“营改增”、市场化进程与经济效应——来自中国外贸上市企业的经验证据

曹玉珊 张 越

(江西财经大学 会计学院，江西 南昌 330013)

一、引言

为深化财税体制改革，中国于2012年1月1日正式开展“营改增”试点。就外贸行业而言，进出口业务所涉及的税率与退税范围较改革以前均有较大变化。鉴于外贸企业是中国“供给侧结构性改革”等重要政策的践行者，研究“营改增”对外贸企业的影响，具有重要的政策价值和实践意义。此次改革的目的，是通过降低税负达到优化资源配置、提升企业活力的效果(刘柏 等，2017)。然而，作为盈利能力与增长速度的重要体现(Myers，1976)，企业价值这一反映企业活力的综合特征尚未得到相关研究者的足够关注。以往研究主要从微观公司特征等层面(池国华 等，2013；杜兴强 等，2011；董小红 等，2017)来考察企业价值的影响因素，却忽略了“营改增”这一政策改革的重要内容。因此，考察“营改增”对企业价值的作用及其影响企业价值的路径，或可更全面地评价此次改革的经济效应。此外，在试点过程中，“营改增”并未产生“稳定”的减税效应，而且在不同地域之间呈现出差异化的效果(曹越 等，2016)。考虑到不同地域的经济、法律与市场环境各不相同，将市场化进程这一环境变量纳入税改的影响因素分析或许能得出更加清晰的解释。

鉴于此，本文拟以2010—2015年中国外贸上市企业为研究样本，实证分析“营改增”对外贸上市企业的影响，具体涉及下列问题：(1)“营改增”是否显著降低了外贸企业的税负？(2)“营改增”是否显著影响企业价值？如果是又以何种路径影响了企业价值？(3)市场化进程如何影响上述关系？“营改增”于何时对企业产生了显著影响？本文的主要贡献在于：第一，延伸现有关于“营改增”之经济后果的研究(刘柏 等，2017；曹越 等，2016)，重点关注“营改增”对企业价值的提升作用、改善路径及其生效时间，所获取的经验证据及其研究结论可以进一步为利益相关者评价“营改增”的效率效果提供有益参考；第二，拓展现有关于企业价值之影响因素的研究(池国华 等，2013；杜兴强 等 2011)，补充分析了政策改革与市场环境的综合作用，所获取的经验证据有助于企业价值相关理论的发展，亦丰富了政策实施与市场化进程的相关研究。

二、理论分析与研究假设

(一)“营改增”对外贸企业的影响

1.“营改增”的效率效果及其评价

“营改增”在资本市场中产生的经济效应已得到了众多学者的关注，尤其是“营改增”对企业税负的影响。田志伟等(2013)利用投入产出法测算了“营改增”实施前后各行业的宏观税负变化，发现增值税扩围是企业税负下降的重要原因。相比改革之前，许多原先无法取得增值税发票的业务现均已划分为可抵扣项目，扩大了税额抵扣范围，从长远来看减少了企业税负。亦有学者根据新政策的内容，从理论上阐述各行业的税负变化。比如，税改以前，许多企业出口业务中的国内环节需要缴纳营业税税款，而这一部分税款是无法退还的。“营改增”实施后，外贸服务性企业可以将国内环节产生的税款进行抵扣，解决了重复征税的问题(殷明 等，2013)。然而，有些行业在税改后税负出现了不减反增的情况。如王玉兰等(2014)发现，“营改增”使所得税与流转税呈反向变化趋势，且流转税的增加超过了所得税的减少，导致部分交通运输业企业的税负在改革初期有所增加。亦有学者按照“营改增”实施的时间、地点和行业进行区分，实证检验“营改增”对试点行业所得税税负和流转税税负的影响。曹越等(2016)发现“营改增”推行至北京等八个省市时，企业的所得税税负略有上升，推行到全国时则有所下降。因此，“营改增”的减税效应可能需要一定时间才能显现。

