“营改增”政策对上市公司会计稳健性的影响

内容提要：制度环境是影响企业会计信息质量的重要因素。基于我国营改增改革实践，利用双重差分法研究营改增政策对企业会计稳健性的影响效应及作用路径，并进一步考察企业特征对上述影响效应的异质性。研究表明：营改增政策有助于缓解企业融资约束、降低企业税收负担，同时滋生企业高管攫取超额薪酬，进而降低企业会计稳健性。异质性检验表明，在非国有企业、年轻企业以及高成长性企业中，营改增降低会计稳健性的政策效应更加显著。本文的研究结论对“十三五”规划提出的进一步深化财税体制改革，提高经济运行信息的及时性和准确性具有借鉴意义。

关键词：营改增;会计稳健性;融资约束;税收负担;超额薪酬

中图分类号：F274文献标识码：A文章编号：1001-148X（2020）03-0094-10

收稿日期：2019-10-22

作者简介：丁汀（1993-），女，南京人，南京大学管理学院博士研究生，研究方向：公司税务和公司治理。

基金项目：国家自然科学基金项目，项目编号：71672082，71602085;江苏省社会科学基金青年项目，项目编号：15EYC005。

会计稳健性作为衡量企业信息质量的重要指标，要求企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告時保持谨慎性原则，及时确认费用和损失，延迟确认收入，最大化负债价值，最小化资产价值[1]，最终表现为企业对收益和损失的确认具有非对称性[2]。会计稳健性具有重要的企业治理功能，不仅有助于降低信息不对称，减少代理成本，还有利于发挥会计信息在经济活动中的指导作用。

作为“十三五”期间深化财税体制改革的重要内容，营改增税收制度改革的直接目的在于消除企业重复征税，进而减轻企业税收负担，深层次目的则是实现上下游企业之间的分工与调整，进而促进产业转型升级。营改增政策通过改变企业的外部契约环境和内部财务绩效，会对企业的融资约束、税收负担和高管行为等方面产生重要影响，而上述三方面又是影响企业会计稳健性的重要因素[3]。

本文基于营改增改革的制度背景，采用双重差分法检验营改增政策对企业会计稳健性的影响效应及作用路径，并进一步考察企业控制权性质、年龄以及成长性等特征对营改增政策效应的异质性影响。本文可能的研究贡献主要在于从会计政策决策视角拓展了营改增政策影响微观企业行为的研究框架，又从税收政策视角丰富了会计稳健性影响因素的研究，并深化了企业不同特征对营改增政策效应的交互影响研究。

一、营改增政策影响会计稳健性效应理论分析与研究假设

1. 基于缓解融资约束视角的影响路径分析。稳健的会计信息可以降低企业与债权人之间的信息不对称，进而减少债务风险，优化债务契约效率[4]。因此，基于债务契约视角，企业为了获得更大的债务融资规模，实现更低的债务融资成本，会努力提升企业的会计稳健性。营改增政策可以从内外两方面缓解企业的融资约束，降低企业的举债动机，进而影响企业提升会计稳健性的积极性。

一方面，营改增政策有助于增强企业的内部资金供给，打通了上下游企业之间的抵扣链条，避免了重复征税。企业外购材料、投资资产或者接受服务而获得的增值税进项税可以直接抵扣增值税销项税，进而减少了税费支出，增加了经营现金流量。尽管政策的抵扣效应会引起固定资产或无形资产投资原值的下降，进而减少可供税前扣除的折旧或摊销基数，在税盾效应下减少经营现金流量。但进项税直接抵扣的税收优惠要大于折旧或摊销的抵税力度，因此，营改增政策对企业内部现金净流量的影响总体为正，有利于增加企业可支配收入[5]。

另一方面，营改增政策有助于提升企业的外部融资能力。基于信号传递理论，政策效应下企业内部现金流的改善和风险水平的下降不仅有利于降低市场必要报酬率，还有助于强化外部投资者的投资信心，缓解因信息不对称导致的外部融资溢价，降低外部融资成本。

综上，营改增政策通过增强企业内部资金供给，提升企业外部融资能力，有助于缓解企业的融资约束，进而弱化企业对外提供高会计稳健性的动机。逻辑关系为：营改增试点企业——融资约束缓解——会计稳健性降低。

