“營改增”、市場化進程與經濟效應
——來自中國外貿上市企業的經驗證據

曹玉珊 張 越

(江西財經大學 會計學院，江西 南昌 330013)

一、引言

為深化財稅體制改革，中國于2012年1月1日正式開展“營改增”試點。就外貿行業而言，進出口業務所涉及的稅率與退稅范圍較改革以前均有較大變化。鑒于外貿企業是中國“供給側結構性改革”等重要政策的踐行者，研究“營改增”對外貿企業的影響，具有重要的政策價值和實踐意義。此次改革的目的，是通過降低稅負達到優化資源配置、提升企業活力的效果(劉柏 等，2017)。然而，作為盈利能力與增長速度的重要體現(Myers，1976)，企業價值這一反映企業活力的綜合特征尚未得到相關研究者的足夠關注。以往研究主要從微觀公司特征等層面(池國華 等，2013；杜興強 等，2011；董小紅 等，2017)來考察企業價值的影響因素，卻忽略了“營改增”這一政策改革的重要內容。因此，考察“營改增”對企業價值的作用及其影響企業價值的路徑，或可更全面地評價此次改革的經濟效應。此外，在試點過程中，“營改增”并未產生“穩定”的減稅效應，而且在不同地域之間呈現出差異化的效果(曹越 等，2016)。考慮到不同地域的經濟、法律與市場環境各不相同，將市場化進程這一環境變量納入稅改的影響因素分析或許能得出更加清晰的解釋。

鑒于此，本文擬以2010—2015年中國外貿上市企業為研究樣本，實證分析“營改增”對外貿上市企業的影響，具體涉及下列問題：(1)“營改增”是否顯著降低了外貿企業的稅負？(2)“營改增”是否顯著影響企業價值？如果是又以何種路徑影響了企業價值？(3)市場化進程如何影響上述關系？“營改增”于何時對企業產生了顯著影響？本文的主要貢獻在于：第一，延伸現有關于“營改增”之經濟后果的研究(劉柏 等，2017；曹越 等，2016)，重點關注“營改增”對企業價值的提升作用、改善路徑及其生效時間，所獲取的經驗證據及其研究結論可以進一步為利益相關者評價“營改增”的效率效果提供有益參考；第二，拓展現有關于企業價值之影響因素的研究(池國華 等，2013；杜興強 等 2011)，補充分析了政策改革與市場環境的綜合作用，所獲取的經驗證據有助于企業價值相關理論的發展，亦豐富了政策實施與市場化進程的相關研究。

二、理論分析與研究假設

(一)“營改增”對外貿企業的影響

1.“營改增”的效率效果及其評價

“營改增”在資本市場中產生的經濟效應已得到了眾多學者的關注，尤其是“營改增”對企業稅負的影響。田志偉等(2013)利用投入產出法測算了“營改增”實施前后各行業的宏觀稅負變化，發現增值稅擴圍是企業稅負下降的重要原因。相比改革之前，許多原先無法取得增值稅發票的業務現均已劃分為可抵扣項目，擴大了稅額抵扣范圍，從長遠來看減少了企業稅負。亦有學者根據新政策的內容，從理論上闡述各行業的稅負變化。比如，稅改以前，許多企業出口業務中的國內環節需要繳納營業稅稅款，而這一部分稅款是無法退還的。“營改增”實施后，外貿服務性企業可以將國內環節產生的稅款進行抵扣，解決了重復征稅的問題(殷明 等，2013)。然而，有些行業在稅改后稅負出現了不減反增的情況。如王玉蘭等(2014)發現，“營改增”使所得稅與流轉稅呈反向變化趨勢，且流轉稅的增加超過了所得稅的減少，導致部分交通運輸業企業的稅負在改革初期有所增加。亦有學者按照“營改增”實施的時間、地點和行業進行區分，實證檢驗“營改增”對試點行業所得稅稅負和流轉稅稅負的影響。曹越等(2016)發現“營改增”推行至北京等八個省市時，企業的所得稅稅負略有上升，推行到全國時則有所下降。因此，“營改增”的減稅效應可能需要一定時間才能顯現。