“营改增”的最终目的，是通过缓解税负压力来改善企业的经营状况，因此，不少学者也考察了“营改增”对企业盈利能力与投资水平的影响。“营改增”实施后，原征收营业税的价内税改为征收增值税的价外税，企业购建固定资产或与研发相关的无形资产可以产生更多抵扣，从而促使企业的投资水平上升(袁从帅 等，2015)。李成等(2015)发现，企业的购入成本因进项税额的抵扣而明显减少，投资力度也有所增加。刘柏等(2017)发现“营改增”显著提升了服务业的资产收益率，这是因为研发促进了新技术与产品的产生，帮助企业吸引更多的消费者，从而获得了额外利润。由于社会分工和专业化程度的提高，企业的营业收入也有所增加(陈钊 等，2016)。亦有学者从出口的角度分析“营改增”的影响。郝晓薇等(2014)认为，出口退税政策的出台增加了税收优惠，有效促进了出口贸易的发展。彭飞等(2018)指出，税收优惠的扩大降低了出口成本，增加了企业参与对外贸易的意愿。因此，行业关联度越高的企业，出口效应越显著。

上述文献支持了“营改增”能够降低税负的观点，但研究方法多为理论推导，实证研究也仅局限在部分行业内，尚未有足够的证据能体现外贸企业税负的变化幅度。另一方面，虽然现有研究已经验证了“营改增”对企业投资水平与盈利能力的正面影响，但较少关注企业价值。企业价值的增加是否真正源于“营改增”提供的税收优惠，亦未得到清晰明白的解释。鉴于此，本文以外贸企业为分析对象，探究“营改增”对税负与企业价值的具体影响。在此基础上，进一步结合市场环境与时间因素的作用，客观评价“营改增”对外贸企业的政策效果。

2.“营改增”对外贸上市企业税负的影响

“营改增”对外贸企业税负的影响，主要体现在退税范围与税率变化两个方面。从退税范围来看，进出口业务的退税范围在“营改增”实施后明显扩大。若外贸企业自身不具备生产能力，其出口的货物可以免征增值税(1)《关于出口货物劳务增值税和消费税政策的通知》(财税〔2012〕39号)的第二条第二款。。在服务出口方面，外贸企业购买研发或设计服务进行出口可以实行免税退税办法。从服务进口的角度来看，进口服务的咨询、设计费用也可以抵扣部分税额，这就使得原来无法退税的业务现在可以办理退税，增加了税收返还的比例。从税率变化来看，“营改增”为企业的出口业务提供了优惠税率。在国务院规定的范围内，外贸企业的出口业务可以享受增值税零税率和增值税免税两种优惠。从适用范围上看，零税率只适用于跨境应税行为，而免税适用于境内和跨境应税行为，为企业减少的税负可能更多。但实际上免税并没有零税率带来的优惠幅度大。免税只涵盖了本交易或流通环节涉及的增值额部分，且不允许进项税额抵扣，而零税率适用于整个交易和流通环节，并可以通过进项税额抵扣的方式实现。因此，在零税率的条件下，外贸企业不仅可以从本环节中获得退税，还可以从之前的所有交易环节中实现增值税抵扣。相较于增值税免税，零税率实现了完全消除重复征税的现象，为外贸企业带来的减税力度更大。相比改革之前，“营改增”一方面增加了税收返还的比例，减少了重复征税的环节，另一方面对纳税筹划的方式也产生了影响。唐明等(2016)指出，纳税人在两种出口优惠政策都适用的情况下，可以自行选择免税或者零税率的纳税方式，这意味着外贸企业可以根据自身的经营特征选择最合适的税收政策。因此，“营改增”不仅仅为外贸企业提供了税收优惠，也丰富了外贸企业进行纳税筹划的方法。

