數值。

(三)樣本選取與描述性統計

根據“雙重差分”模型的基本設定，本文選擇2000～2017年“營改增”改革試點期間所涉及到的相關省份與行業上市公司的年度財務報表數據作為研究對象。在選定的“營改增”改革發生期間，對數據進行了如下篩選：剔除營業收入為負數的企業；剔除資產凈額為負或為0的企業；剔除員工人數為負或為0的企業；剔除應付職工薪酬為負數的企業；剔除企業繳納稅費為負或為0的企業；剔除數據出現漏損或者數據缺失嚴重的企業。為了避免異常值對實證研究產生擾動，對數據進行了上下1%的縮尾處理。實證研究中使用的企業財務數據均來自國泰安CSMAR數據庫，省份數據與全國數據來自各省市歷年統計年鑒與歷年《中國統計年鑒》。2012年，證監會對行業分類標準進行更細致的劃分，因此根據2012年出臺的新政策統一對樣本企業所屬行業劃定標準。數據的基本情況如表1所示。

三、基本實證結果

本文通過實證分析驗證了“營改增”改革、企業研發投入與稅負、產業關聯度與企業一體化程度、企業全要素生產率之間的關系。

(一)減稅效應

為探究“營改增”政策是否為企業降低了稅負并且提高了企業的全要素生產率，以涉及到“營改增”的企業為處理組，使用雙重差分DID的方法進行評估。在基本的實證回歸中，同時定義時間虛擬變量與行業虛擬變量，以此控制時間固定效應與行業固定效應。減稅效應實證回歸結果如表2所示。

表2中，第(1)列表明，在實施“營改增”政策后企業的全要素生產率顯著提高，在此基礎上將企業的稅負因素納入到解釋變量中；第(2)列表明企業稅負單獨對企業的生產率并無顯著影響；第(3)列以全要素生產率為因變量并同時加入了政策虛擬變量與企業的稅負變量的交乘項，表明“營改增”政策對企業稅負的降低與全要素生產率的提高有積極的促進作用，并且顯著提高了稅負降低對企業全要素生產率提高的作用。

表1 描述性統計

(二)企業研發效應

參考洪詩晨的研究，他們認為“營改增”政策實施對研發和技術服務業的最終影響取決于“稅率變動增減效應”和“進項抵扣的減稅效應”兩者疊加的凈效應[19]。解洪濤等采用全國稅源調查數據分析了湖北省研發和技術服務業“營改增”的減稅效應，發現“營改增”對于制造業研發外購具有促進作用，并且改善了具有外購行為企業的績效[20]。另外，根據國家政策規定，“營改增”政策由于允許研發支出折扣抵稅，可以顯著激勵企業的研發投入，在減輕企業稅收負擔的同時提高企業的競爭能力。基于此，本文將研發投入作為重要的解釋變量納入實證分析考量中。考慮到不同企業的經營特點，“營改增”政策對內部研發活動較多的企業有更大的影響，因此使用的企業樣本是科研創新活動較為頻繁的制造業企業與高新技術企業。研發效應實證回歸結果如表3所示。

表2 減稅效應實證回歸結果

表3第(1)列的回歸結果表明，企業的全要素生產率與研發投入之間有顯著的正向關系。在第(2)列加入“營改增”政策虛擬變量與稅收負擔變量，可以看出在實施“營改增”后，企業的研發支出顯著提高，并且隨著稅收負擔的減輕與研發投入的增加，二者與全要素生產率之間是顯著的正相關關系。第(3)列同時加入政策變量、稅負變量及政策變量與研發投入的交乘項后，研發支出對全要素生產率的影響依舊保持顯著正向，且交乘項的系數為正，表明“營改增”通過研發支出對全要素生產率的影響為正。這對上市的制造業企業與高新技術企業而言，稅制改革增強了企業研發對生產效率的正向影響，驗證了理論推導中的假說2。

(三)專業分工效應

在關于稅制改革的討論中，專業化分工水平的提高也是一個十分重要的方面。以往文獻認為，增值稅有利于生產分工的細化，并有效降低生產的邊際成本，提高企業的生產效率[8]。因此，通過實證分析對“營改增”引致的專業分工以及產業互聯水平的變化進行考察。分工效應實證回歸結果如表4所示。