“營改增”的最終目的，是通過緩解稅負壓力來改善企業的經營狀況，因此，不少學者也考察了“營改增”對企業盈利能力與投資水平的影響。“營改增”實施后，原征收營業稅的價內稅改為征收增值稅的價外稅，企業購建固定資產或與研發相關的無形資產可以產生更多抵扣，從而促使企業的投資水平上升(袁從帥 等，2015)。李成等(2015)發現，企業的購入成本因進項稅額的抵扣而明顯減少，投資力度也有所增加。劉柏等(2017)發現“營改增”顯著提升了服務業的資產收益率，這是因為研發促進了新技術與產品的產生，幫助企業吸引更多的消費者，從而獲得了額外利潤。由于社會分工和專業化程度的提高，企業的營業收入也有所增加(陳釗 等，2016)。亦有學者從出口的角度分析“營改增”的影響。郝曉薇等(2014)認為，出口退稅政策的出臺增加了稅收優惠，有效促進了出口貿易的發展。彭飛等(2018)指出，稅收優惠的擴大降低了出口成本，增加了企業參與對外貿易的意愿。因此，行業關聯度越高的企業，出口效應越顯著。

上述文獻支持了“營改增”能夠降低稅負的觀點，但研究方法多為理論推導，實證研究也僅局限在部分行業內，尚未有足夠的證據能體現外貿企業稅負的變化幅度。另一方面，雖然現有研究已經驗證了“營改增”對企業投資水平與盈利能力的正面影響，但較少關注企業價值。企業價值的增加是否真正源于“營改增”提供的稅收優惠，亦未得到清晰明白的解釋。鑒于此，本文以外貿企業為分析對象，探究“營改增”對稅負與企業價值的具體影響。在此基礎上，進一步結合市場環境與時間因素的作用，客觀評價“營改增”對外貿企業的政策效果。

2.“營改增”對外貿上市企業稅負的影響

“營改增”對外貿企業稅負的影響，主要體現在退稅范圍與稅率變化兩個方面。從退稅范圍來看，進出口業務的退稅范圍在“營改增”實施后明顯擴大。若外貿企業自身不具備生產能力，其出口的貨物可以免征增值稅(1)《關于出口貨物勞務增值稅和消費稅政策的通知》(財稅〔2012〕39號)的第二條第二款。。在服務出口方面，外貿企業購買研發或設計服務進行出口可以實行免稅退稅辦法。從服務進口的角度來看，進口服務的咨詢、設計費用也可以抵扣部分稅額，這就使得原來無法退稅的業務現在可以辦理退稅，增加了稅收返還的比例。從稅率變化來看，“營改增”為企業的出口業務提供了優惠稅率。在國務院規定的范圍內，外貿企業的出口業務可以享受增值稅零稅率和增值稅免稅兩種優惠。從適用范圍上看，零稅率只適用于跨境應稅行為，而免稅適用于境內和跨境應稅行為，為企業減少的稅負可能更多。但實際上免稅并沒有零稅率帶來的優惠幅度大。免稅只涵蓋了本交易或流通環節涉及的增值額部分，且不允許進項稅額抵扣，而零稅率適用于整個交易和流通環節，并可以通過進項稅額抵扣的方式實現。因此，在零稅率的條件下，外貿企業不僅可以從本環節中獲得退稅，還可以從之前的所有交易環節中實現增值稅抵扣。相較于增值稅免稅，零稅率實現了完全消除重復征稅的現象，為外貿企業帶來的減稅力度更大。相比改革之前，“營改增”一方面增加了稅收返還的比例，減少了重復征稅的環節，另一方面對納稅籌劃的方式也產生了影響。唐明等(2016)指出，納稅人在兩種出口優惠政策都適用的情況下，可以自行選擇免稅或者零稅率的納稅方式，這意味著外貿企業可以根據自身的經營特征選擇最合適的稅收政策。因此，“營改增”不僅僅為外貿企業提供了稅收優惠，也豐富了外貿企業進行納稅籌劃的方法。