基于以上分析，本文提出：

假设1：“营改增”促使外贸上市企业的税负显著降低。

3.“营改增”对外贸上市企业之企业价值的影响

Myers (1976)认为，企业价值由投资活动所产生的利润和未来投资机会的期权价值(未来现金流) 共同构成。“营改增”是否增加了企业价值，可以关注企业的盈利能力与投资水平是否得到了改善。“营改增”之前，中国的增值税退税政策虽然覆盖了部分出口业务，但在国内市场环节，物流运输、研发设计等方面的劳务成本并不在出口退税的范围内。因此，企业必须提高销售价格以弥补缴税成本，这降低了产品在国际市场中的竞争力。税改之后，出口退税的范围扩大至劳务贸易以及货物贸易中附加的生产性劳务环节，可以产生更多的抵扣税额，降低了企业的出口成本。换言之，外贸企业可以利用不含税价格参与国际市场竞争，这不仅提高了出口利润，也提高了企业的盈利能力。同时，改革之后，企业购建固定资产可以获得更多抵扣税额，会计分录中的借记金额会低于实际支付价款，即资产入账金额会更低，在固定资产总额减少的情况下，非流动资产数量也会随之下降。由于购置固定资产的成本减少，企业自然会提高投资的积极性，参与更多的投资活动，以保持健康的资产持有水平。此外，企业的雇佣情况和员工薪酬水平在“营改增”后亦有所改善(袁从帅 等，2015)。叶康涛等(2013)认为，增加员工工资可以提高劳动效率，进而改善企业未来的现金流状况。因此，员工待遇的改善有助于忠诚度与工作积极性的提高，减少企业未来的业绩波动，从而降低资本成本，提高企业价值。

基于以上分析，本文提出：

假设2：“营改增”促使外贸上市企业的企业价值显著提高。

4.税收优惠与企业价值之间的联系

“营改增”实施后，外贸企业的经营活动可以产生大量的可抵扣税额，而这一部分抵扣最终会以税收返还的形式退还给企业，这是企业税负下降的根本原因。“营改增”的减税力度越大，外贸企业在经营与投资活动中可获得的税收返还就越多。从长期来看，税收返还将为企业节省更多的成本，有助于企业价值的提升。一方面，经营成本的下降能增加企业的利润，提高盈利能力；另一方面，购建资产的成本下降能增加企业的投资意愿，提高投资水平。因此，“营改增”提供的税收优惠越多，其对企业价值的提升作用也应当更加明显。

基于以上分析，本文提出：

假设3：“营改增”通过增加外贸上市企业的税收返还来促使企业价值得到提升。

(二)不同市场化程度下的“营改增”经济效益

由于不同地区的市场环境存在着差异，受环境因素的影响，不同地区企业的税负也呈现出了不同的特征。从税负的角度来看，市场化程度越高的地区，企业的纳税筹划方法往往更加先进，税盾效应发挥得更加充分(樊勇 等，2014)，企业税负越低，即市场化进程与企业税负之间存在着负相关关系。换言之，“营改增”的减税效益很可能被市场化进程的效果所覆盖。乔睿蕾等(2016)对这一作用提供了补充证据，发现“营改增”能够缓解企业的现金-现金流敏感性，但这一效果会随着市场化水平的提高而逐渐减弱。这是由于在市场化程度高的地区，企业面临的融资环境更宽松，无法凸显“营改增”的效益。相对的，市场化程度较低地区的融资环境更加严峻，在税改的引导下，当地的经济活力得到了大幅度提升，因此“营改增”的效益会更加明显。另外，“营改增”的实施效果也取决于企业的执行力度。对于税负较低的企业而言，他们可能更愿意“保持现状”以避免会计处理难度增加、影响经营效率，配合政策实施的意愿就更弱。一旦企业缺少主动性，“营改增”的减税作用就受到了限制，对企业价值的正面影响也就无从谈起。因此，“营改增”对市场化程度较高地区的企业而言，作用可能并不明显。相对地，市场化程度较低地区的企业税负更高，为了缓解税负压力，企业会努力进行纳税筹划、调整经营方式以配合政策实施，“营改增”的减税效果可能更加出色。同时，在市场化程度较低的地区，政府对经济活动的干预更频繁，当企业难以维持经营状况时，政府会出于政绩的考虑给予更多援助(李增泉 等，2005)。在一个企业税负普遍较高的环境下，政府会具有较高的积极性帮助企业减少税负，推进税改实施，“营改增”的效果应当更显著。