表3 研發效應實證回歸結果

表4 分工效應實證回歸結果

表4第(1)列對全部樣本企業的回歸表明，企業的生產一體化水平越高，即分工水平越低，企業的全要素生產率水平越低。在第(2)列的回歸中表明，中國稅制改革所帶來的企業分工水平有所提高，但產業互聯水平的變化與企業分工的變化呈現反方向變動，造成這種現象的原因有兩個：一是改革時間仍然較短，成效的顯現仍然需要一定的時間；

二是“分步式”的改革策略一定程度上影響了增值稅抵扣鏈條的完整性，會降低改革的分工效應。在第(3)列的回歸加入了交乘項，結果發現企業生產一體化水平對企業全要素生產率的提高依然是負向顯著的影響，且由雙重差分項可以得知在實施“營改增”政策后，分工水平的進一步提升會帶來全要素生產率的提高，這同時驗證了理論假說3。

四、穩健性檢驗與安慰劑檢驗

為了證明計量方法的準確性，對于論文的實證部分進行安慰劑檢驗與穩健性檢驗。通過改變實證方程中的某些參數、選取不同子樣本，若此時核心解釋變量的符號方向與顯著性水平仍然保持一致，說明實證結論是穩定的。

(一)平行趨勢檢驗

以上雙重差分結果無偏的一個前提條件是實證的處理組和對照組在事件發生之前應該有相同的變動趨勢，否則差分法會對事件所帶來的效果產生錯誤估計。為了對這一前提假設進行檢驗，借助事件研究法來對假設進行考察，如果平行趨勢的假設成立，則全要素生產率的變化只會發生在“營改增”改革之后，而在稅制改革之前，改革企業與未改革企業之間的全要素生產率的變動趨勢不應該存在顯著差異。

為檢驗平行趨勢假設，本文提出了如下的回歸模型

(32)

式中：treati，t-j是一個虛擬變量，在年份t-j時，公司i發生了稅制改革，則該變量取1，反之取0；Xit代表其他的控制變量；ρ是控制變量的系數；α為截距項，ε為隨機誤差項。將稅制改革發生的年份設定在2012年，滯后1期、滯后2期、滯后3期分別是改革之前3年的效果，向后1期、向后2期、向后3期是改革之后3年的效果，令改革發生的2012年作為模型的基準組，系數β體現改革所產生的動態效應。由圖1可得，在改革發生前β的系數在0附近徘徊，因此滿足使用雙重差分方法的假定。

(二)安慰劑檢驗

以“營改增”改革作為政策沖擊驗證兩條分工效應與研發效應的影響，可以通過挑選出政策研究期內稅制改革所沒有涉及到的行業(包括建筑業、房地產業與生活服務業等)并對政策變量隨機賦值所得到子樣本進行檢驗，如果實證結果沒有發現類似的因果關系，那么就說明文章的主要結論是可靠的。

表5 安慰劑檢驗實證回歸結果

安慰劑檢驗的結果如表5所示，其中第(1)和(2)列代表2016年前稅制改革未涉及到的行業，對照組為所對應行業實施“營改增”后的對應樣本；第(3)和(4)列代表對政策變量隨機賦值所得到的子樣本，可以看出在針對安慰劑檢驗的子樣本的回歸中，交乘項的系數都是不顯著的。這說明“營改增”政策并沒有通過本文提出的渠道對所涉及企業的全要素生產率產生顯著影響，也從側面說明了本文實證方法的可靠性。

(三)穩健性檢驗

1.更換生產率指標

計算全要素生產率需要妥善處理同時性偏誤，必須控制相當多的不可觀察因素以獲得對生產函數的一致估計。Ackerberg et al.指出企業的中間投入依賴于資本、勞動與生產率，這將會導致傳統的OP法與LP法在估計上有著不可識別以及內生性的問題[21]。根據其所提出ACF方法，放松了OP法與LP法的相關假設，重新估計生產函數，并測算生產率作為穩健性檢驗的因變量。在使用不同的生產率指標對基準方程進行回歸后發現，核心解釋變量的系數仍然保持穩健。表6第(1)列中“營改增”所帶來的減稅作用對全要素生產率仍然有積極的正向影響，第(2)列與第(3)列中研發支出與產業關聯水平對全要素生產率的影響依然顯著為正，這說明“營改增”政策實施后，企業全要素生產率有了顯著提高。