基于以上分析，本文提出：

假設1：“營改增”促使外貿上市企業的稅負顯著降低。

3.“營改增”對外貿上市企業之企業價值的影響

Myers (1976)認為，企業價值由投資活動所產生的利潤和未來投資機會的期權價值(未來現金流) 共同構成。“營改增”是否增加了企業價值，可以關注企業的盈利能力與投資水平是否得到了改善。“營改增”之前，中國的增值稅退稅政策雖然覆蓋了部分出口業務，但在國內市場環節，物流運輸、研發設計等方面的勞務成本并不在出口退稅的范圍內。因此，企業必須提高銷售價格以彌補繳稅成本，這降低了產品在國際市場中的競爭力。稅改之后，出口退稅的范圍擴大至勞務貿易以及貨物貿易中附加的生產性勞務環節，可以產生更多的抵扣稅額，降低了企業的出口成本。換言之，外貿企業可以利用不含稅價格參與國際市場競爭，這不僅提高了出口利潤，也提高了企業的盈利能力。同時，改革之后，企業購建固定資產可以獲得更多抵扣稅額，會計分錄中的借記金額會低于實際支付價款，即資產入賬金額會更低，在固定資產總額減少的情況下，非流動資產數量也會隨之下降。由于購置固定資產的成本減少，企業自然會提高投資的積極性，參與更多的投資活動，以保持健康的資產持有水平。此外，企業的雇傭情況和員工薪酬水平在“營改增”后亦有所改善(袁從帥 等，2015)。葉康濤等(2013)認為，增加員工工資可以提高勞動效率，進而改善企業未來的現金流狀況。因此，員工待遇的改善有助于忠誠度與工作積極性的提高，減少企業未來的業績波動，從而降低資本成本，提高企業價值。

基于以上分析，本文提出：

假設2：“營改增”促使外貿上市企業的企業價值顯著提高。

4.稅收優惠與企業價值之間的聯系

“營改增”實施后，外貿企業的經營活動可以產生大量的可抵扣稅額，而這一部分抵扣最終會以稅收返還的形式退還給企業，這是企業稅負下降的根本原因。“營改增”的減稅力度越大，外貿企業在經營與投資活動中可獲得的稅收返還就越多。從長期來看，稅收返還將為企業節省更多的成本，有助于企業價值的提升。一方面，經營成本的下降能增加企業的利潤，提高盈利能力；另一方面，購建資產的成本下降能增加企業的投資意愿，提高投資水平。因此，“營改增”提供的稅收優惠越多，其對企業價值的提升作用也應當更加明顯。