基于以上分析，本文提出：

假设4：在市场化程度越低的地区，“营改增”对外贸上市企业产生的效益越明显。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

1.样本选取过程

本文选取2010—2015年的中国A股外贸类上市企业作为研究样本，变量信息来自于国泰安数据库(CSMAR)，并且参考以往文献对样本进行了以下处理：(1)剔除金融、保险行业企业；(2)剔除ST类的企业；(3)剔除了资不抵债，即资产负债率大于1的企业；(4)剔除财务数据缺失的企业；(5)剔除样本期少于4年的数据，以保持观测的完整性与连续性；(6)进行倾向得分匹配(PSM)以减轻样本自选择问题。最终获得了1208个观测值。为了缓和极端值对分析结果造成的偏误，本文在1%和99%分位上对连续变量进行了缩尾处理。

2.倾向得分匹配

在此次改革中，企业是否为试点企业可能并非随机决定，因此存在着自选择问题。本文使用倾向得分匹配(PSM)来减轻自选择问题的影响。借鉴现有文献(曹越 等，2016；刘骏 等，2014)选取以下变量模型进行倾向得分匹配：(1)企业规模(SIZE)，即当年年末的企业资产总额取自然对数，一般认为企业规模越大，政治游说的能力会越强，进而会增加税务筹划的动机；(2)资产负债率(LEV)，即当年年末的企业负债总额除以资产总额，企业财务杠杆越高，可以扣除的负债利息越多，整体税负就越小；(3)无形资产密集度(INTANG)，年末无形资产净额除以资产总额，无形资产的折旧摊销扣除越多，税负就越低；(4)营业收入毛利率(GROSSMAR)，计算方式为当年企业营业收入和营业成本的差额除以营业收入，用来反映企业的成长性，控制毛利率对税负的影响；(5)资产报酬率(ROA)，等于年末净利润除以总资产平均额，企业盈利越多，需要纳税的额度就越高，税负就越重。

在倾向得分匹配中，将进行“营改增”的企业定义为处理组，共83家；未进行“营改增”的企业定义为对照组，共1110家。对试点行业企业进行最近邻1对1匹配，未报告的结果显示匹配后处理组与对照组的变量无显著差异，得到了较为平衡的匹配结果。

(二)变量定义

1.被解释变量

(1)借鉴现有文献(刘骏 等，2014)，通过以下方式度量税负：TAX = TAX_NCF/SALES。其中TAX_NCF为外贸企业支付各项税费产生的净现金流出，其计算公式为：TAX_NCF=支付的各项税费-收到的税收返还。根据中国现行的外贸企业会计准则，“支付的各项税费”(TAX)包含了外贸企业应当缴纳的各种税费，“收到的税收返还”(SFFH)则包含了外贸企业收到的全部税收返还，以两者的差额作为企业税负的衡量标准。SALES为企业当年的营业收入。一般认为，税负是指缴纳税费占计税经济来源的比例，因此，本文以税费净支出与营业收入的比值作为企业税负的衡量标准。

(2)本文以TOBINQ作为企业价值的衡量指标，其计算方式如下：以流通股股数与每股股价的乘积加上非流通股股数与每股净资产的乘积，最后除以总资产作为企业价值的衡量标准。

2.解释变量

解释变量TREAT为虚拟变量，若样本企业为试点地区的试点行业，则视为处理组，赋值为1，否则视为控制组，赋值为0。本文将样本期内符合试点时间与试点行业的外贸企业定义为处理组，最终由行业分类为交通运输业与现代服务业的外贸企业构成，其他外贸企业定义为实验组。解释变量YEAR为虚拟变量，表示当年是否属于试点企业进行“营改增”的年份，若受到影响则赋值为1，否则为0。交乘项TREAT×YEAR作为重点关注变量(DID)，即“营改增”对试点企业的影响。