2. 基于降低税收负担视角的影响路径分析。稳健的会计政策具有及时确认损失和谨慎确认收入的特征，有助于减少当期报告利润。因此，当企业面临较重的税收负担时，为了降低税务成本，保留更多盈余，企业有动机采取稳健的会计政策来调低报告利润，增加自身收益，进而影响企业提升会计稳健性的积极性。

营改增政策的进项抵扣效应有助于降低企业的投资成本，进而激发企业投资积极性，促使企业扩大投资规模。因此，企业会新增大量的固定资产折旧和无形资产摊销等税前扣除项，“非债务税盾”的增加有利于所得税负的下降[6];与此同时，通过改变流转税计征机制并设置新的税率，会带来企业销售端、采购端和投资端的价税分离，引起附加税费计税基础的变化，进而产生会计核算差异。

综上，营改增政策通过改变企业在采购、销售和投资环节的计税方式，会引起会计核算结果的差异，同时通过促进企业的资产投资热情，新增可用于税前扣除的“非债务税盾”，进而在总体上有助于降低企业的所得税负，弱化企业对外提供高会计稳健性的动机。逻辑关系为：营改增试点企业——所得税负降低——会计稳健性降低。

3. 基于高管攫取超额薪酬视角的影响路径分析。最优薪酬契约理论认为，为了协调股东与管理层之间的利益冲突，应当制定最优薪酬激励契约，通过基于业绩的薪酬制度把股东和管理层的利益进行绑定，最小化代理成本。会计稳健性对于稳定和维护股东与管理层之间的薪酬契约具有重要作用，原因在于稳健的会计政策可以低估收入和盈余、高估成本和损失，进而减少可供高管攫取的资源，抑制高管寻租以获取超额薪酬的动机，缓解代理问题[3]。

而营改增政策通过减少税收负担，降低投资成本，有助于增加企业的自由现金流[7]。根据委托代理理论，自由现金流的增加提供了管理层寻租的空间，会滋生高管攫取超额薪酬的机会主义行为[8]。管理层超额薪酬的增加势必会要求高管对薪酬分配结果进行合理解释，即要求高管提供合理的薪酬辩护，此时，管理层通过提高薪酬—业绩敏感性，可以为其获取超额薪酬进行正当合理的辩护[9]。进一步的，为了提高薪酬—业绩敏感性，实现自身利益最大化，管理层倾向于采取激进的会计政策来提升会计业绩，从而使得会计稳健性大大降低。

综上，营改增政策通过增加企业自由现金流，会滋生高管攫取超额薪酬的行为，为了实现超额薪酬辩护，高管倾向于通过“改善”企业会计业绩来增强薪酬—业绩敏感性，进而弱化企业对外提供高会计稳健性的动机。逻辑关系为：营改增试点企业——高管攫取超额薪酬——会计稳健性降低。

基于上述分析，本文提出如下假设：在其他条件不变的情况下，营改增政策显著降低了试点企业的会计稳健性。

二、研究设计

（一）研究方法、样本选择与数据来源

使用双重差分法评估政策效应的前提是政策符合外生性要求，且不存在内生性反应。外生性要求方面，要求受政策影响的样本是随机选择的，本文的研究对象均为上市公司，企业在上市选址时并不会预知哪些地区会实施营改增改革，因此政策效应满足外生性要求。内生性反应方面，本文剔除了样本期内注册地发生迁移的企业，避免迁移的内生性影响。因此，使用双重差分法评估营改增政策效应具有合理性。

本文以2009-2015年沪深两市A股上市公司为初始样本，并按照以下标准对样本进行进一步筛选：（1）剔除金融行业以及制造行业的样本;（2）剔除当年新上市以及样本期间注册地发生迁移的样本;（3）剔除ST、*ST处理或退市的样本;（4）剔除资产负债率小于0或大于1的样本;（5）剔除实际税率小于0或大于1的样本;（6）剔除终极控制人为事业单位、集体企业以及无法识别的样本;（7）剔除研究变量数据缺失的样本。上述筛选之后，最终得到1340个观测样本。为排除极端值的干扰，对所有连续变量在上下1%进行Winsorize缩尾处理。本文的研究数据来源于Csmar数据库以及Wind数据库。