基于以上分析，本文提出：

假設3：“營改增”通過增加外貿上市企業的稅收返還來促使企業價值得到提升。

(二)不同市場化程度下的“營改增”經濟效益

由于不同地區的市場環境存在著差異，受環境因素的影響，不同地區企業的稅負也呈現出了不同的特征。從稅負的角度來看，市場化程度越高的地區，企業的納稅籌劃方法往往更加先進，稅盾效應發揮得更加充分(樊勇 等，2014)，企業稅負越低，即市場化進程與企業稅負之間存在著負相關關系。換言之，“營改增”的減稅效益很可能被市場化進程的效果所覆蓋。喬睿蕾等(2016)對這一作用提供了補充證據，發現“營改增”能夠緩解企業的現金-現金流敏感性，但這一效果會隨著市場化水平的提高而逐漸減弱。這是由于在市場化程度高的地區，企業面臨的融資環境更寬松，無法凸顯“營改增”的效益。相對的，市場化程度較低地區的融資環境更加嚴峻，在稅改的引導下，當地的經濟活力得到了大幅度提升，因此“營改增”的效益會更加明顯。另外，“營改增”的實施效果也取決于企業的執行力度。對于稅負較低的企業而言，他們可能更愿意“保持現狀”以避免會計處理難度增加、影響經營效率，配合政策實施的意愿就更弱。一旦企業缺少主動性，“營改增”的減稅作用就受到了限制，對企業價值的正面影響也就無從談起。因此，“營改增”對市場化程度較高地區的企業而言，作用可能并不明顯。相對地，市場化程度較低地區的企業稅負更高，為了緩解稅負壓力，企業會努力進行納稅籌劃、調整經營方式以配合政策實施，“營改增”的減稅效果可能更加出色。同時，在市場化程度較低的地區，政府對經濟活動的干預更頻繁，當企業難以維持經營狀況時，政府會出于政績的考慮給予更多援助(李增泉 等，2005)。在一個企業稅負普遍較高的環境下，政府會具有較高的積極性幫助企業減少稅負，推進稅改實施，“營改增”的效果應當更顯著。

基于以上分析，本文提出：

假設4：在市場化程度越低的地區，“營改增”對外貿上市企業產生的效益越明顯。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

1.樣本選取過程

本文選取2010—2015年的中國A股外貿類上市企業作為研究樣本，變量信息來自于國泰安數據庫(CSMAR)，并且參考以往文獻對樣本進行了以下處理：(1)剔除金融、保險行業企業；(2)剔除ST類的企業；(3)剔除了資不抵債，即資產負債率大于1的企業；(4)剔除財務數據缺失的企業；(5)剔除樣本期少于4年的數據，以保持觀測的完整性與連續性；(6)進行傾向得分匹配(PSM)以減輕樣本自選擇問題。最終獲得了1208個觀測值。為了緩和極端值對分析結果造成的偏誤，本文在1%和99%分位上對連續變量進行了縮尾處理。

2.傾向得分匹配

在此次改革中，企業是否為試點企業可能并非隨機決定，因此存在著自選擇問題。本文使用傾向得分匹配(PSM)來減輕自選擇問題的影響。借鑒現有文獻(曹越 等，2016；劉駿 等，2014)選取以下變量模型進行傾向得分匹配：(1)企業規模(SIZE)，即當年年末的企業資產總額取自然對數，一般認為企業規模越大，政治游說的能力會越強，進而會增加稅務籌劃的動機；(2)資產負債率(LEV)，即當年年末的企業負債總額除以資產總額，企業財務杠桿越高，可以扣除的負債利息越多，整體稅負就越小；(3)無形資產密集度(INTANG)，年末無形資產凈額除以資產總額，無形資產的折舊攤銷扣除越多，稅負就越低；(4)營業收入毛利率(GROSSMAR)，計算方式為當年企業營業收入和營業成本的差額除以營業收入，用來反映企業的成長性，控制毛利率對稅負的影響；(5)資產報酬率(ROA)，等于年末凈利潤除以總資產平均額，企業盈利越多，需要納稅的額度就越高，稅負就越重。

在傾向得分匹配中，將進行“營改增”的企業定義為處理組，共83家；未進行“營改增”的企業定義為對照組，共1110家。對試點行業企業進行最近鄰1對1匹配，未報告的結果顯示匹配后處理組與對照組的變量無顯著差異，得到了較為平衡的匹配結果。

(二)變量定義

1.被解釋變量

(1)借鑒現有文獻(劉駿 等，2014)，通過以下方式度量稅負：TAX = TAX_NCF/SALES。其中TAX_NCF為外貿企業支付各項稅費產生的凈現金流出，其計算公式為：TAX_NCF=支付的各項稅費-收到的稅收返還。根據中國現行的外貿企業會計準則，“支付的各項稅費”(TAX)包含了外貿企業應當繳納的各種稅費，“收到的稅收返還”(SFFH)則包含了外貿企業收到的全部稅收返還，以兩者的差額作為企業稅負的衡量標準。SALES為企業當年的營業收入。一般認為，稅負是指繳納稅費占計稅經濟來源的比例，因此，本文以稅費凈支出與營業收入的比值作為企業稅負的衡量標準。