3.控制变量

本文参考曹越等(2016)、刘骏等(2014)的做法，使用企业规模、资产报酬率、资产负债率、企业年龄、营业收入毛利率、资本密集度以及无形资产密集度作为控制变量。

表1 变量定义

(三)研究模型

参考曹越等(2016)、刘柏等(2017)的研究，本文利用双重差分法(DID)来检验“营改增”对外贸企业税负与企业价值的影响。考虑到“营改增”在2012—2013年还属于逐步实施的阶段，剔除2012年与2013年的数据以保证检验的准确性，选择“营改增”启动前两年(2010—2011年)和“营改增”实施后两年(2014—2015年)作为研究期间，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)用于检验假设1。在模型(1)中，被解释变量为企业税负(TAX)，解释变量为TREAT×YEAR，检验时主要关注系数α3的符号及其显著性，若为显著负相关，则表明“营改增”显著降低了企业税负，与假设1的预期一致。模型(2)用于检验假设2。在模型(2)中，被解释变量为企业价值(TOBINQ)，检验时主要关注系数α3的符号及其显著性，若为显著正相关，则表明“营改增”显著增加了企业价值，与假设2的预期一致。为检验“营改增”是否通过增加企业的税收返还来提升企业价值，本文参考温忠麟等(2004)的研究，利用模型(1)、模型(3)与模型(4)来检验假设3。其中，模型(3)中被解释变量(中介变量)为企业收到的税费返还(SFFH)。若模型(1)中系数α3著为负，模型(3)中系数α3显著为正，且模型(4)中的系数α4显著为正，则表明“营改增”可以通过增加企业的税收返还来增加企业价值。如果模型(3)中的α3与模型(4)中的α1至少有一个不显著，则利用Sobel检验来判断是否存在中介效应。模型5用于检验假设4。其中，被解释变量为企业税负(TAX)与企业价值(TOBINQ)，检验时主要关注系数α5的符号及其显著性。INDEX代表市场化指数，参考樊纲等(2016)，使用《中国分省份市场化指数报告(2016)》来衡量各个地区的市场化水平，并根据各省每年市场化指数产生年度中位数并将样本分成两组，若企业所处地区市场化指数大于年度中位数则取值为1，否则为0，最终的回归结果也以市场化指数分组的方式进行呈现。借鉴现有文献(杨兴全 等，2012)，以2011—2014年的市场化指数平均增长率来计算2015年的市场化指数。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

变量的描述性统计结果见表2。从表2可以看出：税负(TAX)均值为0.08，中位数为0.06，最小值与最大值差异较大，可能的原因是“营改增”后试点企业税负下降，而非试点企业税负压力未能得到缓解，导致了明显差距。企业价值(TOBINQ)均值2.080大于中位数1.530，表明样本数据右偏，标准差高达1.870，表明样本间企业价值差别较大，可能是“营改增”后试点企业价值显著增加，与非试点企业产生了显著差异。税收返还(SFFH)均值为0.01，标准差为0.02，分布较为合理。企业规模(SIZE)均值为22.28，标准差为1.360；企业年龄(AGE)均值为2.24，标准差为0.74，说明样本企业的资产规模与上市年龄存在一定的差异性。资产报酬率(ROA)均值为0.05，标准差为0.06，说明样本企业经营业绩在“营改增” 前后较为正常，但无显著改善。资本密集度(PPE)均值为0.22，标准差为0.17，总体偏低，说明样本企业并未大幅度利用固定资产投资来增加可抵扣税额，可能的原因是企业业绩并未达到理想状态，影响了可支配投资量。资产负债率(LEV)均值为0.42，中位数为0.41；营业收入毛利率(GROSSMAR)均值为0.31，中位数为0.27；无形资产密集度(INTANG)均值为0.05，中位数为0.03，整体上较为合理。

表2 描述性统计

(二)相关性分析

表3为Pearson相关系数表。由表3可知，“营改增”(TREAT×YEAR)与企业税负(TAX)在1%的水平上显著负相关，初步验证了假设1。(TREAT×YEAR)与企业价值(TOBINQ)在1%的水平上显著正相关，初步验证了假设2。大部分控制变量与被解释变量都保持了显著性，说明控制变量的选取较为合理。绝大多数控制变量之间的相关系数小于0.5，说明实证模型不存在严重的多重共线性问题。