（二）变量定义

1. 被解释变量：会计稳健性（C-score）。Basu（1997）[2]通过盈余—股票报酬反向回归方法首次量化了会计稳健性，但是Basu模型并不能计算出公司—年度的会计稳健性，且模型对股票回报率小于0的样本依赖较大，导致样本量受到限制。Khan and Watts（2009）[10]对Basu模型进行了发展和修正，构建了衡量公司—年度信息确认及时性不对称模型（K-W模型），通过计算C-score指數来衡量企业的会计稳健性。C-score指数法可以避免产生过多的交互项，更利于解释回归结果，且更能适应中国的制度背景。因此，本文借鉴Khan and Watts（2009）的方法，构建K-W模型来计算C-score指数。具体过程如下：

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）为经典的Basu模型。模型（1）中，ESPi，t表示企业i在t年扣除非经常性损益后的基本每股收益。Pi，t-1表示企业i在（t-1）年末的股价（即企业在t年4月最后一个交易日的收盘价）。Ri，t表示企业i从t年5月至（t+1）年4月经市场调整后的股票年度收益率。Di，t为虚拟变量，若Ri，t为负，则Di，t取值为1，否则取值为0。模型（1）中，β2衡量了企业会计盈余对“好消息”的反应及时性，（β2+β3）衡量了企业会计盈余对“坏消息”的反应及时性。因此，β3衡量了企业会计盈余对“坏消息”相较于对“好消息”的反应及时性增量。若β3为正，表明企业对“坏消息”的反应更为迅速，企业的会计稳健性更强。

模型（2）与模型（3）中，Size表示企业规模，用年末资产总额的自然对数来衡量;MTB表示企业市账比，用股权市值与股权账面价值的比值来衡量;Lev表示企业资产负债率，用年末负债总额与年末资产总额的比值来衡量。模型（2）的G-score即代表每个公司—年度层面会计盈余对“好消息”的反应及时性。模型（3）的C-score即代表每个公司—年度层面的会计稳健性程度。

进一步，将模型（2）和模型（3）代入模型（1），整理得到如下模型（4）。对模型（4）进行分年度回归得出系数γ0、γ1、γ2和γ3，代入模型（3）即可得到每个公司—年度层面的会计稳健性C-score。C-score的数值越大，表明企业的会计稳健性越高。

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.解释变量：Time和Reform。政策时间变量设置虚拟变量Time来区分，样本年度位于营改增政策实施之前，Time取值为0，政策实施之后，Time取值为1。实验组和对照组设置虚拟变量Reform来区分， 将首批实施营改增政策试点的行业（下文简称“1+6”行业）定义为实验组，Reform取值为1;将最后一批实施营改增政策试点的行业定义为对照组，Reform取值为0①。交互项Time*Reform的系数衡量了营改增政策对实验组会计稳健性的影响效应，是本文重点关注的变量。

3.控制变量。本文控制以下变量：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、盈利能力（Roa）、股权集中度（Cr）、市账比（MTB）。此外，为了降低行业和宏观因素的影响，进一步控制了行业（Industry）和时间（Year）效应的影响。具体变量定义如表1所示。

（三）模型设定

为了检验假设，检验营改增政策与企业会计稳健性之间的关系，构建如下模型（5）：

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

其中，Time*Reform的系数衡量了营改增政策对企業会计稳健性的影响效应，若假设成立，营改增政策显著降低了企业的会计稳健性，则Time*Reform的系数α3预期显著为负。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计与单变量检验

表2列示了主要变量的描述性统计结果，其中，衡量企业会计稳健性的C-score指数均值和中位数分别为0.035和0.037，说明我国上市企业整体上采取了较为稳健的会计政策;最小值和最大值分别为-0.506和0.669，说明我国上市企业之间的稳健性程度仍存在较大差异。进一步分析Time和Reform的分布可知，营改增政策实施之前的样本数为955，政策实施之后的样本数为385;实验组样本数为665，对照组样本数为675。其余变量的分布特征与现有相关文献的统计结果基本保持一致，不再赘述。