(2)本文以TOBINQ作為企業價值的衡量指標，其計算方式如下：以流通股股數與每股股價的乘積加上非流通股股數與每股凈資產的乘積，最后除以總資產作為企業價值的衡量標準。

2.解釋變量

解釋變量TREAT為虛擬變量，若樣本企業為試點地區的試點行業，則視為處理組，賦值為1，否則視為控制組，賦值為0。本文將樣本期內符合試點時間與試點行業的外貿企業定義為處理組，最終由行業分類為交通運輸業與現代服務業的外貿企業構成，其他外貿企業定義為實驗組。解釋變量YEAR為虛擬變量，表示當年是否屬于試點企業進行“營改增”的年份，若受到影響則賦值為1，否則為0。交乘項TREAT×YEAR作為重點關注變量(DID)，即“營改增”對試點企業的影響。

3.控制變量

本文參考曹越等(2016)、劉駿等(2014)的做法，使用企業規模、資產報酬率、資產負債率、企業年齡、營業收入毛利率、資本密集度以及無形資產密集度作為控制變量。

表1 變量定義

(三)研究模型

參考曹越等(2016)、劉柏等(2017)的研究，本文利用雙重差分法(DID)來檢驗“營改增”對外貿企業稅負與企業價值的影響。考慮到“營改增”在2012—2013年還屬于逐步實施的階段，剔除2012年與2013年的數據以保證檢驗的準確性，選擇“營改增”啟動前兩年(2010—2011年)和“營改增”實施后兩年(2014—2015年)作為研究期間，并建立以下模型：

TAX=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α4SIZEi,t+α5LEVi,t+

α6AGEi,t+α7INTANGi,t+α8ROAi,t+α9PPEi,t+α10GROSSMARi,t+ε

(1)

TOBINQ=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α4SIZEi,t+α5LEVi,t+

α6AGEi,t+α7INTANGi,t+α8ROAi,t+α9PPEi,t+α10GROSSMARi,t+ε

(2)

SFFH=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α4SIZEi,t+α5LEVi,t+

α6AGEi,t+α7INTANGi,t+α8ROAi,t+α9PPEi,t+α10GROSSMARi,t+ε

(3)

TOBINQ=α0+α1SFFH+α2TREATi,t+α3YEARi,t+α4TREATi,t×YEARi,t+α5SIZEi,t+

α6LEVi,t+α7AGEi,t+α8INTANGi,t+α9ROAi,t+α10PPEi,t+α11GROSSMARi,t+ε

(4)

TAX(TOBINQ)=α0+α1TREATi,t+α2YEARi,t+α3TREATi,t×YEARi,t+α5INDEXi,t+

α6TREATi,t×YEARi,t×INDEX+α7SIZEi,t+α8LEVi,t+α9AGEi,t+

α10INTANGi,t+α11ROAi,t+α12PPEi,t+α13GROSSMARi,t+ε

(5)