表3 Pearson相关系数

(三)多元回归分析

假设1的回归结果见表4第(1)列。表4第(1)列显示，解释变量(TREAT×YEAR)与被解释变量(TAX)在5%的水平上显著负相关，表明“营改增”显著降低了外贸上市企业的税负，与本文假设1的预期一致。假设2的回归结果见表4第4列。解释变量(TREAT×YEAR)与被解释变量(TOBINQ)在1%的水平上显著正相关，表明“营改增”显著提高了外贸企业的企业价值。假设3的回归结果见表4第(4)、(7)、(8)列。表4第4列的结果表明，“营改增”显著提高了外贸企业的企业价值。表4第(7)列显示，解释变量(TREAT×YEAR)在1%的水平上与税收返还(SFFH)显著正相关，表明“营改增”显著增加了外贸企业的税收返还。表4第(8)列显示，税收返还(SFFH)在10%的水平上与企业价值(TOBINQ)显著正相关，表明“营改增”通过增加外贸企业的税收返还来提高企业价值。

表4第(2)、(3)、(5)、(6)列为假设4的回归结果。回归结果显示，解释变量(TREAT×YEAR)在第(3)、(6)列即市场化程度较低的样本中与企业税负(TAX)显著负相关，与企业价值(TOBINQ)显著正相关，在第(2)、(5)列即市场化程度较高的样本中并无显著影响，假设4得到验证，即市场化程度较高的区域税负水平本身不高，企业执行政策的力度不够，导致“营改增”的效益无法凸显。

表4 多元回归结果

(续表4)

为了进一步验证假设4，本文将不同市场化程度地区的税负均值进行逐年对比，结果如表5所示。根据表5可知，在市场化程度较低的地区，企业税负在“营改增”前后都高于市场化程度较高的地区，因而验证了假设4，即市场化程度较高的地区税负水平本身就低，因此“营改增”的减税效果并不明显；而市场化程度较低的区域税负水平较高，迫切需要缓解税负压力，在“营改增”的促进作用下，税负产生了显著下降，由于政策执行力度更大，企业价值也产生了显著增加。“营改增”在市场化程度较低的地区效果更加明显，进一步证明此次改革并未受限于不成熟的市场环境，这也是政策执行到位，政府与企业通力合作的成果。

表5 税负均值差异检验

五、 稳健性测试与进一步分析

(一)稳健性测试

为增强本文结论的稳定性，利用以下两个方式进行稳健性测试：

(1)在倾向得分匹配(PSM)过程中，不同的匹配方式可能会产生与本文结果不一致的情况。为了确保研究结论的稳定性，本文将1对1匹配改为半径匹配和1对2匹配。表6与表7分别为半径匹配与1对2匹配的回归结果。由表可知，解释变量(TREAT×YEAR)的回归系数依然保持了显著性，与前文的研究结果保持了一致。

表7 1对2匹配

(续表7)

(2)安慰剂检验。为了排除时间趋势对本文结果造成的可能偏误。本文将样本期设置为“营改增”启动前两年(2010与2011年)，变量YEAR重新设定为：若当年等于2011年，赋值为1，若等于2010年，赋值为0，以2011年的样本构建虚拟实验组。若解释变量(TREAT×YEAR)依然保持显著，则表明本文所观测到的结果并非“营改增产生的影响。表8为安慰剂测试的回归结果。由表8可知，所有解释变量(TREAT×YEAR)均不显著，表明本文结果并不受时间趋势影响，而是“营改增”政策实施的结果。

表8 安慰剂检验

(二)进一步分析

主测试结果表明“营改增”后外贸上市企业税负有所下降，企业价值有所提高，但并未表现出该效益出现的“速度”，即“营改增”的效益可能是实施一段时间后才能显现，或是每年都有显著变化。考虑到利用双重差分模型的条件较为复杂，本文选择一种更加简单的方式，将试点企业2010—2015年每年的税负均值与TOBINQ均值进行对比，从而判断“营改增”的实施效率。