表6 ACF法計算TFP實證回歸結果

2.改變計量方法

穩健性檢驗也可以從改變計量方法著手，考慮到本文實證中所使用的上市企業數據庫面板數據，在表7第(1)列采用面板固定效應、第(2)列采用面板隨機效應回歸來檢驗實證方法是否穩健。在穩健性檢驗中發現，通過研發渠道對全要素生產率的影響實證中，交乘項系數依然保持正向穩健，而通過減稅渠道對全要素的回歸中，企業的稅負水平與全要素生產率依舊保持顯著的反向關系，由此得出結論：實證結果是穩健的。

3.選取不同的解釋變量指標

依照前文變量定義中的劃分，分別使用不同的解釋變量來對基準實證模型進行檢驗穩健性。在表8第(1)(2)和(3)列中，分別通過城建稅與教育費附加倒推、使用利潤表中的營業稅金及附加以及現金流量表中企業繳納稅款的進項與銷項之差這3種不同的方法來替換企業稅負指標，在第(4)和(5)列中，分別通過財務報表附注中的研發支出與資產負債表中的開發支出代替企業自主創新的費用支出，并分別對子樣本進行實證回歸并觀察系數變化，以此確認“營改增”與企業稅負對全要素生產率的影響是否穩健。

表7 面板數據實證回歸結果

根據分樣本回歸后的結果發現，所有子樣本的稅負水平與全要素生產率之間的關系是負相關的，且在第(1)(2)和(3)列的回歸當中，稅負水平的降低促進了全要素生產率的提高，這與基準方程中的結果是一致的。在第(4)和(5)列的回歸中，對每一列的實證回歸進行進一步分析，可以發現穩健性檢驗的交乘項系數與前文保持一致，進一步驗證了實證結果是穩健的。

4.示范外溢效應檢驗

稅制改革具有強烈示范與外溢效果，往往“牽一發而動全身”，在稅負減免的條件下，企業往往會選擇外包企業的非主營業務以獲得效用提升，而對于獲得外包的整個地區企業效用提升都有積極作用。因此，在穩健性檢驗中，企業如果在某年份屬于涉及到“營改增”改革的省份，則令其值為1，否則將其值設定為0。將新設定的treat政策變量用作解釋變量并再次分別與企業稅負、研發投入與分工水平變量作交乘，以此進行檢驗。可以看出，在替換了did變量后，表9顯示的實證結果依然保持穩健，這不僅表明了實證結果的穩健性，同時也說明企業研發與行業分工具有外溢效應，帶動了整個地區生產效率的提高。

表8 替換解釋變量指標實證回歸結果

表9 示范外溢效應檢驗實證回歸結果

五、進一步的分析

接下來，根據不同的標準對數據進行分組，并確定樣本的四分位數。在本文的進一步分析中，依據資本密集度、企業規模與產業關聯度對數據進行排序，分別挑選出資本密集度、企業規模與產業關聯度較高的前50%，資本密集度、企業規模與產業關聯度較低的后50%，作為本節實證回歸的子樣本，通過比較組間差異論證本文理論模型中的假設。

(一)企業研發的熊彼特效應

袁從帥等選取上市公司通過實證發現“營改增”改革顯著提高了人均資本量，并一定程度上有益于企業的研發投入[22]；另外，依據熊彼特創新效應理論[23-25]，企業的創新投入與企業的自身特質、行業環境密不可分。“營改增”政策會改變企業的研發環境，可以激發更多企業的創新活力。據表10所示，企業的研發投入可分為資本投入與人力投入，其中資本投入在征收增值稅的情形下可抵扣，因此依據資本密集程度對企業樣本進行劃分所得到的表10中第(1)和(2)列的回歸結果，可以看到高資本密集度的企業，在實施“營改增”后，研發投入對全要素生產率的效應顯著增強，而資本密集度較低的企業，“營改增”發生所帶來的研發投入對全要素生產率的增加有限，且交乘項系數不顯著，這表明“營改增”通過研發渠道與全要素生產率產生關系是借助企業的研發資本投入抵扣這一方式的影響，且資本投入越高，影響越大，由此驗證了本文的假設2。表10中第(3)和(4)列分別報告了企業規模異質性下企業研發對全要素生產率的影響差異，該回歸結果表明，研發投入對全要素生產率的影響存在規模效應，企業規模越大，研發投入對全要素生產率的提升幅度越大。由此可以看出，大企業的研發投入對全要素生產率的提升水平更高。