模型(1)用于檢驗假設1。在模型(1)中，被解釋變量為企業稅負(TAX)，解釋變量為TREAT×YEAR，檢驗時主要關注系數α3的符號及其顯著性，若為顯著負相關，則表明“營改增”顯著降低了企業稅負，與假設1的預期一致。模型(2)用于檢驗假設2。在模型(2)中，被解釋變量為企業價值(TOBINQ)，檢驗時主要關注系數α3的符號及其顯著性，若為顯著正相關，則表明“營改增”顯著增加了企業價值，與假設2的預期一致。為檢驗“營改增”是否通過增加企業的稅收返還來提升企業價值，本文參考溫忠麟等(2004)的研究，利用模型(1)、模型(3)與模型(4)來檢驗假設3。其中，模型(3)中被解釋變量(中介變量)為企業收到的稅費返還(SFFH)。若模型(1)中系數α3著為負，模型(3)中系數α3顯著為正，且模型(4)中的系數α4顯著為正，則表明“營改增”可以通過增加企業的稅收返還來增加企業價值。如果模型(3)中的α3與模型(4)中的α1至少有一個不顯著，則利用Sobel檢驗來判斷是否存在中介效應。模型5用于檢驗假設4。其中，被解釋變量為企業稅負(TAX)與企業價值(TOBINQ)，檢驗時主要關注系數α5的符號及其顯著性。INDEX代表市場化指數，參考樊綱等(2016)，使用《中國分省份市場化指數報告(2016)》來衡量各個地區的市場化水平，并根據各省每年市場化指數產生年度中位數并將樣本分成兩組，若企業所處地區市場化指數大于年度中位數則取值為1，否則為0，最終的回歸結果也以市場化指數分組的方式進行呈現。借鑒現有文獻(楊興全 等，2012)，以2011—2014年的市場化指數平均增長率來計算2015年的市場化指數。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

變量的描述性統計結果見表2。從表2可以看出：稅負(TAX)均值為0.08，中位數為0.06，最小值與最大值差異較大，可能的原因是“營改增”后試點企業稅負下降，而非試點企業稅負壓力未能得到緩解，導致了明顯差距。企業價值(TOBINQ)均值2.080大于中位數1.530，表明樣本數據右偏，標準差高達1.870，表明樣本間企業價值差別較大，可能是“營改增”后試點企業價值顯著增加，與非試點企業產生了顯著差異。稅收返還(SFFH)均值為0.01，標準差為0.02，分布較為合理。企業規模(SIZE)均值為22.28，標準差為1.360；企業年齡(AGE)均值為2.24，標準差為0.74，說明樣本企業的資產規模與上市年齡存在一定的差異性。資產報酬率(ROA)均值為0.05，標準差為0.06，說明樣本企業經營業績在“營改增” 前后較為正常，但無顯著改善。資本密集度(PPE)均值為0.22，標準差為0.17，總體偏低，說明樣本企業并未大幅度利用固定資產投資來增加可抵扣稅額，可能的原因是企業業績并未達到理想狀態，影響了可支配投資量。資產負債率(LEV)均值為0.42，中位數為0.41；營業收入毛利率(GROSSMAR)均值為0.31，中位數為0.27；無形資產密集度(INTANG)均值為0.05，中位數為0.03，整體上較為合理。

表2 描述性統計

(二)相關性分析

表3為Pearson相關系數表。由表3可知，“營改增”(TREAT×YEAR)與企業稅負(TAX)在1%的水平上顯著負相關，初步驗證了假設1。(TREAT×YEAR)與企業價值(TOBINQ)在1%的水平上顯著正相關，初步驗證了假設2。大部分控制變量與被解釋變量都保持了顯著性，說明控制變量的選取較為合理。絕大多數控制變量之間的相關系數小于0.5，說明實證模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 Pearson相關系數

(三)多元回歸分析

假設1的回歸結果見表4第(1)列。表4第(1)列顯示，解釋變量(TREAT×YEAR)與被解釋變量(TAX)在5%的水平上顯著負相關，表明“營改增”顯著降低了外貿上市企業的稅負，與本文假設1的預期一致。假設2的回歸結果見表4第4列。解釋變量(TREAT×YEAR)與被解釋變量(TOBINQ)在1%的水平上顯著正相關，表明“營改增”顯著提高了外貿企業的企業價值。假設3的回歸結果見表4第(4)、(7)、(8)列。表4第4列的結果表明，“營改增”顯著提高了外貿企業的企業價值。表4第(7)列顯示，解釋變量(TREAT×YEAR)在1%的水平上與稅收返還(SFFH)顯著正相關，表明“營改增”顯著增加了外貿企業的稅收返還。表4第(8)列顯示，稅收返還(SFFH)在10%的水平上與企業價值(TOBINQ)顯著正相關，表明“營改增”通過增加外貿企業的稅收返還來提高企業價值。