表3列示了营改增政策与会计稳健性的单变量检验结果。单变量检验首先分析了全样本企业在营改增政策实施前后会计稳健性的变化结果，并进一步对比了实验组企业和对照组企业的会计稳健性在政策前后的变化差异。观察均值的T检验结果可知，全样本企业的C-score指数均值在营改增政策实施之后从0.026上升至0.057，说明政策效应下样本企业的会计稳健性整体呈现提高趋势。进一步对比可知，实验组企业的C-score指数均值在政策实施之后从0.028下降至0.014，说明政策效应下实验组企业的会计稳健性出现一定程度的下降。相反，对照组企业的C-score指数均值在政策实施之后从0.023上升至0.109，表明在时间趋势的影响下，对照组企业的会计稳健性有了显著提升。综上可知，营改增政策对实验组企业的会计稳健性具有显著的负向影响，初步证明了假设。中位数的Wilcoxon Z统计检验结果同样支持上述推论。

（二）营改增政策效应检验——基本检验

表4的列（1）和列（2）检验了营改增政策对企业会计稳健性的影响。结果显示，在不考虑控制变量的影响下，列（1）中营改增政策效应变量Time*Reform的系数在1%的水平上显著为负。加入控制变量的影响后，模型（5）的拟合优度提升至0.553，交互项Time*Reform的系数仍在1%的水平上显著为负。上述结果说明，在控制其他因素的影响下，营改增政策显著降低了企业的会计稳健性。此外，列（1）和列（2）中Reform的系数均不显著，这意味着在营改增政策实施之前，实验组样本和对照组样本的会计稳健性并不存在显著差异，一定程度上缓解了“样本选择偏差问题”。

为了控制不可观测但不随时间变化的组间差异，保证实验组样本和对照组样本满足平行性假设，参照Heckman et al.（1997）提出的基于得分倾向匹配的双重差分模型（PSM-DID模型），重新检验营改增政策对企业会计稳健性的影响效应。首先选取企业规模、资产负债率、总资产收益率、第一大股东持股比以及市账比等企业个体变量作为特征变量，然后依据特征变量使用Logistic模型对每一样本成为实验组的概率进行估计，并采用核匹配法根据倾向得分值的相近程度一一匹配实验组和对照组，最后将匹配后的样本代入模型（5）进行回归检验。表4列（3）列示了PSM-DID模型的检验结果，Time*Reform的系数在1%的水平上显著为负，结论保持不变。

（三）营改增政策效应检验——基于企业特征的异质性检验

上文理论分析中提到，营改增政策能够通过缓解融资约束、降低税收负担以及诱发高管攫取超额薪酬这三条路径来影响企业的会计稳健性。考虑到不同特征企业在上述路径中受到的影响各异，因此本文基于控制权性质、企业年龄和企业成长性这三个不同视角，进一步研究营改增政策对不同企业会计稳健性产生的异质性影响。

第一，控制权性质。首先，非国有企业长期以来面临严重的信贷歧视现象，为了获得信贷资源需要支付更高的融资成本。而国有企业往往更容易获得信贷政策的支持和倾斜，信贷资源丰富。因此，相比于非国有企业，国有企业受融资约束的影响较小。其次，国有企业承担着解决地方税收、就业、环保等问题的政策性目标，与此同时，政府有动机对国有企业因承担社会目标而造成的经济效率损失进行补贴。因此，相比于非国有企业，税负压力并不会直接影响国有企业的业绩和考核，使得国有企业的税收敏感性较弱，并不会随着税收政策变化及时调整经济行为。最后，国有企业存在严格的高管薪酬管制政策，不仅减弱了高管攫取超额薪酬的动机，还降低了高管对薪酬所得进行辩护的需求。因此，相比于非国有企业，超额薪酬因素对国有企业的影响并不显著。综上所述，本文认为营改增政策对非国有企业会计稳健性的影响更明显。表5的列（1）列示了企业控制权性质对营改增政策效应的影响，Soe代表企业的控制权性质，企业为国有企业时取值为1，否则取值为0。列（1）中，Time*Reform*Soe的系数在1%的水平上显著为正，说明营改增政策降低会计稳健性的效应主要体现在非国有企业中，证明了上述推论。