1.税负变化趋势

图1为企业税负与企业价值的变化趋势图，具体数值呈现在表9中。结合图1与表9发现，“营改增”前期，即2010—2012年，税负先增后减，但总体呈上升趋势。2012年“营改增”实施后，企业税负开始呈现稳定的下降趋势。表10显示2011年与2014年、2011年与2015年、2012年与2015年的税负均值存在显著性差异，其他相邻年份的税负均值均无显著差异，说明“营改增”降低税负并非立竿见影，而是一个循序渐进的过程。

图1 均值变化趋势

表9 被解释变量年度均值

表10 被解释变量逐年均值差异检验

2.企业价值变化趋势

由图1与表9可知，外贸企业的企业价值在政策实施前两年不断减少，在“营改增”开始后产生了明显上升趋势。表10显示相邻年份的企业价值均值存在显著性差异，结合税负的变化趋势，发现虽然税负每年的下降程度不大，但带来的经济效益是十分显著的。样本企业的企业价值与改革之前相比产生了质的飞跃，表明“营改增”政策执行到位，对企业产生了积极影响。

六、结论与政策建议

(一)研究结论

1.主要结论

降低企业税负、改善企业活力是促进资本市场稳定发展的重要前提。本文以“营改增”为契机，实证检验了税改对外贸上市企业税负与企业价值的影响。研究结论表明，“营改增”显著降低了外贸上市企业的税负，并显著提高了其企业价值；特别地，企业所处地区的市场化程度越低，“营改增”对企业税负与企业价值的有益影响越显著；路径分析表明，“营改增”通过增加外贸上市企业的税收返还来提升企业价值。进一步研究发现，“营改增”降低外贸上市企业税负的速度较为缓慢，但对企业价值的正面影响更为迅速、有效。简言之，“营改增”的实施为企业带来了充分的政策红利，达到了预期效果。

2.更多的发现

(1)营业收入增长率与资产报酬率越高的企业，税负也往往越高。因此，在衡量企业的经营状况是否“健康”时，可以将税负视为一项重要的考核标准。企业的经营活动几乎都会产生税费，因此企业的绩效越好，往往也伴随着一定水平的税负。倘若财务报表呈现出的结果与预期大相径庭，则暗示企业存在避税漏税的可能性。因此，关注企业绩效与税负之间的关系及其变动趋势，将有助于相关者深入评价企业的运营情况，帮助其实施有效监管。

(2)资本密集度与无形资产密集度越高，企业价值越低。这一结果可能意味着过度投资会对企业价值产生负面影响。因此，管理层在进行投资决策时，不仅仅要考虑投资对税负压力的缓解作用，更要考虑投资对长期经营产生的影响，进行合理投资，以防资本错配，损害企业价值。

(二)政策建议

其一，“营改增”的最终成效不仅仅取决于制度本身，企业执行政策的积极性也同样重要。因此，外贸企业一方面要对涉税和财务人员进行专项培训，确保新旧政策能够顺利过渡，另一方面要加强对税务处理的监督，构建完善的税务管理机制，才能帮助企业进行合理税务筹划，缓解税负压力。虽然改革初期税负下降幅度不大，但企业价值的提升是显著的，因此不能光以税负作为“营改增”效益的衡量标准，外贸企业也需要具备足够的耐心和动力去配合政策的实施，才能实现政策效益的最大化。

其二，综合本文及前期相关文献所发现的证据可知，“营改增”的纳税流程还存在尚未打通的环节。繁琐的税收管理增加了缴税与退税的难度，这与外贸企业税负的缓慢减少也不无关系。因此，政府特别是税务机关应当进一步规范纳税流程，加快税务管理的信息化、数据化，降低纳税工作的复杂性，让外贸企业享受到更多的政策优惠。

其三，“营改增”在降低外贸企业税负的同时，给予了外贸企业更多的成长机会与投资空间，对经营结构和资源配置也起到了一定的优化作用，这与市场化进程的作用不谋而合。换言之，“营改增”也是促进市场不断发育、完善的一股力量。因此，加快推进市场化改革，将有助于增加各地市场发展的平衡性，改善企业的经营环境，最终形成促进经济增长的重要力量。