表4第(2)、(3)、(5)、(6)列為假設4的回歸結果。回歸結果顯示，解釋變量(TREAT×YEAR)在第(3)、(6)列即市場化程度較低的樣本中與企業稅負(TAX)顯著負相關，與企業價值(TOBINQ)顯著正相關，在第(2)、(5)列即市場化程度較高的樣本中并無顯著影響，假設4得到驗證，即市場化程度較高的區域稅負水平本身不高，企業執行政策的力度不夠，導致“營改增”的效益無法凸顯。

表4 多元回歸結果

(續表4)

為了進一步驗證假設4，本文將不同市場化程度地區的稅負均值進行逐年對比，結果如表5所示。根據表5可知，在市場化程度較低的地區，企業稅負在“營改增”前后都高于市場化程度較高的地區，因而驗證了假設4，即市場化程度較高的地區稅負水平本身就低，因此“營改增”的減稅效果并不明顯；而市場化程度較低的區域稅負水平較高，迫切需要緩解稅負壓力，在“營改增”的促進作用下，稅負產生了顯著下降，由于政策執行力度更大，企業價值也產生了顯著增加。“營改增”在市場化程度較低的地區效果更加明顯，進一步證明此次改革并未受限于不成熟的市場環境，這也是政策執行到位，政府與企業通力合作的成果。

表5 稅負均值差異檢驗

五、 穩健性測試與進一步分析

(一)穩健性測試

為增強本文結論的穩定性，利用以下兩個方式進行穩健性測試：

(1)在傾向得分匹配(PSM)過程中，不同的匹配方式可能會產生與本文結果不一致的情況。為了確保研究結論的穩定性，本文將1對1匹配改為半徑匹配和1對2匹配。表6與表7分別為半徑匹配與1對2匹配的回歸結果。由表可知，解釋變量(TREAT×YEAR)的回歸系數依然保持了顯著性，與前文的研究結果保持了一致。

表7 1對2匹配

(續表7)

(2)安慰劑檢驗。為了排除時間趨勢對本文結果造成的可能偏誤。本文將樣本期設置為“營改增”啟動前兩年(2010與2011年)，變量YEAR重新設定為：若當年等于2011年，賦值為1，若等于2010年，賦值為0，以2011年的樣本構建虛擬實驗組。若解釋變量(TREAT×YEAR)依然保持顯著，則表明本文所觀測到的結果并非“營改增產生的影響。表8為安慰劑測試的回歸結果。由表8可知，所有解釋變量(TREAT×YEAR)均不顯著，表明本文結果并不受時間趨勢影響，而是“營改增”政策實施的結果。

表8 安慰劑檢驗

(二)進一步分析

主測試結果表明“營改增”后外貿上市企業稅負有所下降，企業價值有所提高，但并未表現出該效益出現的“速度”，即“營改增”的效益可能是實施一段時間后才能顯現，或是每年都有顯著變化。考慮到利用雙重差分模型的條件較為復雜，本文選擇一種更加簡單的方式，將試點企業2010—2015年每年的稅負均值與TOBINQ均值進行對比，從而判斷“營改增”的實施效率。

1.稅負變化趨勢

圖1為企業稅負與企業價值的變化趨勢圖，具體數值呈現在表9中。結合圖1與表9發現，“營改增”前期，即2010—2012年，稅負先增后減，但總體呈上升趨勢。2012年“營改增”實施后，企業稅負開始呈現穩定的下降趨勢。表10顯示2011年與2014年、2011年與2015年、2012年與2015年的稅負均值存在顯著性差異，其他相鄰年份的稅負均值均無顯著差異，說明“營改增”降低稅負并非立竿見影，而是一個循序漸進的過程。