第二，企业年龄。一方面，年轻企业信息披露质量较差，进而导致信息不对称程度较高，再加上抵押品较少，信用级别较低，往往面临着较大的经营风险和融资约束。另一方面，年轻企业基于高速扩张的特点，对资金的需求量较大，进而对税负压力的敏感性更强。综上所述，本文认为营改增政策缓解融资约束，降低税收负担的政策效应主要作用于年轻企业，成熟企业受政策的影响相对较小，因此对年轻企业会计稳健性的影响更明显。表5的列（2）列示了企业年龄对营改增政策效应的影响，Age代表企业的上市年限，用（当年年度-上市年度+1）来衡量。列（2）中，Time*Reform*Age的系数在1%的水平上显著为正，说明营改增政策降低会计稳健性的效应主要体现在年轻企业中，证明了上述推论。

第三，企业成长性。相比于低成长性企业，高成长性企业存在更多的未来增长机会，需要企业不断扩大生产规模，加大投入产品研发，尽快抢占市场份额，进而产生更大的融资需求。但更多的成长空间也意味着更大的不确定性，这种不确定性不仅会加剧内外部信息不对称，甚至会引起诉讼风险，造成现金流危机。因此，高成长性企业往往受到融资约束困扰，且现金流敏感性更强。此时，高成长性企业倾向于采取更稳健的会计政策，来缓解代理成本，降低融资约束，减少税费支出。综上所述，本文认为高成长性企业受益于营改增政策的程度更大，政策对高成长性企业会计稳健性的影响更明显。表5的列（3）列示了企业成长性对营改增政策效应的影响，TQ代表企业的成长性，用（每股股价*流通股股数+每股净资产*非流通股股数+负债账面价值）除以总资产账面价值来衡量。列（3）中，Time*Reform*TQ的系数在1%的水平上显著为负，说明营改增政策降低会计稳健性的效应主要体现在高成长性企业中，证明了上述推论。

（四）营改增政策效应检验——基于作用路径的检验

為了验证融资约束的缓解、税收负担的降低以及高管超额薪酬的攫取是营改增政策影响企业会计稳健性的作用路径，参照Gu et al.（2008）的研究，在模型（5）的基础上，构建如下中介效应模型（6）-（8）进行进一步检验：

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，变量Mech代表本文的三个中介变量：融资约束（KZ）、税收负担（Rate）和超额薪酬（Overpay）。上文模型（5）检验营改增政策对会计稳健性的影响效应;模型（6）检验营改增政策对中介变量的影响效应;模型（7）检验中介变量对会计稳健性的影响效应。若模型（5）中系数α3、模型（6）中系数γ、模型（7）中系数η均显著，则将营改增政策效应变量Time*Reform和中介变量Mech同时对会计稳健性C-score进行回归，即对模型（8）进行回归。此时，若模型（6）中系数γ和模型（8）中系数η′均显著异于0，说明中介效应成立，即营改增政策通过该中介变量降低了会计稳健性。进一步，若模型（8）中系数α′不显著，说明存在完全中介效应，即仅此中介变量发挥作用;若模型（8）中系数α′显著但绝对值小于α3，说明存在不完全中介效应，即除了该中介变量发挥作用之外，另有其他合理的作用路径。需要注意的是，若模型（6）中系数γ和模型（8）中系数η′有任意一个不显著，那么就需要进行Sobel检验来判断该中介变量是否存在中介效应。

1. 融资约束影响路径的中介效应检验。参照Kaplan and Zingales（1997）的研究，构建“KZ指数”来衡量企业的融资约束程度（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为企业的现金流水平，定义为企业现金流量与滞后一期固定资产的比值;TQ为企业托宾Q值，Lev为企业资产负债率，定义同上文;Dividends为企业的现金股利水平，定义为企业现金股利与滞后一期固定资产的比值;CashHolding为企业的现金持有水平，定义为企业现金与现金等价物持有量与滞后一期固定资产的比值。KZ指数的值越大，说明企业的融资约束程度越高。

表6列示了融资约束路径的回归结果。表6列（2）中Time*Reform的系数在5%的水平上显著为负，说明营改增政策缓解了企业的融资约束;列（3）中KZ的系数显著为正，说明企业的融资约束与会计稳健性显著正相关;列（4）中KZ的系数显著异于0，且Time*Reform的系数绝对值为0.136，小于列（1）中的0.138，t值绝对值也有所下降。检验结果证实了营改增政策效应的融资约束路径，且该路径并不唯一。