(二)專業分工的關聯效應

據本文的理論推導與范子英等的觀點，企業的專業化分工水平對全要素生產率的影響會因為產業關聯度水平的高低而產生不同的影響[9]，因此需要對分工效應展開進一步的探究。如表11所示，在(1)和(2)列的回歸中，企業一體化程度與全要素生產率的關系顯著為負，交乘項的系數也顯著為負，說明稅制改革后企業分工水平的提高會帶來全要素生產率的提高。比較兩者的系數可以發現，規模大的企業實施“營改增”后，企業一體化水平對全要素生產率的影響更強，顯著性水平更高，規模效應較為明顯。第(3)列的回歸顯示，企業的分工水平與全要素生產率正相關，但在實施“營改增”政策后，企業的分工水平對全要素生產率存在顯著的負向影響，即稅制改革后，對于產業關聯度較低的企業而言，分工水平的提高反而降低了企業的全要素生產率，這表明在增值稅抵扣鏈條不完整的狀態下，企業實際的成本可能加重，不利于全要素生產率的提高。第(4)列的回歸則顯示，在實施“營改增”政策后，高產業關聯度企業的分工水平對全要素生產率有顯著的正向影響，由此驗證了本文的假說1，即對于處于產業鏈較完善的行業中的企業而言，專業化水平的提高可以降低生產的邊際成本，進而促進全要素生產率的提高。

表10 分樣本研發效應實證回歸結果

表11 分樣本分工效應實證回歸結果

六、結語

在中國的稅制改革過程中，伴隨著試點范圍的逐漸擴大，“營改增”政策對中國的資源配置效率產生的提升作用逐步加強，通過構建理論模型并實證檢驗“營改增”政策對全要素生產率的影響，且通過雙重差分模型的逐步檢驗發現存在減稅效應、研發效應和分工效應，并得出了以下結論。

第一，在實施“營改增”政策后，企業的實際稅負有了明顯降低，稅收成本的降低有力地促進了全要素生產率的提高；且根據我們回歸的結果，企業的資本密集度、資產規模、產業關聯水平越高，全要素生產率的提升幅度越大。

第二，由于實施增值稅所帶來的研發支出可抵扣，在實施“營改增”政策后企業的研發投入普遍增加，企業的全要素生產率與企業的研發支出具有顯著的正向關系。由于可抵扣的部分是研發支出的實體資本部分，因此依據資本密集度劃分企業樣本，可以發現“營改增”政策顯著增強了高資本密集度企業研發支出對全要素生產率的正向影響，而對低資本密集度企業的影響則不顯著。從規模效應來看，盡管就系數大小而言大規模的企業研發投入對全要素生產率的影響更大，但“營改增”顯著增強了中小企業研發投入對全要素生產率的正向影響，對中小企業的科技研發具有積極的促進作用。

第三，本文還驗證了“營改增”政策實施后企業專業化分工水平的提高。“營改增”政策使得企業更加注重專業化經營，降低生產的邊際成本，提高分工水平。但產業關聯度對企業分工具有負向的消極作用，原因一方面可能是“營改增”對產業結構的整體影響尚未完全顯現，另一方面可能是分行業逐步推進的改革破壞了行業關聯鏈條的完整性，使得產業關聯度對企業分工水平的影響不符合預期；而專業化分工水平和產業關聯水平的提高都促進了生產效率的提高，這與本文的理論假設是相契合的。在依據產業關聯度劃分企業子樣本的回歸中發現，稅制改革增強了高產業關聯度行業中的企業專業化分工水平對全要素生產率的影響，對低產業關聯度行業的專業化分工提高全要素生產率的影響有著負面的消極作用。

本文的實證結果從各個方面驗證了減稅效應、研發效應和分工效應顯著提高了中國企業的全要素生產率，為評估“營改增”的成果提供了事實依據。本文認為“營改增”是一個逐步推進的過程，其效果在目前來看尚未全部顯現，但“營改增”對于企業減負、企業創新與分工協作有著明確的積極意義。根據以上結論，本文提出如下政策建議：第一，繼續堅定地深化落實“營改增”政策，減輕企業稅負，為促進資源跨地區的合理配置打下堅實的政策基礎；第二，鼓勵處于價值鏈底端的企業轉向價值鏈高端的生產活動，尤其是鼓勵制造業企業從產品加工環節轉向服務化，提高企業的分工效率；第三，稅制改革對于行業上下游重復征稅的削弱作用成效顯著，應該繼續深化改革，打破財政分權壁壘，促進要素的自由流動。