圖1 均值變化趨勢

表9 被解釋變量年度均值

表10 被解釋變量逐年均值差異檢驗

2.企業價值變化趨勢

由圖1與表9可知，外貿企業的企業價值在政策實施前兩年不斷減少，在“營改增”開始后產生了明顯上升趨勢。表10顯示相鄰年份的企業價值均值存在顯著性差異，結合稅負的變化趨勢，發現雖然稅負每年的下降程度不大，但帶來的經濟效益是十分顯著的。樣本企業的企業價值與改革之前相比產生了質的飛躍，表明“營改增”政策執行到位，對企業產生了積極影響。

六、結論與政策建議

(一)研究結論

1.主要結論

降低企業稅負、改善企業活力是促進資本市場穩定發展的重要前提。本文以“營改增”為契機，實證檢驗了稅改對外貿上市企業稅負與企業價值的影響。研究結論表明，“營改增”顯著降低了外貿上市企業的稅負，并顯著提高了其企業價值；特別地，企業所處地區的市場化程度越低，“營改增”對企業稅負與企業價值的有益影響越顯著；路徑分析表明，“營改增”通過增加外貿上市企業的稅收返還來提升企業價值。進一步研究發現，“營改增”降低外貿上市企業稅負的速度較為緩慢，但對企業價值的正面影響更為迅速、有效。簡言之，“營改增”的實施為企業帶來了充分的政策紅利，達到了預期效果。

2.更多的發現

(1)營業收入增長率與資產報酬率越高的企業，稅負也往往越高。因此，在衡量企業的經營狀況是否“健康”時，可以將稅負視為一項重要的考核標準。企業的經營活動幾乎都會產生稅費，因此企業的績效越好，往往也伴隨著一定水平的稅負。倘若財務報表呈現出的結果與預期大相徑庭，則暗示企業存在避稅漏稅的可能性。因此，關注企業績效與稅負之間的關系及其變動趨勢，將有助于相關者深入評價企業的運營情況，幫助其實施有效監管。

(2)資本密集度與無形資產密集度越高，企業價值越低。這一結果可能意味著過度投資會對企業價值產生負面影響。因此，管理層在進行投資決策時，不僅僅要考慮投資對稅負壓力的緩解作用，更要考慮投資對長期經營產生的影響，進行合理投資，以防資本錯配，損害企業價值。

(二)政策建議

其一，“營改增”的最終成效不僅僅取決于制度本身，企業執行政策的積極性也同樣重要。因此，外貿企業一方面要對涉稅和財務人員進行專項培訓，確保新舊政策能夠順利過渡，另一方面要加強對稅務處理的監督，構建完善的稅務管理機制，才能幫助企業進行合理稅務籌劃，緩解稅負壓力。雖然改革初期稅負下降幅度不大，但企業價值的提升是顯著的，因此不能光以稅負作為“營改增”效益的衡量標準，外貿企業也需要具備足夠的耐心和動力去配合政策的實施，才能實現政策效益的最大化。

其二，綜合本文及前期相關文獻所發現的證據可知，“營改增”的納稅流程還存在尚未打通的環節。繁瑣的稅收管理增加了繳稅與退稅的難度，這與外貿企業稅負的緩慢減少也不無關系。因此，政府特別是稅務機關應當進一步規范納稅流程，加快稅務管理的信息化、數據化，降低納稅工作的復雜性，讓外貿企業享受到更多的政策優惠。

其三，“營改增”在降低外貿企業稅負的同時，給予了外貿企業更多的成長機會與投資空間，對經營結構和資源配置也起到了一定的優化作用，這與市場化進程的作用不謀而合。換言之，“營改增”也是促進市場不斷發育、完善的一股力量。因此，加快推進市場化改革，將有助于增加各地市場發展的平衡性，改善企業的經營環境，最終形成促進經濟增長的重要力量。