2. 税收负担影响路径的中介效应检验。采用所得税费用与息税前利润的比值来衡量企业的实际税率水平（Rate），表7列示了税收负担路径的回归结果。表7列（2）中Time*Reform的系数在10%的水平上显著为负，说明营改增政策降低了企业的税收负担;列（3）中Rate的系数显著为正，说明企业的税收负担与会计稳健性显著正相关;列（4）中Rate的系数显著异于0，且Time*Reform的系数绝对值下降至0.135，t值绝对值下降至6.125。检验结果证实了营改增政策效应的税收负担路径，且该路径并不唯一。

3. 超额薪酬影响路径的中介效应检验。参照Core et al.（2008）的研究，通过计算高管实际薪酬与预期薪酬之间的差额来衡量高管的超额薪酬水平（Overpay）。首先，建立如下高管薪酬决定模型（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表示企业高管的实际薪酬水平，用企业前三名高管薪酬总额的自然对数来衡量;Zonei，t为衡量企业区域差异的变量，具体划分为东部、中部、西部与东北部;模型（10）中其他变量的定义同上文。其次，将样本数据代入模型（10）进行回归得到具体的回归系数。然后，根据回归得出的系数结合各变量实际数值计算得出高管的预期薪酬水平ExpectedExepi，t。最后，根据如下模型（11），计算出高管实际薪酬水平与高管预期薪酬水平之间的差额，即高管的超额薪酬水平（Overpay）。Overpay的值越大，说明高管的超额薪酬水平越高。

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

表8列示了超额薪酬路径的回归结果。表8列（2）中Time*Reform的系数在10%的水平上显著为正，说明营改增政策提升了高管的超额薪酬水平;列（3）中Overpay的系数显著为负，说明高管超额薪酬水平与会计稳健性显著负相关;列（4）中Overpay的系数显著异于0，且Time*Reform的系数绝对值下降至0.134，t值绝对值下降至5.982。检验结果证实了营改增政策效应的超额薪酬路径，且该路径并不唯一。

（五）稳健性检验

1. 替换主模型被解释变量。借鉴Givoly and Hayn（2000）的方法，重新构建衡量企业会计稳健性的代理指标NAccp。NAccp用企业最近三年非经营性应计项目之和与期末资产总额比值的相反数来衡量，企业的非经营性应计项目用企业总应计项目与经营性应计项目之差来衡量。企业总应计项目定义为（净利润+累计折旧和摊销-经营活动现金净流量）;企业经营性应计项目定义为（应收类项目变动+存货项目变动+预付类项目变动-应付类项目变动-预收类项目变动）。NAccp的数值越大，表明企业的会计稳健性越高。表9列（1）列示了替换被解释变量的检验结果，Time*Reform的系数在5%的水平上显著为负，结论保持不变。

2.替换主检验模型。Basu模型和K-W模型都是基于资本市场的数据，数据的合理性和准确性比较依赖于资本市场的有效性。应计—现金流模型放松了对资本市场有效性的依赖，因此本文参照Ball and Shivakumar（2005）的方法，使用应计—现金流模型来衡量企业的会计稳健性，具体模型如下：

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表示企业i在t年的总应计项目之和，定义为（净利润+累计折旧和摊销-经营活动现金净流量）与资产总额的比值;CFOi，t表示企业i在t年的经营性现金流量水平，定义为经营活动现金净流量与资产总额的比值;DCFOi，t为哑变量，若CFOi，t为负，则取值为1，否则取值为0。营改增政策效应变量Time*Reform的定义同上文。β3越大，表明企业的会计稳健性越强。表9列（2）列示了替换检验模型的检验结果，DCFO*CFO*Time*Reform的系数在10%的水平上显著为负，说明营改增政策显著降低了企业的会计稳健性，结论保持不变。

3. 反事实分析的安慰剂检验。本文的核心结论是营改增政策显著降低了企业的会计稳健性，那么在营改增政策实施之前的年度，试点企业的会计稳健性呈现怎样的变化趋势呢？为了保证结论的稳健性，即企业会计稳健性的下降确实可归因于营改增政策，必须证实以下推论：实验组企业的会计稳健性在营改增政策实施之前并没有出现显著下降的变化趋势。我们将样本区间限定为2009-2011年度，并假设营改增政策在2011年实施，构建新的交互项T2011*Reform，检验实验组企业的会计稳健性是否2011年就发生显著下降。表9列（3）列示了反事实分析的检验结果，T2011*Reform的系数在1%的水平上显著为正，说明在营改增实施之前的2011年度，实验组企业的会计稳健性并没有发生显著下降。安慰剂检验表明营改增政策的实施确实对企业会计稳健性的下降具有重要影响。

4. 本文还进行了以下稳健性检验：（1）考虑不同的时间窗口，将研究样本期间定义为2010-2015;（2）将对照组仅定义为建筑类上市企业;（3）使用Basu模型和盈余反转模型来衡量企业的会计稳健性;（4）参照Hadlock and Pierce（2010）的做法，构建SA指数来衡量企业的融资约束程度;（5）参考Stickney and McGee（1982）的做法，将企业实际税率定义为所得税费用/（税前利润-递延所得税费用/法定税率）;（6）在模型中进一步控制企业的其他特征变量。上述检验结果与本文主要研究结论保持一致，保证了结论的稳健性（限于篇幅，数据结果未列示）。

四、研究结论与启示

（一）研究结论

稳健的会计政策有利于促进资源的高效配置、保障投资者的合法利益、维护资本市场的有序运行。本文基于会计政策决策的视角研究了营改增政策对微观企业行为的影响效应和作用路径。研究发现：（1）营改增政策显著降低了试点企业的会计稳健性。（2）基于企业特征的异质性检验表明，企业控制权性质、企业年龄以及企业成长性会对营改增政策效应产生调节作用，对会计稳健性的负向影响主要体现在非国有企业、年轻企业以及高成长性企业中。（3）基于作用路径的检验表明，营改增政策会通过缓解融资约束、降低税收负担以及滋生高管攫取超额薪酬这三条路径来降低企业的会计稳健性。上述结论在控制内生性问题及替换主要变量的稳健性测试后依然成立。

（二）政策性建议

第一，强化营改增政策对企业会计政策行为的影响效应评估。以往研究主要基于微观视角探究企业特征对会计政策行为的影响，本文提供了宏观税制改革影响企业会计政策行为的经验证据。因此，要全面評估营改增改革的微观经济后果，除了关注改革对企业投融资行为以及企业经营绩效等方面的影响，也应当重视改革对企业会计政策行为的影响。“十三五”规划提出：“要提高经济运行信息的及时性和准确性”。因此，对于政策制定者，在进一步深化增值税改革的同时，需要出台相关配套措施，保证企业信息披露的及时性和准确性，全面提升信息披露质量;对于企业自身，在享受营改增政策红利的同时，需要全面评估政策对企业产生的间接影响，防止政策对会计政策选择造成的不利影响。

第二，防止营改增政策诱发企业管理层的机会主义行为。政策的减税效应和分工效应会给企业带来政策红利，此时难免会诱发企业管理层的机会主义动机，滋生管理层的掏空行为。因此，企业应当加强对管理层的监督，对外减少信息不对称程度，对内强化内控体系建设，尽可能降低代理问题，保障企业最大程度享受政策红利。

第三，由营改增政策效应的异质性可以看出：对于国有企业来说，应当大力推进国企市场化改革，解决所有者缺位问题，建立合理的薪酬激励机制，进而完善内部治理，优化决策效率，提高对宏观经济政策的敏感性。对于年轻企业和高成长性企业来说，一方面，政府应当不断优化金融供给机制，解决融资难的问题，不断完善社会信用体系建设，缓解融资贵的问题;另一方面，政府应当完善和健全税收优惠支持和财政补贴机制，加大减税降费的力度，努力提升企业的发展动力和竞争能力。

注释：

① 之所以将对照组定义为最后一批实施营改增政策试点的企业而非制造业企业，原因如下：制造业企业尽管不受营改增政策的直接影响，但通过与上游已实现营改增的服务业企业进行交易，仍可以获得进项抵扣收益，受“营改增”政策的间接影响。因此，将制造业企业作为对照组噪音较大，会低估政策效应。最后一批实施营改增政策试点的建筑业、房地产业以及生活服务业在本文研究样本期间尚未纳入“营改增”改革，其与上下游企业（无论是制造业还是已实现营改增的服务业）交易时均无法获得抵扣收益，完全不受营改增政策影响。因此，将最后一批实施营改增政策试点的企业作为对照组最具合理性。

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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

（責任编辑：李江）